不同城鎮(zhèn)化發(fā)展速度下房地產(chǎn)投資規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展的影響

武建新 路 暢

一、文獻綜述

房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟發(fā)展的影響效應問題，一直都是海內(nèi)外學術界關注的熱門話題。從現(xiàn)有研究成果來看，海外學術界普便認為兩者之間顯著相關，Iain（1999）、Garrick等（2016），認為住房市場投資規(guī)模的變動與經(jīng)濟周期波動密切關聯(lián)，能夠有效地解釋經(jīng)濟變化的原因。Choo 等（2015）、Peiser（2015），認為房地產(chǎn)市場在經(jīng)濟發(fā)展中占有相當大的比重，與經(jīng)濟發(fā)展正相關，房地產(chǎn)投資規(guī)模的增加能夠拉動當?shù)亟?jīng)濟增長。從國內(nèi)現(xiàn)有研究觀點來看，主要分為兩種，一種觀點認為房地產(chǎn)投資和區(qū)域經(jīng)濟變動之間相關聯(lián)且具有一定的穩(wěn)定性，房地產(chǎn)業(yè)的擴大發(fā)展對地方經(jīng)濟具有正向拉動作用。例如，唐志軍等（2010）、王麗蕊（2013）、張立新和秦俊武（2014）、景剛（2019）等均通過相關數(shù)據(jù)分析和統(tǒng)計方法，明確了房地產(chǎn)業(yè)投資規(guī)模的擴大對地區(qū)GDP 增長的正向推動作用。另一種觀點認為，房地產(chǎn)過度投資，會導致產(chǎn)業(yè)結構不均衡，短期對國民經(jīng)濟增速影響相對較小，但會在長期不斷抑制經(jīng)濟發(fā)展，例如，王少梅（2014）、陳明華和依娜（2017）認為房地產(chǎn)業(yè)的盲目擴大發(fā)展會吸引大量投機資本，形成泡沫，降低社會經(jīng)濟效率。劉皖青（2019）、王業(yè)輝（2019）通過采用相關數(shù)據(jù)分別采用格蘭杰因果檢驗和面板模型，實證結果顯示，在新經(jīng)濟態(tài)勢下，過度發(fā)展的房地產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟的驅動力會隨著時間的變動而呈現(xiàn)出不同的效用，短期呈現(xiàn)出促進作用，反之長期則會抑制經(jīng)濟發(fā)展。

從已有文獻來看，多數(shù)研究對變量關系的處理仍是線性分析，少量非線性研究將樣本進行分離，通過單獨建模進行比較分析，并非在同一模型內(nèi)進行分析，結論的有效性有待進一步進行檢驗，本研究的創(chuàng)新之處在于：第一，通過面板門限估計從關聯(lián)性角度獲取城市化發(fā)展速度的標準，從而深入分析房地產(chǎn)投資規(guī)模與經(jīng)濟波動之間的非線性結構關系，構建非線性面板門限模型并進行估計。第二，根據(jù)模型分析結果，提出通過控制城市化發(fā)展速度及質量來控制房地產(chǎn)投資規(guī)模變化對宏觀經(jīng)濟發(fā)展的影響，從而形成促進宏觀經(jīng)濟發(fā)展的相關調控措施。

三、模型構建

（一）假設提出

首先，房地產(chǎn)投資規(guī)模的變化與經(jīng)濟的發(fā)展緊密關聯(lián)，投資規(guī)模過低，無法匹配城鎮(zhèn)化進程中各類性質用房需求，不足以支撐經(jīng)濟發(fā)展的需要；投資規(guī)模過高，會導致產(chǎn)業(yè)結構失衡，經(jīng)濟發(fā)展效率低下，不利于國民經(jīng)濟健康有序地發(fā)展。其次，房地產(chǎn)投資規(guī)模受城鎮(zhèn)化推進速度的約束，根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的相關理論，在城鎮(zhèn)化程中，工業(yè)化進程的加快、現(xiàn)代經(jīng)濟效率提升，農(nóng)業(yè)部門過剩的勞動力人口必然向效率更高、就業(yè)機會更多、薪酬更高的城市聚集。而人口和產(chǎn)業(yè)的聚集，將改變區(qū)域房地產(chǎn)的需求結構和總量，必然要求地產(chǎn)投資規(guī)模與之相適應。最后，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與城鎮(zhèn)化推進速度在經(jīng)濟運行過程中緊密相連，合理的城鎮(zhèn)化推進速度能夠提升人口質量，完善產(chǎn)業(yè)布局，拉動內(nèi)需，穩(wěn)固地區(qū)經(jīng)濟。反之，過快地推進城鎮(zhèn)化，可能會出現(xiàn)區(qū)域城鎮(zhèn)化率“虛高”的現(xiàn)象，導致逆城鎮(zhèn)化出現(xiàn)，不利于經(jīng)濟的發(fā)展?？梢姡擎?zhèn)化推進速度與地產(chǎn)投資規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展三者之間密切相關。據(jù)此推斷，不同城鎮(zhèn)化發(fā)展速度下，房地產(chǎn)投資規(guī)模的波動對經(jīng)濟的影響會呈現(xiàn)出差異化的特征。鑒于此，本文提出如下假設。

假設一：房地產(chǎn)投資規(guī)模的波動對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在城鎮(zhèn)化推進速度約束下的門檻效應。

假設二：只有在一定的城鎮(zhèn)化推進速度約束下，房產(chǎn)投資規(guī)模的增加才能拉升區(qū)域經(jīng)濟。

（二）理論模型構建

根據(jù)假設條件，本文直接借鑒沈悅、董鵬剛（2018）關于房價波動、房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間關系的模型設計，并結合本文的研究目的，引入城市化發(fā)展，模型設計如下：

其中，G代表經(jīng)濟發(fā)展；INV代表投資規(guī)模；UL代表城市化水平；Z代表相關控制變量；e為隨機誤差項，服從獨立同分布；μ為固定效應。

本文將借鑒Hansen提出的門限自回歸模型，引入城鎮(zhèn)化率的變動速度為門限變量，模型設定為：

其中，τ1、τ2為門檻值。

如果τ1=τ2，為單門限模型，則模型可寫為：

如果τ1≠τ2，為雙門限模型，則模型可寫為：

但門限模型中，門限值τ的確定需從門檻變量LPP區(qū)間內(nèi)任一初始值τ0，求出其殘差平方和S（τ0），直至得到使S（τ）最小的τ0為止，殘差平方和最小的τ0就是門限值τ?。雙門限值求取原理相同，此處不再贅述。

獲得門限值后，需對門限效應的真實性、顯著性進行檢驗。設定不存在門限效應的原假設H0和檢驗統(tǒng)計量L為：

S0表示H0條件下殘差平方和， 且有為方差的一致估計。在得到使時的殘差后，可得：

由于L 統(tǒng)計量并不服從標準的分布。因此，本文借助Hansen（2000）提出的“自舉法”（Bootstrap）來獲得漸進分布的想法，進而得出相應的概率p值。明確存在門限效應后，則通過似然比統(tǒng)計量對H0進行檢驗，即：

（三）門限變量的選擇

本文選擇城鎮(zhèn)化推進速度作為門限變量，是因為房地產(chǎn)投資規(guī)模對GDP 的影響可能因為城鎮(zhèn)化推進速度的不同而呈現(xiàn)非線性的特征。

（四）實證模型

根據(jù)前文的分析，本文將采用城鎮(zhèn)化率的變動率作為門限變量，分析房地產(chǎn)投資規(guī)模變動對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響。鑒于門限數(shù)量需要經(jīng)過實證檢驗確定，此處僅給出該實證模型的一般表達式：

其中，GDP代表經(jīng)濟發(fā)展水平，UL為城鎮(zhèn)化率，INV為區(qū)域地產(chǎn)市場投資規(guī)模，TSS為消費品零售總額，F(xiàn)IN為財政支出，HP為商品住宅單位價格。

四、實證檢驗與分析

（一） 數(shù)據(jù)來源及結構

本文選取2005—2018 年間我國35 個大中城市的城鎮(zhèn)化率（UL）、住宅投資規(guī)模（INV）、GDP、社會商品零售總額（TSS）、地方一般公共預算支出（FIN）等相關數(shù)據(jù)進行實證分析，其中，鑒于數(shù)據(jù)的可得性和精確性，本文采取常住總人口中城鎮(zhèn)人口的比例來反映各地區(qū)城鎮(zhèn)化率，各變量的來源、含義、用途如表1所示，數(shù)據(jù)結構如表2所示。

（二）單位根檢驗

為避免出現(xiàn)虛假回歸，將分別采用LLC、IPS、ADF 以及PP檢驗對模型所涉及的變量進行單位根檢驗，為規(guī)避出現(xiàn)異方差，將涉及變量轉換為對數(shù)形式。檢驗顯示，各變量一階差分值平穩(wěn)（見表3），符合建模要求。

（三）門限變量的確定及檢驗

門限個數(shù)的確定是面板門限實證模型具體形式確定的基礎。本文分別在“不存在門限”“單門限”和“雙門限”的設定下對式（6）進行估計，結果如表4所示。

模型在上述三種形式的設定下，通過bootstrap的方法得到的F統(tǒng)計量分別為5.66、3.63 和0.02，與之相對應的P值分別為0.00、0.09和0.91，即在10%的水平下，顯著拒絕了“不存在門限值”和“存在一個門限值”，因此，該模型為雙門限模型。

表1 變量的含義、用途及來源

表2 各變量數(shù)據(jù)結構

表3 單位根檢驗結果

依據(jù)對門限顯著性的檢驗，得到門限值估計結果，詳見表5。

（四）模型估計結果

結合上述門限值，將模型樣本區(qū)間分為3 組，得到模型的具體形式如下：

模型參數(shù)估計結果如表6所示。

根據(jù)表6可知，當城鎮(zhèn)化率變動率作為門限值時，區(qū)域房地產(chǎn)投資規(guī)模的變動對其經(jīng)濟發(fā)展在一個區(qū)間內(nèi)存在顯著影響。根據(jù)檢驗結果，當門限值小于0.011 時，房地產(chǎn)投資規(guī)模的變動對經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；當門限值處于[0.011，0.014]這一區(qū)間時，房地產(chǎn)投資規(guī)模的變動對經(jīng)濟發(fā)展影響顯著且方向為正；當門限值大于0.014 時，房地產(chǎn)投資規(guī)模的變動對經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著且方向為負；此外，模型中其他控制變量的變動顯著影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

表4 門限檢驗結果

表5 門限值估計結果

五、結論與建議

房地產(chǎn)投資規(guī)模變動對經(jīng)濟發(fā)展的影響會隨著城鎮(zhèn)化推進速度的不同而呈現(xiàn)出顯著的非線性特征，即在我國房地產(chǎn)市場中，房地產(chǎn)投資規(guī)模變動對經(jīng)濟發(fā)展的作用會受到城鎮(zhèn)化發(fā)展速度的制約。具體而言，當門限值處于[0.011，0.014]時，房地產(chǎn)投資規(guī)模的變動對經(jīng)濟發(fā)展影響顯著且方向為正，反之當門限值大于0.014 時，房地產(chǎn)投資規(guī)模的變動對經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著且方向為負，具體而言，當城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度處于1.1%～1.4%時，提升房地產(chǎn)投資規(guī)模能夠促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，當城市化發(fā)展速度超過1.4 時，提升房地產(chǎn)投資規(guī)模能夠促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展則不利于經(jīng)濟發(fā)展，基于此，本文提出以下政策建議。

（一）因城施策，高質量發(fā)展新型城鎮(zhèn)化

優(yōu)化并構建全要素產(chǎn)業(yè)結構，結合產(chǎn)業(yè)需求、人口需求合理開發(fā)建設用地，引導和鼓勵優(yōu)質資源集聚，建立城市群，打通城市間傳導通路，強化交通、人才、資金、和信息等資源連接，各地區(qū)結合自身情況，制定相關國際合作、投資、人才等優(yōu)惠政策，以地方產(chǎn)業(yè)為支撐，科學推進城鎮(zhèn)化發(fā)展。

（二）調節(jié)人口遷徙流向，有序推進城鎮(zhèn)化發(fā)展

充分發(fā)揮市場調節(jié)作用，提升非一線城市的經(jīng)濟活力，引導人口就近城鎮(zhèn)化，緩解一二線城市的無序擴張和人口壓力，通過落戶、收入分配等政策的優(yōu)化，調節(jié)大城市農(nóng)業(yè)人口的轉移數(shù)量，研究并制定合理的區(qū)域間人口流動機制，避免“逆城鎮(zhèn)化”現(xiàn)象。

（三）優(yōu)化調控措施，平穩(wěn)發(fā)展房地產(chǎn)市場

轉變調控方向，引導為主，管制為輔。在供給方面，堅持以市場為基準的房地產(chǎn)的價格調控機制，利用金融和財政政策引導政策性住房開發(fā)和入市，滿足城市低收入群體的居住需求。構建跨企業(yè)的融資平臺，持續(xù)激活產(chǎn)業(yè)資金流動性，引導資金向城市新的熱點區(qū)和中西部城市流動。在需求方面，對不同的需求主體采取差異化引導措施，堅持房住不炒，嚴格杜絕市場投機行為，降低房地產(chǎn)泡沫風險。

表6 不同城鎮(zhèn)化發(fā)展階段下房地產(chǎn)投資規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展的估計結果