城市創(chuàng)新行為與商品房?jī)r(jià)格的空間關(guān)聯(lián)特征

范曉莉 李秋芳

[關(guān)鍵詞] 房?jī)r(jià)波動(dòng);城市創(chuàng)新行為;空間溢出效應(yīng)

黨的十九大報(bào)告指出：“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐?！痹谛掳l(fā)展格局下，房地產(chǎn)行業(yè)的金融化程度逐漸削弱，回歸到行業(yè)本身，各地紛紛圍繞“創(chuàng)新戰(zhàn)略”和“產(chǎn)業(yè)高級(jí)化”等方向制定發(fā)展目標(biāo)，努力提升本地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境，為進(jìn)一步提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提供支撐。

《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)商品房平均銷售價(jià)格由2008 年的3800 元/平方米上漲到2018 年的8736.9 元/平方米，其中北京和上海的房?jī)r(jià)漲幅最大，分別上漲了172.35% 和228.38%，北京、上海、廣州、深圳四大城市房?jī)r(jià)遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平，各地區(qū)房?jī)r(jià)差異明顯且呈逐步擴(kuò)大趨勢(shì)。因此，2019年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)落實(shí)穩(wěn)地價(jià)、穩(wěn)房?jī)r(jià)、穩(wěn)預(yù)期的長(zhǎng)效管理調(diào)控機(jī)制，堅(jiān)持“房子是用來住的、不是用來炒的”定位。近年來，隨著房地產(chǎn)調(diào)控政策進(jìn)一步落實(shí)，房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格趨于平穩(wěn)，但一線城市仍呈現(xiàn)一定幅度上漲態(tài)勢(shì)。從全球城市發(fā)展態(tài)勢(shì)來看，創(chuàng)新集聚區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)相對(duì)繁榮，諸如中國(guó)的京津冀、長(zhǎng)三角、珠三角大都市圈以及美國(guó)硅谷、日本東京等區(qū)域的房?jī)r(jià)均呈現(xiàn)不斷上漲趨勢(shì)。近年來，隨著房地產(chǎn)調(diào)控政策進(jìn)一步落實(shí)，房地產(chǎn)市場(chǎng)分化與該地區(qū)的人才、資金、環(huán)境、經(jīng)濟(jì)等創(chuàng)新要素息息相關(guān)，整體表現(xiàn)出“明知房?jī)r(jià)高，偏要擇其居”的現(xiàn)象，表明區(qū)域創(chuàng)新是推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲的關(guān)鍵因素。與此同時(shí)，我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展存在明顯的空間差異特征[1]，而創(chuàng)新活動(dòng)呈現(xiàn)顯著的空間相關(guān)性，各區(qū)域間的創(chuàng)新要素相互作用在區(qū)域間傳播，會(huì)影響相鄰地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展，推動(dòng)區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升[2-3]。但是，我國(guó)創(chuàng)新活動(dòng)仍存在顯著的空間集聚特征，網(wǎng)絡(luò)溢出效應(yīng)范圍較為有限，區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展不平衡特征依然明顯[4]。那么，隨著創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略不斷深入實(shí)施，城市創(chuàng)新行為如何對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)產(chǎn)生影響？城市創(chuàng)新行為與房?jī)r(jià)波動(dòng)之間的關(guān)系是什么？如何根據(jù)城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的作用特征制定政策？這些問題已成為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略背景下穩(wěn)定我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展不容回避的問題。

一、文獻(xiàn)綜述

城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是息息相關(guān)的。隨著創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的不斷深入實(shí)施，學(xué)者們有針對(duì)性地研究創(chuàng)新行為與房?jī)r(jià)波動(dòng)之間的關(guān)系，并對(duì)二者之間的相互影響機(jī)理進(jìn)行了驗(yàn)證。一部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生顯著的影響，并且區(qū)域創(chuàng)新要素的空間特征是引起房?jī)r(jià)分化的重要原因。Florida采用包括科技投入、科技產(chǎn)出和科技人才的“3T”指標(biāo)來評(píng)價(jià)城市創(chuàng)新能力，指出高技術(shù)人才向創(chuàng)新型城市集聚會(huì)提升房?jī)r(jià)[5]。范新英和張所地通過構(gòu)建創(chuàng)新集聚的指標(biāo)體系，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新集聚是引起城市房?jī)r(jià)上漲和房地產(chǎn)市場(chǎng)分化的重要原因[6]。宋婧運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新能力提升對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生正向效應(yīng)[7]。馮珍等人運(yùn)用空間計(jì)量模型分析了區(qū)域創(chuàng)新要素對(duì)房?jī)r(jià)分化的影響，表示基礎(chǔ)設(shè)施和人才要素對(duì)房?jī)r(jià)的正向影響大于資金和技術(shù)要素對(duì)房?jī)r(jià)的影響[8]。另一部分學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)對(duì)創(chuàng)新行為同樣產(chǎn)生影響。第一，房?jī)r(jià)上漲過快不利于企業(yè)創(chuàng)新。王文春和榮昭從工業(yè)企業(yè)角度出發(fā)，指出房?jī)r(jià)波動(dòng)上漲過快會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新資金投入，從而影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和研發(fā)投入[9]。朱晨以上海市為例，同樣得出房?jī)r(jià)波動(dòng)上漲對(duì)工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新具有抑制作用[10]。第二，高房?jī)r(jià)在一定程度上限制了城市創(chuàng)新。厲偉等人從城市房?jī)r(jià)管理角度分析房?jī)r(jià)與城市創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)波動(dòng)上漲阻礙了城市創(chuàng)新水平的提升，這在一線、二線城市表現(xiàn)尤為明顯[11]。廖望等人指出一線城市商品房?jī)r(jià)格上漲對(duì)城市創(chuàng)新具有顯著抑制性[12]。崔瑩瑩等人從創(chuàng)新資金和人力資本視角，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)城市創(chuàng)新存在顯著的負(fù)效應(yīng)[13]。第三，房?jī)r(jià)波動(dòng)過快易導(dǎo)致資源錯(cuò)配從而不利于開展創(chuàng)新行為。羅雙成和陳衛(wèi)民認(rèn)為城市房?jī)r(jià)波動(dòng)上漲過快引起創(chuàng)新要素錯(cuò)配，資源配置效率損失是導(dǎo)致創(chuàng)新能力下降的原因[14]。張煜暉和王鉞在考慮了創(chuàng)新要素的空間流動(dòng)后發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的抑制作用[15]。

基于以上文獻(xiàn)梳理，筆者認(rèn)為已有文獻(xiàn)仍存在幾點(diǎn)不足：一是缺少城市創(chuàng)新行為與房?jī)r(jià)波動(dòng)之間的影響路徑分析;二是忽略了變量間可能存在的空間關(guān)聯(lián)特征;三是房?jī)r(jià)波動(dòng)的研究范圍太大，說服力小。因此，本文基于2011—2019年我國(guó)具有代表性的35個(gè)大中城市面板數(shù)據(jù)，重點(diǎn)分析城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響特征，通過系統(tǒng)分析兩者之間的作用機(jī)理，并運(yùn)用空間計(jì)量模型驗(yàn)證其影響特征，從實(shí)證檢驗(yàn)和效應(yīng)分解兩方面進(jìn)行分析，以期為充分發(fā)揮城市創(chuàng)新行為的潛力，提升城市創(chuàng)新能力，推動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)持久健康發(fā)展提供科學(xué)的參考。

二、機(jī)理分析與假設(shè)提出

城市開展創(chuàng)新活動(dòng)有助于提高自身創(chuàng)新能力，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。筆者認(rèn)為，城市創(chuàng)新行為能夠產(chǎn)生虹吸效應(yīng)和引致效應(yīng)，從而對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生影響，因此城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)的影響機(jī)理將遵循以下邏輯：城市創(chuàng)新行為—?jiǎng)?chuàng)新能力—虹吸效應(yīng)和引致效應(yīng)—房?jī)r(jià)波動(dòng)（見圖1）。

（一）虹吸效應(yīng)

虹吸效應(yīng)是城市發(fā)展過程中產(chǎn)生的一種現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市對(duì)創(chuàng)新要素具有更強(qiáng)的吸引力。具有創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)的地區(qū)會(huì)通過虹吸效應(yīng)不斷吸引周邊地區(qū)資源要素，提升本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，刺激商品房?jī)r(jià)格快速上漲，這一效應(yīng)呈現(xiàn)顯著的階段性特征。在初始階段，集聚效應(yīng)較為明顯，該階段發(fā)達(dá)地區(qū)處于創(chuàng)新起步時(shí)期，需要不斷吸引創(chuàng)新要素提升創(chuàng)新水平。發(fā)達(dá)地區(qū)吸引周邊欠發(fā)達(dá)地區(qū)的資源，創(chuàng)新要素形成集聚效應(yīng)，這個(gè)階段的影響會(huì)產(chǎn)生極化效應(yīng)，導(dǎo)致地區(qū)之間的差距逐漸拉大。在集聚過程中，發(fā)達(dá)地區(qū)通過采取相關(guān)政策優(yōu)惠、人才補(bǔ)貼等方式吸引創(chuàng)新要素，導(dǎo)致創(chuàng)新要素向發(fā)達(dá)地區(qū)聚集。發(fā)達(dá)地區(qū)擁有大量高層次創(chuàng)新人才、研發(fā)機(jī)構(gòu)、科技服務(wù)和創(chuàng)新平臺(tái)，并具有開放性多元化的創(chuàng)新文化氛圍，以優(yōu)越的創(chuàng)新環(huán)境吸引更多的人才[16]。創(chuàng)新資源高度集聚地區(qū)依托完善的基礎(chǔ)設(shè)施條件、創(chuàng)新氛圍和豐富的信息資源等不斷研發(fā)新產(chǎn)品、新技術(shù)，獲得更高的技術(shù)水平，形成“自我強(qiáng)化”效應(yīng)，進(jìn)一步增強(qiáng)自身創(chuàng)新水平?；诖?，創(chuàng)新要素聚集更多的企業(yè)、資金、人才流入本地，刺激房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求，引起商品房?jī)r(jià)格上漲。在發(fā)展階段，擴(kuò)散效應(yīng)更為突出。該階段中心城市已經(jīng)達(dá)到一定的創(chuàng)新水平，人口、資源集聚到一定程度會(huì)不斷向周邊地區(qū)擴(kuò)散，擴(kuò)散效應(yīng)逐漸大于集聚效應(yīng)，中心城市的資源和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)向外圍擴(kuò)散，充分發(fā)揮創(chuàng)新溢出效應(yīng)，但核心區(qū)域依然發(fā)展得更好更快。在擴(kuò)散過程中，城市發(fā)展階段理論強(qiáng)調(diào)城市的發(fā)展將經(jīng)歷“城市—都市圈—城市群”的過程，創(chuàng)新在知識(shí)創(chuàng)新階段、科研創(chuàng)新階段和產(chǎn)品創(chuàng)新階段均存在顯著的空間外溢效應(yīng)[17]。創(chuàng)新要素通過地區(qū)間的交流、傳播輻射到周邊地區(qū)，發(fā)達(dá)地區(qū)的“極化效應(yīng)”逐漸擴(kuò)散到欠發(fā)達(dá)地區(qū)，形成“涓滴效應(yīng)”，推動(dòng)整個(gè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。由此可知，在區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展過程中產(chǎn)生的集聚和擴(kuò)散效應(yīng)均有助于構(gòu)建良好的創(chuàng)新條件，帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展并刺激商品房?jī)r(jià)格上漲。

（二）引致效應(yīng)

引致效應(yīng)的本意是通過一種產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)另一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響，引致其他產(chǎn)業(yè)發(fā)生變化，實(shí)質(zhì)上表現(xiàn)為一種間接影響。一個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新水平對(duì)該地區(qū)的商品房?jī)r(jià)格并沒有直接影響，但是區(qū)域創(chuàng)新會(huì)通過促進(jìn)企業(yè)的資金、技術(shù)和人才流動(dòng)等多種途徑影響房地產(chǎn)市場(chǎng)，進(jìn)而影響住房需求，最終引起商品房?jī)r(jià)格的變化。因此，創(chuàng)新要素通過集聚效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)引致房地產(chǎn)的需求，產(chǎn)生引致效應(yīng)。通過創(chuàng)新資源集聚，房地產(chǎn)的最終需求表現(xiàn)為人的需求，創(chuàng)新發(fā)達(dá)地區(qū)擁有豐富的資源、廣闊的就業(yè)市場(chǎng)和優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)，可以創(chuàng)造更多發(fā)展空間，能夠滿足創(chuàng)新人才的更多需求，必然會(huì)吸引更多人才聚集，而創(chuàng)新型人才往往屬于高端勞動(dòng)力，擁有更高的收入水平，需要更好的生活條件，因此會(huì)刺激房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展，引起商品房?jī)r(jià)格上漲;發(fā)達(dá)地區(qū)快速上漲的房?jī)r(jià)會(huì)吸引資金向房地產(chǎn)市場(chǎng)流入，推動(dòng)房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展，但同時(shí)會(huì)減少創(chuàng)新投入，抑制區(qū)域創(chuàng)新;便捷的信息網(wǎng)絡(luò)有助于技術(shù)創(chuàng)新在不同地區(qū)之間進(jìn)行交流，知識(shí)溢出有助于技術(shù)擴(kuò)散，帶動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新，影響一定區(qū)域內(nèi)的商品房?jī)r(jià)格。此外，研究證實(shí)過高的房?jī)r(jià)會(huì)抑制人口流入[18]，促使企業(yè)研發(fā)活動(dòng)向低房?jī)r(jià)區(qū)轉(zhuǎn)移[19]，并對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的科研人才集聚具有顯著的抑制效應(yīng)[20]。由于區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的空間特征，創(chuàng)新要素在區(qū)域間流動(dòng)，從而對(duì)商品房?jī)r(jià)格產(chǎn)生影響。根據(jù)上述理論分析，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)1：隨著城市創(chuàng)新要素集聚，城市創(chuàng)新水平不斷提高，帶動(dòng)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展，房地產(chǎn)市場(chǎng)需求增加引起商品房?jī)r(jià)格上漲。

假設(shè)2：城市創(chuàng)新行為越強(qiáng)，創(chuàng)新資源相對(duì)越豐富，會(huì)在一定范圍內(nèi)產(chǎn)生影響，形成空間關(guān)聯(lián)關(guān)系，帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，推動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展。

假設(shè)3：城市創(chuàng)新行為具有很強(qiáng)的空間流動(dòng)特征，對(duì)商品房?jī)r(jià)格波動(dòng)會(huì)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。

三、計(jì)量模型設(shè)定與變量說明

（一）研究方法和計(jì)量模型設(shè)定

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

（1）空間權(quán)重矩陣。構(gòu)建空間權(quán)重矩陣是空間計(jì)量分析的前提，地理空間權(quán)重W 采用各城市地理坐標(biāo)經(jīng)緯度通過MATLAP計(jì)算得到。

（2）空間自相關(guān)性。在使用空間計(jì)量方法前要進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，如果變量存在空間相關(guān)性則可以使用空間計(jì)量模型。本研究采用ESDA 中的全局空間相關(guān)性指數(shù)來檢驗(yàn)商品房?jī)r(jià)格的空間自相關(guān)性，Moran’s I指數(shù)是測(cè)量空間相關(guān)性的廣泛指標(biāo)。

其中，n 表示35個(gè)大中城市中的第n 個(gè)城市，W 為空間權(quán)重矩陣，Xi表示地區(qū)i 的指標(biāo)變量，在本研究中表示商品房?jī)r(jià)格，Moran’s I指數(shù)介于-1～1，Moran’s I > 0表示空間正相關(guān)，Moran’s I 值越大表示空間相關(guān)性越強(qiáng);Mo?ran’s I < 0表示空間負(fù)相關(guān)，Moran’s I值越小表示空間差異性越大。

2.計(jì)量模型設(shè)定

本研究首先運(yùn)用面板計(jì)量模型檢驗(yàn)城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)的直接影響，模型形式如式（2）所示。

考慮到城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)影響的空間特征，本研究在基準(zhǔn)回歸的參數(shù)估計(jì)的基礎(chǔ)上構(gòu)建考慮空間效應(yīng)的計(jì)量模型，空間計(jì)量模型包括空間杜賓模型（SDM）、空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），空間杜賓模型不僅考慮來自本地區(qū)自變量的影響，還考慮到相鄰地區(qū)的影響。SAR、SEM、SDM具體模型分別如式（3）、式（4）、式（5）所示。

式（3）～（5）中，i 代表地區(qū)，Y 代表被解釋變量，X 表示自變量。W 代表鄰接空間權(quán)重矩陣，WX 表示加權(quán)后的空間滯后變量，μ、γ 分別表示地區(qū)個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，v 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

借鑒王榮和張所地[21]的做法，選取各城市商品房?jī)r(jià)格（hp）作為被解釋變量來衡量房?jī)r(jià)水平。鑒于影響房?jī)r(jià)波動(dòng)的因素有很多，本文選擇的控制變量并不能涵蓋所有可能的影響因素，需要進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，說明本文選擇的變量和模型的適配性，因此本文選擇住宅商品房?jī)r(jià)格（zhp）作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的變量。

2.解釋變量

目前學(xué)者們對(duì)城市創(chuàng)新行為的測(cè)度沒有統(tǒng)一的定論，關(guān)于城市層面創(chuàng)新行為的衡量指標(biāo)選擇不同，不少學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)新產(chǎn)出是城市創(chuàng)新行為的重要體現(xiàn)，多選擇創(chuàng)新研發(fā)投入、創(chuàng)新效率或?qū)＠跈?quán)量來表示，而專利授權(quán)量是一個(gè)地區(qū)創(chuàng)新能力的直接體現(xiàn)，因此本文選用專利授權(quán)量（pat）為解釋變量。

3.控制變量

為避免遺漏變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，本研究選取人均GDP（pgdp）表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，普通高等院校在校學(xué)生數(shù)（edu）表示教育水平，房地產(chǎn)開發(fā)投資額（ire）表示房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度，分別作為控制變量納入模型進(jìn)行考量。

（三）數(shù)據(jù)來源

本研究使用2011—2019 年中國(guó)35 個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和各城市統(tǒng)計(jì)公報(bào)，商品房?jī)r(jià)格和住宅商品房?jī)r(jià)格來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。鑒于本文選擇的商品房?jī)r(jià)格、住宅商品房?jī)r(jià)格、人均GDP、房地產(chǎn)開發(fā)投資額均屬于經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，有關(guān)經(jīng)濟(jì)總量的數(shù)據(jù)在獲取時(shí)均為現(xiàn)價(jià);考慮到通貨膨脹的影響，為讓數(shù)據(jù)之間存在可比性，需要剔除通貨膨脹的影響，本文以2011 年為基期，采用定期CPI 剔除通貨膨脹的影響。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

根據(jù)式（1），采用統(tǒng)計(jì)軟件Stata16，測(cè)算2011—2019 年35 個(gè)大中城市的專利授權(quán)量（pat）和商品房?jī)r(jià)格（hp）在地理距離權(quán)重下的莫蘭指數(shù)。如表2所示，結(jié)果表明專利授權(quán)量和商品房?jī)r(jià)格均在1%水平下顯著為正，說明兩者在空間上均存在顯著的空間相關(guān)性，城市空間內(nèi)部存在明顯的高-高集聚和低-低集聚特征。因此，需要考慮變量之間的空間溢出效應(yīng)，從而能夠更加準(zhǔn)確地反映城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的作用特征。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免t檢驗(yàn)失效及偽回歸等問題，本研究采用LLC方法對(duì)所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系采用Kao檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析。從表3可以看出，各變量均通過了單位根檢驗(yàn)，兩階和三階通過協(xié)整檢驗(yàn)，說明所有變量均為平穩(wěn)序列，變量間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）基準(zhǔn)回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果分析

本研究分別采用混合回歸、隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)進(jìn)行回歸分析，并作為參考對(duì)比?；鶞?zhǔn)回歸參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示，所有模型回歸結(jié)果均顯示城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)具有正向促進(jìn)作用，且在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，說明該模型對(duì)選取變量適用。固定效應(yīng)回歸模型中F檢驗(yàn)顯示在1%水平下顯著拒絕原假設(shè)，說明固定效應(yīng)明顯優(yōu)于混合回歸，應(yīng)該允許每個(gè)個(gè)體擁有自己的截距項(xiàng)。此外，LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)均顯示在1%水平下顯著拒絕原假設(shè)，故選擇固定效應(yīng)模型。

城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響系數(shù)為0.2317，說明城市創(chuàng)新行為每提升1%，房?jī)r(jià)上漲0.2317%。房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平同樣與房?jī)r(jià)波動(dòng)顯著正相關(guān)，影響系數(shù)分別為0.1781、0.3337，說明房地產(chǎn)發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升均是商品房?jī)r(jià)格上漲的原因。由此，驗(yàn)證了假設(shè)1。

（四）空間杜賓模型結(jié)果分析

本研究運(yùn)用空間杜賓模型（SDM）、空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5所示。在三種模型下城市創(chuàng)新行為均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)且系數(shù)均為正，說明城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用，隨著城市創(chuàng)新行為不斷加強(qiáng)，城市房?jī)r(jià)會(huì)上漲，推動(dòng)城市房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展。相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LR 檢驗(yàn)中SDM 和SAR 在1% 水平下通過顯著性檢驗(yàn)，SDM 和SEM 也在1% 水平下通過顯著性檢驗(yàn)，說明SAR和SEM均適用，因此選擇同時(shí)包含兩個(gè)模型的SDM，SDM的擬合優(yōu)度最大，進(jìn)一步說明SDM 更符合所選變量。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，最終選擇具有固定效應(yīng)的空間杜賓模型（SDM）。

空間自回歸系數(shù)ρ 均在1%的水平上顯著為正，說明房?jī)r(jià)波動(dòng)的確具有顯著的空間溢出效應(yīng)，并且房?jī)r(jià)波動(dòng)不僅會(huì)受到本地區(qū)相關(guān)因素的影響，還會(huì)受到鄰近地區(qū)的影響?？紤]空間溢出效應(yīng)后，本城市房?jī)r(jià)波動(dòng)受鄰近地區(qū)城市創(chuàng)新行為的影響顯著為正，鄰近城市創(chuàng)新行為增強(qiáng)1%，本地區(qū)城市房?jī)r(jià)會(huì)上漲0.141%，說明城市創(chuàng)新行為增強(qiáng)，在帶動(dòng)本城市創(chuàng)新能力提升的同時(shí)會(huì)影響鄰近城市，帶動(dòng)鄰近城市開展創(chuàng)新活動(dòng)，吸引創(chuàng)新人才，引起鄰近城市商品房?jī)r(jià)格上漲。房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)鄰近城市的影響在5%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，影響系數(shù)分別為0.1771、0.1443，說明房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)引起鄰近地區(qū)房?jī)r(jià)上漲。教育水平對(duì)鄰近城市的影響在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，說明本地區(qū)教育水平的提升會(huì)吸引更多人才涌入，將不利于滿足鄰近城市對(duì)人才的需求，引起鄰近城市房?jī)r(jià)向下波動(dòng)。從回歸結(jié)果中可以看出，城市創(chuàng)新行為是提升商品房?jī)r(jià)格的重要原因，一個(gè)城市的創(chuàng)新水平越高，商品房?jī)r(jià)格就越高。同時(shí)，城市創(chuàng)新水平對(duì)房?jī)r(jià)的影響表現(xiàn)出顯著的空間溢出效應(yīng)，與前文的分析結(jié)論保持一致，一地房?jī)r(jià)會(huì)受到鄰近地區(qū)的影響。由此，驗(yàn)證了假設(shè)2。

（五）空間杜賓模型效應(yīng)分解

上文分析表明城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)存在顯著的空間溢出效應(yīng)，為進(jìn)一步分析城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)特征，對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)一步進(jìn)行效應(yīng)分解。表6顯示，城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，影響系數(shù)分別為0.0827、0.5899和0.6726，其中總效應(yīng)和間接效應(yīng)的影響系數(shù)遠(yuǎn)大于直接效應(yīng)，說明城市創(chuàng)新行為通過空間溢出效應(yīng)對(duì)鄰近城市房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響很大。房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的直接效應(yīng)不顯著，間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在10%和1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)且符號(hào)為正，與溢出效應(yīng)存在一定差異，與SDM 模型回歸結(jié)果相比，房地產(chǎn)開發(fā)投資額（ire）和人均GDP（pgdp）的回歸系數(shù)有所增加，說明正向溢出效應(yīng)更大。教育水平對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，說明房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能夠提升鄰近城市商品房?jī)r(jià)格水平，教育水平會(huì)拉低鄰近城市商品房?jī)r(jià)格水平。由此，驗(yàn)證了假設(shè)3。

五、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

本文通過研究城市創(chuàng)新行為與商品房?jī)r(jià)格波動(dòng)之間的內(nèi)在機(jī)理，并利用空間面板計(jì)量模型驗(yàn)證了城市創(chuàng)新行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的空間效應(yīng)。研究顯示：第一，城市創(chuàng)新行為與商品房?jī)r(jià)格波動(dòng)之間存在虹吸效應(yīng)和引致效應(yīng)，商品房?jī)r(jià)格波動(dòng)和城市創(chuàng)新行為均存在顯著的空間相關(guān)性;第二，城市創(chuàng)新行為是引起商品房?jī)r(jià)格上漲的重要原因，城市創(chuàng)新行為增強(qiáng)會(huì)促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展，從而提升商品房?jī)r(jià)格;第三，考慮空間相關(guān)性后，發(fā)現(xiàn)各變量對(duì)鄰近城市商品房?jī)r(jià)格波動(dòng)均具有顯著性影響;第四，商品房?jī)r(jià)格波動(dòng)存在很強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)，不僅受到本城市相關(guān)因素的影響，還會(huì)受到鄰近城市的影響。

（二）建議

第一，發(fā)揮中心城市的輻射作用，推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。我國(guó)35個(gè)大中城市均為經(jīng)濟(jì)發(fā)展高地，這些城市不僅要鼓勵(lì)本地創(chuàng)新行為，以優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新資源進(jìn)一步提升地區(qū)創(chuàng)新水平，同時(shí)也應(yīng)做好帶頭模范作用，充分發(fā)揮中心城市的輻射能力，將先進(jìn)的創(chuàng)新技術(shù)向周邊城市擴(kuò)散，擴(kuò)大影響范圍，帶動(dòng)整個(gè)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展，延伸城市圈半徑，提升區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

第二，強(qiáng)化資源互通，推動(dòng)城市均衡發(fā)展。各城市應(yīng)加強(qiáng)與鄰近地區(qū)之間的信息交流，借助互聯(lián)網(wǎng)高效的推動(dòng)作用，綜合考慮不同城市的創(chuàng)新資源狀況，注重資源整合，打破城際壁壘，促進(jìn)人員、技術(shù)等資源的高效交流，努力將空間溢出效應(yīng)發(fā)揮出最大作用。通過資源擴(kuò)散不僅能夠帶動(dòng)周邊城市發(fā)展，更有利于緩解中心城區(qū)的住房壓力，解決高房?jī)r(jià)問題?？山梃b雄安新區(qū)的建設(shè)經(jīng)驗(yàn)，打造新型城市，疏解集中承載地，平衡地區(qū)發(fā)展。

第三，提升人力資本，保障房地產(chǎn)市場(chǎng)健康發(fā)展。各城市要注重發(fā)展人力資本，中心城市在積極實(shí)施人才引進(jìn)政策的同時(shí)應(yīng)注意到區(qū)域間的統(tǒng)籌發(fā)展，避免惡性競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致資源極端不協(xié)調(diào)的狀態(tài)，影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的健康發(fā)展。人才引進(jìn)需要結(jié)合本地資源特色，吸引人才聚集，更好地帶動(dòng)整個(gè)區(qū)域創(chuàng)新，賦予房地產(chǎn)市場(chǎng)外部?jī)?yōu)勢(shì)，保障房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)健康發(fā)展。