余利豐

（江漢大學(xué) 武漢研究院，武漢 430056）

隨著我國(guó)住房制度改革的綱領(lǐng)性文件《國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革加快住房建設(shè)的通知》（國(guó)發(fā)［1998］23號(hào)）的頒布［1］，我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)入了迅猛發(fā)展的階段，2004—2013年近10年間，我國(guó)的商品住宅平均銷(xiāo)售價(jià)格上漲了124%，年均上漲約9.4%［2］。尤其是隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的實(shí)施，諸多一、二線(xiàn)城市房?jī)r(jià)漲幅呈現(xiàn)出非理性化趨勢(shì)。據(jù)全球數(shù)據(jù)庫(kù)NUMBEO的統(tǒng)計(jì)資料顯示，2015年中國(guó)房?jī)r(jià)是年薪的22.95倍，在全球排名第14位，在亞洲更是高居第二，僅次于新加坡。2015年，在易居房地產(chǎn)研究院所監(jiān)測(cè)的典型城市中，有33個(gè)城市的房?jī)r(jià)收入比超過(guò)了5∶1的警戒線(xiàn)，其中深圳更是高達(dá)23.2［3］。急速上升的房?jī)r(jià)和高額房地產(chǎn)利潤(rùn)吸引了大量資金進(jìn)入房地產(chǎn)市場(chǎng)，而房地產(chǎn)投資的過(guò)快增長(zhǎng)則進(jìn)一步拉高了房地產(chǎn)投資收益，導(dǎo)致大量的資本加速抽離實(shí)體經(jīng)濟(jì)，涌入房地產(chǎn)行業(yè)［4］。另一方面，房?jī)r(jià)的普遍上漲，也使得不少制造業(yè)部門(mén)的企業(yè)將本應(yīng)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)的資金投入到收益回報(bào)率較高的房地產(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致企業(yè)用于創(chuàng)新的投入減少，從而抑制了制造業(yè)部門(mén)的創(chuàng)新活動(dòng)，最終影響我國(guó)整體的創(chuàng)新產(chǎn)出［5］。對(duì)于進(jìn)入“新常態(tài)”的中國(guó)來(lái)說(shuō)，創(chuàng)新正日益成為維持和驅(qū)動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的決定性因素，我國(guó)要實(shí)現(xiàn)從經(jīng)濟(jì)大國(guó)邁向經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國(guó)的戰(zhàn)略目標(biāo)，就必須堅(jiān)定不移地實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略［6］。然而，房?jī)r(jià)的持續(xù)升高對(duì)我國(guó)的創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施造成了不可忽視的負(fù)面影響［7］。鑒于房地產(chǎn)行業(yè)的特殊性，習(xí)近平總書(shū)記在中央財(cái)經(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第15次會(huì)議以及剛剛閉幕的中國(guó)共產(chǎn)黨第十九次全國(guó)代表大會(huì)上強(qiáng)調(diào)，要建立促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)平穩(wěn)健康發(fā)展長(zhǎng)效機(jī)制，充分考慮到房地產(chǎn)市場(chǎng)特點(diǎn)，緊緊把握“房子是用來(lái)住的、不是用來(lái)炒的”的定位。

一、文獻(xiàn)述評(píng)

在研究房?jī)r(jià)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的文獻(xiàn)中，相關(guān)研究主要從兩個(gè)方面來(lái)闡釋房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響。一方面，房?jī)r(jià)上漲通過(guò)對(duì)創(chuàng)新資金的“擠占效應(yīng)”進(jìn)而影響區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新［8］。如王敏等［9］（2013）認(rèn)為，房?jī)r(jià)持續(xù)快速上漲會(huì)扭曲企業(yè)家的行為，導(dǎo)致企業(yè)家將更多的財(cái)富轉(zhuǎn)移到房地產(chǎn)投資中，從而減少對(duì)企業(yè)的管理和創(chuàng)新投入。王文春等［10］（2014）利用1999—2007年全國(guó)35個(gè)大中城市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，分析房?jī)r(jià)上漲對(duì)工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)出和研發(fā)投入的影響。研究表明：房?jī)r(jià)上漲越快，工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新傾向就越弱，研發(fā)投入就越少。余靜文等［11］（2015）利用我國(guó)的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和35個(gè)大中城市的房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)，分析高房?jī)r(jià)對(duì)我國(guó)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新的影響，研究表明：在房?jī)r(jià)增速快、房地產(chǎn)投資回報(bào)率高的背景下，企業(yè)將資源配置到房地產(chǎn)部門(mén)，從而擠出投資風(fēng)險(xiǎn)高、回報(bào)周期長(zhǎng)的研發(fā)投資。房?jī)r(jià)增速提高1個(gè)百分點(diǎn)，研發(fā)投入占總資產(chǎn)比重下降0.051個(gè)百分點(diǎn)，人均研發(fā)投入下降92.03元；房?jī)r(jià)增速提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)研發(fā)投入占總資產(chǎn)比重和人均研發(fā)投入下降幅度將分別達(dá)到31.8%和15.5%。陳斌開(kāi)等［12］（2015）認(rèn)為，高房?jī)r(jià)使企業(yè)的利潤(rùn)率與全要素生產(chǎn)率“倒掛”，擠出了產(chǎn)業(yè)資本投資，造成產(chǎn)業(yè)的空心化，降低了企業(yè)的創(chuàng)新能力。羅知等［4］（2015）認(rèn)為，城市房地產(chǎn)投資的增加導(dǎo)致制造業(yè)研發(fā)投資的擠出效應(yīng)明顯，房地產(chǎn)投資是影響制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的渠道之一。張杰等［7］（2016）從我國(guó)金融體系對(duì)房地產(chǎn)貸款期限結(jié)構(gòu)偏向效應(yīng)的視角，分析房地產(chǎn)對(duì)我國(guó)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)：房地產(chǎn)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)造成了直接的阻礙作用，并且房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)越快的省份地區(qū)，創(chuàng)新研發(fā)投入和發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量的增長(zhǎng)率越低。余泳澤等［8］（2017）利用2004—2014年230個(gè)地級(jí)市及1272家上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，分析城市房?jī)r(jià)上漲與蔓延以及限購(gòu)政策的實(shí)施對(duì)中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：城市房?jī)r(jià)的快速上漲顯著抑制了地區(qū)整體和企業(yè)個(gè)體的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，房?jī)r(jià)蔓延對(duì)周邊城市技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生了負(fù)面影響。城市房?jī)r(jià)上漲通過(guò)對(duì)創(chuàng)新資金的“擠占效應(yīng)”抑制了地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平；限購(gòu)政策的實(shí)施并未顯著影響房?jī)r(jià)，而是通過(guò)抑制房地產(chǎn)過(guò)度投資緩解了房?jī)r(jià)上漲對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的負(fù)面影響。黃彥彥等［5］（2017）認(rèn)為，涉房決策對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的抑制效應(yīng)在房?jī)r(jià)上漲較快地區(qū)更加明顯，但涉房決策對(duì)研發(fā)依賴(lài)度不同的企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的抑制效應(yīng)存在差異，對(duì)研發(fā)依賴(lài)度較高的高新技術(shù)企業(yè)抑制效應(yīng)更大。

另一方面，房?jī)r(jià)上漲通過(guò)對(duì)創(chuàng)新人才的行為產(chǎn)生“負(fù)向激勵(lì)作用”，從而影響區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新。陳斌開(kāi)等［13］（2013）認(rèn)為，房?jī)r(jià)不僅擠占產(chǎn)業(yè)資本投資，壓縮實(shí)體企業(yè)的發(fā)展空間，而且房?jī)r(jià)高企使得創(chuàng)新人才不得不為買(mǎi)房而奮斗，壓抑了創(chuàng)新人才的創(chuàng)造能力的發(fā)揮。從房?jī)r(jià)與創(chuàng)新人才的職業(yè)選擇來(lái)看，房?jī)r(jià)收入比偏離度的不斷增加會(huì)影響潛在創(chuàng)新人才的職業(yè)選擇，創(chuàng)新人才基于避險(xiǎn)需求會(huì)選擇較為穩(wěn)定的職業(yè)，而不會(huì)選擇創(chuàng)新性風(fēng)險(xiǎn)較高的職業(yè)，從而影響了區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展［8］。隨著全國(guó)各地房?jī)r(jià)多年來(lái)的普遍上漲，日益飆升的房?jī)r(jià)大大增加了創(chuàng)新人才的生存“門(mén)檻”，在收入預(yù)期增長(zhǎng)較緩慢的情況下降低了創(chuàng)新人才的相對(duì)效用水平，從而阻礙了創(chuàng)新人才向城市或中心地區(qū)的集聚［8］，而創(chuàng)新人才的集聚是一國(guó)（地區(qū)）提高其自主創(chuàng)新能力的核心要素。因而，房?jī)r(jià)作為影響創(chuàng)新型人才集聚的一個(gè)重要因素，其高低對(duì)一國(guó)（區(qū)域）的創(chuàng)新發(fā)展無(wú)疑具有重要影響。

現(xiàn)有研究從不同的視角解釋了房?jī)r(jià)上漲對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響，但仍存在著一些不足：1.現(xiàn)有文獻(xiàn)在分析房?jī)r(jià)和區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系時(shí)，大部分都將房?jī)r(jià)作為一個(gè)獨(dú)立的因素，沒(méi)有將房?jī)r(jià)和收入結(jié)合起來(lái)考慮。房?jī)r(jià)作為影響創(chuàng)新人才空間聚集的成本因素，其高低影響著創(chuàng)新人才的空間集聚決策。而房?jī)r(jià)的高低是由房?jī)r(jià)占個(gè)人收入的比重決定的，當(dāng)一個(gè)區(qū)域的房?jī)r(jià)收入比較高時(shí)，該區(qū)域的房?jī)r(jià)對(duì)于創(chuàng)新人才的集聚而言是一項(xiàng)高額成本，此時(shí)該區(qū)域的房?jī)r(jià)成為創(chuàng)新人才集聚決策的優(yōu)先考慮因素［14］。因而，房?jī)r(jià)占個(gè)人收入比重的高低決定著創(chuàng)新人才的空間集聚決策，而創(chuàng)新人才的空間集聚決策對(duì)于區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新無(wú)疑具有重要影響?？紤]到我國(guó)各區(qū)域房?jī)r(jià)收入比的巨大差異，研究房?jī)r(jià)和區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系時(shí)，應(yīng)將房?jī)r(jià)收入比納入分析的框架；2.現(xiàn)有文獻(xiàn)在分析房?jī)r(jià)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系時(shí)，沒(méi)有將人才集聚綜合起來(lái)考慮。已有研究和本文的實(shí)證表明，人才的空間集聚對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新具有正向的積極作用［15-16］，而房?jī)r(jià)對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)向的消極影響。既然人才集聚對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新有正向的積極作用，那么在綜合考慮人才集聚的條件下，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新是否還是呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)呢？現(xiàn)有文獻(xiàn)沒(méi)有給出答案。3.現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究房?jī)r(jià)與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系時(shí)，大多使用了線(xiàn)性模型進(jìn)行估計(jì)。由于中國(guó)各區(qū)域在區(qū)域技術(shù)發(fā)展水平、房?jī)r(jià)等方面都存在著巨大差異，房?jī)r(jià)分化對(duì)各區(qū)域創(chuàng)新的影響很難具有完全一致性。因此，研究房?jī)r(jià)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系時(shí)，存在著非線(xiàn)性關(guān)系是很有可能的。

有鑒于此，本文運(yùn)用Hansen（1999）［17］的門(mén)檻面板模型，以房?jī)r(jià)收入比作為門(mén)檻變量，利用我國(guó)30省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，根據(jù)估算的門(mén)檻值，分析在不同的房?jī)r(jià)收入比門(mén)檻值，房?jī)r(jià)、人才集聚如何影響區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新，并據(jù)此提出相應(yīng)的政策建議。

二、相互作用機(jī)制與假設(shè)提出

（一）人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制

人才作為技術(shù)創(chuàng)新的重要載體，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，人才會(huì)在區(qū)域間產(chǎn)生流動(dòng)，并很快出現(xiàn)集聚現(xiàn)象產(chǎn)生集聚效應(yīng)，人才的集聚通過(guò)知識(shí)的外溢效應(yīng)促進(jìn)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新［18］。由于中國(guó)各區(qū)域在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、公共服務(wù)設(shè)施水平方面存在著差異，因而，不同區(qū)域在人才集聚的密度方面存在著差異。一般而言，房?jī)r(jià)收入比高的區(qū)域，大部分是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、公共服務(wù)設(shè)施水平較好的區(qū)域，這些區(qū)域具有較好的個(gè)人發(fā)展前景、個(gè)人更匹配的工作機(jī)會(huì)和更大的財(cái)富增長(zhǎng)空間，以及更好的教育、衛(wèi)生醫(yī)療環(huán)境，因而更能吸引人才集聚［1，19］，人才集聚密度高；反之，房?jī)r(jià)收入比低的區(qū)域，人才集聚密度低。而人才集聚密度的差異，對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生不同的影響：房?jī)r(jià)收入比越高的區(qū)域，越能夠吸引高素質(zhì)的人才集聚，越能夠提升該區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平；反之，則反是。因而，房?jī)r(jià)收入比不同的區(qū)域，對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的作用存在著差異。房?jī)r(jià)收入比越高，人才集聚密度越高，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平越高。為驗(yàn)證以上分析和猜想，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：房?jī)r(jià)收入比不同的區(qū)域，人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的作用存在著差異。高房?jī)r(jià)收入比區(qū)域，人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新越高；低房?jī)r(jià)收入比區(qū)域，人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的作用越低。

（二）房?jī)r(jià)、人才集聚的合力對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制

人才集聚對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新具有正向的積極作用，在綜合考慮人才集聚的條件下，房?jī)r(jià)上漲會(huì)如何影響區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新呢？本文認(rèn)為，在考慮人才集聚的條件下，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響。這是因?yàn)?，房?jī)r(jià)上漲對(duì)創(chuàng)新人才的集聚具有“負(fù)向激勵(lì)作用”。區(qū)域房?jī)r(jià)的快速上漲推高了創(chuàng)新人才的生存“門(mén)檻”。當(dāng)房?jī)r(jià)的上漲速度超過(guò)了收入的上漲幅度時(shí)，創(chuàng)新人才將面臨著更高的住房需求成本，而過(guò)高的住房成本會(huì)影響創(chuàng)新人才在該區(qū)域的集聚程度，進(jìn)而會(huì)影響該區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新水平［8］。在這一過(guò)程中，會(huì)出現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極作用大于人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極作用，從而導(dǎo)致人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極作用不能完全抵消房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的消極作用，使房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新總體上呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。為驗(yàn)證以上分析和猜想，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：由于人才集聚的積極作用要小于房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極作用，導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的合力整體上呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。

三、計(jì)量模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）Hansen模型簡(jiǎn)介

本文計(jì)量模型的重點(diǎn)在于分析城市房?jī)r(jià)上漲與創(chuàng)新活動(dòng)之間的關(guān)系，將房?jī)r(jià)收入比設(shè)定為影響創(chuàng)新行為的門(mén)檻變量，并檢驗(yàn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新是否存在著門(mén)檻效應(yīng)。有關(guān)門(mén)檻面板模型，Han?sen（1999）文獻(xiàn)里有關(guān)于門(mén)檻模型的詳細(xì)介紹，為了說(shuō)明問(wèn)題，本文簡(jiǎn)單的對(duì)Hansen（1999）的單一門(mén)檻模型進(jìn)行介紹，依照此理，可以將把單一門(mén)檻模型拓展到多門(mén)檻模型。Hansen（1999）的單一門(mén)檻模型設(shè)定為：

上面（1）式中，qit為門(mén)檻變量；γ為特定的門(mén)檻值；I(?)為指示函數(shù)；的隨機(jī)干擾項(xiàng)。其矩陣形式可表示為：

將（2）式組內(nèi)去均值，得到：

將（3）式寫(xiě)成矩陣形式，可以得到：

對(duì)（4）式進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，可以得到β值，即：

對(duì)應(yīng)的殘差平方和為：

在（6）式中，門(mén)檻值γ就是使S1(γ)取最小值時(shí)的，即，殘差向 量。得到參數(shù)估計(jì)值后，還需進(jìn)行兩個(gè)方面的檢驗(yàn)：一是門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)門(mén)檻效應(yīng)是否顯著；二是門(mén)檻的估計(jì)值是否等于真實(shí)值。第一個(gè)檢驗(yàn)的原假設(shè)為：H0：β1=β2，對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)為：H1：β1≠β2，檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：，其中，S0為在原假設(shè)H0下得到的殘差平方和。第二個(gè)檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：γ∧=γ0，其中γ0是γ的真實(shí)值，相應(yīng)的似然比統(tǒng)計(jì)量為：當(dāng)時(shí)，拒絕原假設(shè)（α為顯著性水平）。結(jié)合門(mén)檻面板模型的分析方法，本文構(gòu)建如下模型：

在（7）式模型中，i表示我國(guó)除西藏之外的30個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)），t表示年份，本文選取的年份是從2003年到2015年。Innovationit表示我國(guó)30個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的創(chuàng)新活動(dòng)指標(biāo)，HPit表示30個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的房?jī)r(jià)，HPRit表示我國(guó)30個(gè)省（市、自治區(qū)）的房?jī)r(jià)收入比，pe表示我國(guó)30個(gè)省（市、自治區(qū)）的人才集聚密度，用當(dāng)年在校大學(xué)生的人數(shù)作為代理變量。Z表示一些影響創(chuàng)新活動(dòng)的控制變量集合。μit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量數(shù)據(jù)的選取及說(shuō)明

Innovationit表示我國(guó)30個(gè)省份的創(chuàng)新活動(dòng)指標(biāo)。使用中國(guó)各省份地區(qū)的本地法人或自然人的發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量（Innovation1it）和中國(guó)各省份地區(qū)的R&D經(jīng)費(fèi)的內(nèi)部支出（Innovation2it）來(lái)表示，并對(duì)二者取自然對(duì)數(shù)。發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量、各省份地區(qū)的R&D經(jīng)費(fèi)的內(nèi)部支出數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004-2016）。

HPit表示我國(guó)30個(gè)省份的房?jī)r(jià)指標(biāo)。由于我國(guó)的住房是以家庭購(gòu)買(mǎi)單套住宅為基礎(chǔ)，因此，相應(yīng)的房?jī)r(jià)和可支配收入數(shù)據(jù)采用單套住宅商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格表示。借鑒呂江林［20］（2010）、范超等［21］（2016）的做法：定義單套住宅商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格=住宅商品房單位面積平均銷(xiāo)售價(jià)格×住宅商品房平均單套銷(xiāo)售面積。由于當(dāng)年住宅商品房平均單套銷(xiāo)售面積數(shù)據(jù)無(wú)法從統(tǒng)計(jì)年鑒中獲取，本文采用當(dāng)年住宅商品房平均單套竣工面積（當(dāng)年住宅商品房竣工面積除以住宅商品房竣工套數(shù)）作為代理變量，并將所獲得的房?jī)r(jià)變量指標(biāo)HPit取自然對(duì)數(shù)。住宅商品房的平均銷(xiāo)售價(jià)格、竣工面積、竣工套數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004—2016）。

HPRit表示我國(guó)30個(gè)省份的房?jī)r(jià)收入比指標(biāo)。與張杰等（2016）、余泳澤等（2017）研究不同的是，本文將房?jī)r(jià)收入比作為房?jī)r(jià)影響創(chuàng)新作為的門(mén)檻變量，這是因?yàn)橹袊?guó)各區(qū)域的房?jī)r(jià)和城鎮(zhèn)居民的可支配收入存在著巨大的差異，所以中國(guó)各區(qū)域的房?jī)r(jià)收入比存在著差異，房?jī)r(jià)收入比的差異對(duì)創(chuàng)新人才的集聚作用是不同的，因而房?jī)r(jià)收入比對(duì)創(chuàng)新行為的影響也不一樣。和呂江林（2010）、范超等的研究一樣，設(shè)定房?jī)r(jià)收入比=單套住宅商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格/戶(hù)均可支配收入，由于我國(guó)房?jī)r(jià)和可支配收入數(shù)據(jù)都是以家庭購(gòu)買(mǎi)單套住宅為基礎(chǔ)，因而，可支配收入選擇以家庭為單位，戶(hù)均可支配收入=城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入×城鎮(zhèn)家庭戶(hù)均人口數(shù)。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、家庭戶(hù)均人口數(shù)據(jù)來(lái)自2004年到2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

人才集聚度指標(biāo)pe。陳淑云等［17］（2017）認(rèn)為，一般人口集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新影響不大，而高素質(zhì)的人才集聚則顯著的促進(jìn)了區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新，人才集聚程度越高，越有利于區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新。借鑒陳淑云等（2017）的做法，人才集聚（pe）指標(biāo)采用中國(guó)30個(gè)省份當(dāng)年在校大學(xué)生的人數(shù)作為代理變量，對(duì)人才集聚變量取自然對(duì)數(shù)。各省份當(dāng)年在校大學(xué)生人數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)源于2004年到2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

控制變量Z。1.人均GDP變量pgdp。pgdp代表了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)水平的差異，是影響地區(qū)創(chuàng)新能力差異產(chǎn)生的重要因素。人均GDP變量數(shù)據(jù)來(lái)源于2004年到2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。2.對(duì)外開(kāi)放程度變量open，分別使用中國(guó)各省份地區(qū)的進(jìn)口額占GDP（open1）的比重和出口額占GDP的比重（open2）兩個(gè)指標(biāo)來(lái)表示。中國(guó)各省份地區(qū)的進(jìn)口額、出口額和GDP的數(shù)據(jù)來(lái)源于2004年到2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。3.地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量industry，使用中國(guó)各省份地區(qū)中第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值除以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值來(lái)表示。中國(guó)各省份地區(qū)中第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的數(shù)據(jù)來(lái)源于2004年到2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。4.稅收水平變量tax，使用中國(guó)各省份地區(qū)稅收收入除以地區(qū)GDP的比值來(lái)表示。中國(guó)各省份地區(qū)稅收收入數(shù)據(jù)來(lái)源于2004年到2016年各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。本文設(shè)定的計(jì)量模型各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 模型變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、計(jì)量模型估計(jì)及結(jié)果分析

（一）門(mén)檻檢驗(yàn)

1.門(mén)檻檢驗(yàn)。本文采用面板門(mén)檻效應(yīng)模型分析房?jī)r(jià)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，首先對(duì)房?jī)r(jià)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新是否存在著門(mén)檻效應(yīng)及門(mén)檻個(gè)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，以確定模型的具體形式，并采用bootstrap方法依次計(jì)算單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻對(duì)應(yīng)模型的p值（計(jì)算結(jié)果如表2所示）。模型1（發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量為被解釋變量）的房?jī)r(jià)單一門(mén)檻效應(yīng)和雙重門(mén)檻效應(yīng)分別在1%和5%的顯著性水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而三重門(mén)檻效應(yīng)則沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)；模型2（R&D經(jīng)費(fèi)的內(nèi)部支出為被解釋變量）的房?jī)r(jià)單一門(mén)檻效應(yīng)和雙重門(mén)檻效應(yīng)都在10%的顯著性水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而三重門(mén)檻效應(yīng)則沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。據(jù)此可以認(rèn)為模型1和模型2均存在著雙重門(mén)檻效應(yīng)。

表2 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

2.門(mén)檻值檢驗(yàn)和門(mén)檻區(qū)間劃分。在確定門(mén)檻效應(yīng)和門(mén)檻數(shù)后，需進(jìn)一步估計(jì)和檢驗(yàn)門(mén)檻模型的門(mén)檻值，本文分別對(duì)房?jī)r(jià)收入比的雙重門(mén)檻模型門(mén)檻值進(jìn)行估計(jì)（結(jié)果如表3所示）。模型1的第一、二門(mén)檻值分別為6.936和12.507，依次分布在［6.806，6.968］和［11.520，12.566］且均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。模型2的第一、二門(mén)檻值分別為6.879和13.447，依次分布在［6.516，6.923］和［12.290，13.744］且均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

表3 門(mén)檻值的估計(jì)結(jié)果

（二）模型估計(jì)及結(jié)果分析

根據(jù)上面門(mén)檻檢驗(yàn)的結(jié)果，本文的計(jì)量模型可設(shè)定如下：

在確定門(mén)檻值及其置信區(qū)間分布后，需要對(duì)（8）式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。分別對(duì)模型1和模型2的雙門(mén)檻模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)（估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4和表5）。從表4可以看出，房?jī)r(jià)收入比處于不同的門(mén)檻值時(shí)，房?jī)r(jià)對(duì)創(chuàng)新（發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量）的抑制效應(yīng)是不同的。具體來(lái)說(shuō)，當(dāng)房?jī)r(jià)收入比小于6.936時(shí)，單套住房?jī)r(jià)格每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量下降13.7%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于6.936而小于12.507時(shí)，單套住房?jī)r(jià)格每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量11.7%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于12.507時(shí)，單套住房?jī)r(jià)格每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量下降9%。從表4可以得出如下結(jié)論：人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有顯著性的促進(jìn)作用。并且房?jī)r(jià)收入比越低的區(qū)域，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極影響越大；相反，房?jī)r(jià)收入比越高的區(qū)域，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極影響越小。

表4 模型1的門(mén)檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從表5可以看出，房?jī)r(jià)收入比處于不同的門(mén)檻值時(shí)，房?jī)r(jià)對(duì)創(chuàng)新（R&D經(jīng)費(fèi)支出）的抑制作用是不同的。具體來(lái)說(shuō)，當(dāng)房?jī)r(jià)收入比小于6.879時(shí)，單套住房?jī)r(jià)格每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致R&D的內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出下降21.1%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于6.879而小于13.447時(shí)，單套住房?jī)r(jià)格每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致R&D的內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出下降19.7%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于13.447時(shí)，單套住房?jī)r(jià)格每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致R&D的內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出下降17.4%。從表5可以得出如下結(jié)論：人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有顯著性的促進(jìn)作用。并且房?jī)r(jià)收入比越低的區(qū)域，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極影響越大；相反，房?jī)r(jià)收入比越高的區(qū)域，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極影響越小。作為創(chuàng)新的兩個(gè)代理變量，房?jī)r(jià)上漲對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)的“擠出效應(yīng)”相對(duì)于發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)量的“擠出效應(yīng)”更大一些。

總而言之，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有消極作用，但房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新造成的負(fù)面影響存在著差異，高房?jī)r(jià)收入比區(qū)域的消極作用要小于低房?jī)r(jià)收入比區(qū)域。

表5模型2的門(mén)檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

五、房?jī)r(jià)、人才集聚與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的假說(shuō)檢驗(yàn)

借鑒余泳澤等（2015）的做法，下面將驗(yàn)證假設(shè)1和假設(shè)2，即處于不同房?jī)r(jià)收入比區(qū)域的人才集聚與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，分析人才集聚的正向作用和房?jī)r(jià)負(fù)向作用的合力對(duì)整體區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響。設(shè)定計(jì)量模型如下：

其中，lnHP×lnpe變量表示房?jī)r(jià)和人才集聚程度的交叉項(xiàng)，用來(lái)衡量房?jī)r(jià)和人才集聚共同作用對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響，目的是驗(yàn)證人才集聚和房?jī)r(jià)的合力對(duì)區(qū)域整體技術(shù)創(chuàng)新的影響。如果交叉項(xiàng)系數(shù)為正且顯著，表明人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極效應(yīng)大于房?jī)r(jià)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極效應(yīng)；反之，則表明人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極效應(yīng)小于房?jī)r(jià)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的消極效應(yīng)。lnpe×I（·）的系數(shù)表示處于不同房?jī)r(jià)收入比區(qū)域的人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新影響。

經(jīng)過(guò)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，（9）式中的模型1和模型2都存在著兩個(gè)門(mén)檻值，并且其門(mén)檻值和表3的門(mén)檻值一樣。對(duì)（9）式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

表6 房?jī)r(jià)、人才集聚在不同的房?jī)r(jià)收入比區(qū)間與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的估計(jì)結(jié)果

從表6可以看出，無(wú)論對(duì)于模型1還是模型2而言，在不同的房?jī)r(jià)收入比區(qū)間內(nèi)，人才集聚變量對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新都具有顯著的促進(jìn)作用，并且高房?jī)r(jià)收入比區(qū)域的人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新越高，低房?jī)r(jià)收入比區(qū)域的人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新作用越低。具體來(lái)說(shuō)，在模型1中，當(dāng)房?jī)r(jià)收入比小于等于6.936時(shí)，區(qū)域人才集聚度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平提升126.6%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于6.936而小于12.507時(shí)，區(qū)域人才集聚度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平提升128.5%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于12.507時(shí)，區(qū)域人才集聚度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平提升131.2%。在模型2中，當(dāng)房?jī)r(jià)收入比小于等于6.879時(shí)，區(qū)域人才集聚度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平提升135.8%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于6.879而小于13.447時(shí)，區(qū)域人才集聚度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平提升137.3%；當(dāng)房?jī)r(jià)收入比大于13.447時(shí)，區(qū)域人才集聚度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平提升139.7%?？傊?，人才集聚對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有積極作用，但房?jī)r(jià)收入比不同的區(qū)域，人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的存在著差異，高房?jī)r(jià)收入比區(qū)域，人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極作用大于低房?jī)r(jià)收入比區(qū)域。

從表6可以看出，無(wú)論對(duì)于模型1還是模型2，lnHP×lnpe交叉項(xiàng)系數(shù)都為負(fù)，并且都在1%水平下顯著，這表明人才集聚對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新的積極作用小于房?jī)r(jià)上漲對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的消極效應(yīng)，從而導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新總體上呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。

六、結(jié)論及政策建議

本文利用Hansen（1999）的面板門(mén)檻模型，采用我國(guó)30個(gè)省份2003—2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，以房?jī)r(jià)收入比作為門(mén)檻變量，分析了房?jī)r(jià)上漲、人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響，得出如下結(jié)論：

第一，房?jī)r(jià)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響并不是單一的線(xiàn)性關(guān)系，而是存在門(mén)檻效應(yīng)，并且存在著兩個(gè)門(mén)檻值。

第二，在考慮人才集聚的條件下，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新存在著負(fù)向影響，在不同的房?jī)r(jià)收入比區(qū)間，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新負(fù)向影響是不同的。這具體表現(xiàn)為，房?jī)r(jià)收入比越低的區(qū)域，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響越大；房?jī)r(jià)收入比越高的區(qū)域，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響越小。

第三，人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新具有正向的積極作用，但在不同的房?jī)r(jià)收入比區(qū)間，人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的作用是不同的。具體表現(xiàn)為，在高房?jī)r(jià)收入比區(qū)域，由于具有較好的基礎(chǔ)設(shè)施水平、教育醫(yī)療衛(wèi)生水平、文化環(huán)境等公共基礎(chǔ)設(shè)施，因而能夠吸引更多的人才集聚，導(dǎo)致高房?jī)r(jià)收入比區(qū)域的人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極作用大于低房?jī)r(jià)收入比區(qū)域。

第四，在考慮人才集聚的條件下，房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響總體上呈現(xiàn)負(fù)作用。主要原因在于人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極效應(yīng)要小于房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面效應(yīng)，從而使房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新總體上呈現(xiàn)負(fù)面影響。這個(gè)現(xiàn)實(shí)結(jié)論所蘊(yùn)藏的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是，房?jī)r(jià)上漲已經(jīng)嚴(yán)重影響著我國(guó)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施。

因此，要減少房?jī)r(jià)上漲對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新帶來(lái)的負(fù)面影響，充分發(fā)揮人才集聚對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的積極作用。一方面，大力推動(dòng)區(qū)域的基本公共服務(wù)設(shè)施均等化建設(shè)。由于地區(qū)間存在資源稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，導(dǎo)致地區(qū)間的公共服務(wù)設(shè)施水平存在著顯著差異。因此，中央政府要加大對(duì)經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的扶持力度，努力縮小與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)之間的基本公共服務(wù)均等化的差距。通過(guò)大力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的公共服務(wù)設(shè)施建設(shè)水平，提升經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施水平、教育和醫(yī)療水平，吸引更多的人才在經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的集聚，通過(guò)人才的集聚推動(dòng)經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平；另一方面，政府要采取各種政策工具調(diào)控房?jī)r(jià)。高房?jī)r(jià)對(duì)我國(guó)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新造成了顯著的負(fù)面影響，政府有義務(wù)也有責(zé)任調(diào)控過(guò)高的房?jī)r(jià)收入比。具體來(lái)說(shuō)，在房?jī)r(jià)收入比較高的區(qū)域，地方政府要加快發(fā)展住房租賃市場(chǎng)，大力推進(jìn)“共有產(chǎn)權(quán)”住房建設(shè)。通過(guò)積極培育住房供應(yīng)主體、加大住房供應(yīng)力度、搭建住房供應(yīng)平臺(tái)，加快建立多主體供給、多渠道保障、租購(gòu)并舉的住房制度，通過(guò)構(gòu)建房地產(chǎn)市場(chǎng)平穩(wěn)健康發(fā)展的長(zhǎng)效機(jī)制［23］，使房?jī)r(jià)回歸合理的水平，以免造成“高房?jī)r(jià)驅(qū)趕人才”的局面，從而影響地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展。