□劉孝斌

本文選取了長三角26 個(gè)城市2017 年的截面數(shù)據(jù)作為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)。實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果為，房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了微弱的擠入效應(yīng)，但是不顯著。這表明這些年來長三角地區(qū)對房地產(chǎn)市場的調(diào)控收到了成效，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對房地產(chǎn)業(yè)的依賴程度也得到了有效控制。

引言

2019 年的《政府工作報(bào)告》強(qiáng)調(diào)“將長三角區(qū)域一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，編制實(shí)施發(fā)展規(guī)劃綱要”。長三角一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，意味著長三角城市群將迎來更密集的要素流動和更大規(guī)模的市場容量，隨之產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)將是中國區(qū)域發(fā)展格局演變的重要動力。在長三角一體化的新階段，有一個(gè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不容忽視——房地產(chǎn)業(yè)。自供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以來，中國房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進(jìn)入到新的周期階段，于是出現(xiàn)了新的階段性特征。在這些新的階段性特征中，房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)值得關(guān)注。從2016 年5 月開始到2018 年8 月房地產(chǎn)開發(fā)投資額（累計(jì)值）同比增長率的月均值為8.12%，而第二產(chǎn)業(yè)（主要是制造業(yè)）固定資產(chǎn)投資完成額（累計(jì)值）同比增長率的月均值僅為3.35%，房地產(chǎn)開發(fā)投資的增速遠(yuǎn)超第二產(chǎn)業(yè)（主要是制造業(yè)）固定資產(chǎn)投資的增速，這意味著房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重將出現(xiàn)上升的趨勢，而制造業(yè)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重會有下降的趨勢，這“一升一降”初步展現(xiàn)了房地產(chǎn)投資對制造業(yè)投資的擠出效應(yīng)。在長三角一體化背景下，長三角城市群內(nèi)部房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)會影響長三角整個(gè)產(chǎn)業(yè)體系的運(yùn)轉(zhuǎn)，并且會掣肘長三角城市群的一體化進(jìn)程和高質(zhì)量發(fā)展。因此，對長三角一體化背景下房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)進(jìn)行觀察，探索房地產(chǎn)業(yè)擠出效應(yīng)在空間和時(shí)間上的新特征將具備現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)者對長三角一體化的關(guān)注已經(jīng)較多。李世奇等（2017）[1]對長三角一體化的評價(jià)指標(biāo)體系進(jìn)行了探索，并在評價(jià)指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上對長三角一體化提出了幾點(diǎn)建議：細(xì)化行業(yè)分工、促進(jìn)要素流動、推動政策協(xié)調(diào)、完善制度建設(shè)。顧海兵等（2017）[2]從外在動力和內(nèi)在動力兩個(gè)維度分析了長三角城市群一體化發(fā)展的驅(qū)動力，得出的結(jié)論為長三角一體化的外力作用較弱、內(nèi)力較明顯。戴潔等（2019）[3]研究了長三角環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策，發(fā)現(xiàn)長三角環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策總體表現(xiàn)較好，但內(nèi)部存在較大差異，而且內(nèi)部各區(qū)域之間缺乏聯(lián)動政策。周韜（2017）[4]研究了長三角城市群的空間異質(zhì)性、空間分工對長三角經(jīng)濟(jì)一體化的影響，得出的結(jié)論為：長三角空間一體化在本質(zhì)上需要產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈和空間價(jià)值耦合發(fā)展。滕堂偉等（2019）[5]從城市經(jīng)濟(jì)效率的視角出發(fā)研究了長三角高質(zhì)量一體化發(fā)展的路徑，發(fā)現(xiàn)長三角城市經(jīng)濟(jì)效率在整體上的變化趨勢是上升，并且基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化度、能源消耗均對長三角經(jīng)濟(jì)效率產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用。李培鑫等（2019）[6]研究了長三角的空間結(jié)構(gòu)特征，并給予空間結(jié)構(gòu)特征對未來的長三角一體化提出了建議。席愷媛等（2019）[7]關(guān)注了長三角生態(tài)一體化面臨的困境，并提出了建議：區(qū)域生態(tài)命運(yùn)共同體意識需要強(qiáng)化；區(qū)域生態(tài)分級保護(hù)需要完善；長江生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制進(jìn)一步健全等。然而現(xiàn)有的研究鮮有從房地產(chǎn)業(yè)擠出效應(yīng)的視角對長三角進(jìn)行分析，本文在長三角一體化的大背景下對房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)進(jìn)行研究，既拓展了長三角一體化的研究視野，也豐富了房地產(chǎn)業(yè)擠出效應(yīng)研究的現(xiàn)實(shí)意義。

模型、變量與數(shù)據(jù)

本文設(shè)定以下截面數(shù)據(jù)模型來實(shí)證檢驗(yàn)長三角地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)①若無特別說明，本文中房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)具體指的是房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的擠出效應(yīng)。。

模型中y 表示實(shí)體經(jīng)濟(jì)，x1表示房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，x2表示人口，x3表示經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展水平，x4表示對外開放水平，x5表示當(dāng)?shù)叵M(fèi)水平，i 是截面變量，包括長三角26 個(gè)城市。本文選取長三角26 個(gè)城市2017 年的截面數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)來源于湖州市統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)月報(bào)和統(tǒng)計(jì)年鑒。本文通過模型中x1的回歸系數(shù)β1 大小及正負(fù)來判斷房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的擠出效應(yīng)大小及方向（β1 為正則表示房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)存在擠出效應(yīng)，為負(fù)則表示不存在擠出效應(yīng)或者存在擠入效應(yīng)；在β1 為正的前提下，值越大則擠出效應(yīng)越大）。計(jì)量模型中各變量的詳情及描述性統(tǒng)計(jì)見下表。

表1 變量說明

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

實(shí)證檢驗(yàn)

（一）截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果如表3 所示。從表3 中看出，lnx1的回歸系數(shù)為-0.138485，并且不顯著，這表明長三角地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)并不存在擠出效應(yīng)。lnx2的回歸系數(shù)為-0.170895，并且不顯著，這表明人口并不是長三角實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)顯著影響因素。lnx3的回歸系數(shù)為1.917512，并且在1%的顯著性水平上顯著，這表明長三角經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展水平會對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生正向推動作用，經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展水平越高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)往往越發(fā)達(dá)。lnx4的回歸系數(shù)為-0.286455，并且在1%的顯著性水平上顯著，這表明長三角對外開放水平對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著的制約作用，對外開發(fā)開放水平越高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)越難發(fā)展。lnx5的回 歸 系 數(shù) 為-0.842987，并且5%的顯著性水平上顯著，這表明長三角消費(fèi)水平對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著的制約作用，消費(fèi)水平越高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)越難發(fā)展。對回歸方程的檢驗(yàn)見表4，方程的擬合優(yōu)度為0.781279，F(xiàn) 檢驗(yàn)值為14.28811，這在截面數(shù)據(jù)模型中已屬不錯。因此方程的回歸結(jié)果較為可靠。

（二）懷特檢驗(yàn)

采用懷特檢驗(yàn)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?。對回歸方程的懷特檢驗(yàn)的結(jié)果如表5 所示。從表中可知，統(tǒng)計(jì)量的P 值為0.318022＞10%，因此在10%的顯著性水平上接受同方差的原假設(shè)，即模型不存在異方差。

表3 回歸結(jié)果

表4 回歸方程的檢驗(yàn)

表5 懷特檢驗(yàn)結(jié)果

（三）對實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的分析

通過對長三角26 個(gè)城市2017年截面數(shù)據(jù)的回歸，得出的結(jié)論為房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)不但不存在擠出效應(yīng)反而存在微弱的擠入效應(yīng)（這種擠入效應(yīng)不顯著），也即房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)存在微弱的促進(jìn)作用。關(guān)于房地產(chǎn)業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，一種比較合理的設(shè)想是“倒U”型關(guān)系，如圖1 所示。當(dāng)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在臨界值t 之前，房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)會產(chǎn)生擠入效應(yīng)，但是當(dāng)房地產(chǎn)業(yè)突破臨界值后，擠入效應(yīng)會演變?yōu)閿D出效應(yīng)，即房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會擠占實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資源，從而阻礙實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。雖然從回歸分析的結(jié)果來看，長三角房地產(chǎn)業(yè)不存在擠出效應(yīng)，反而存在微弱的擠入效應(yīng)，也即處于圖1 的左半部分，但這是基于總體分析得出的結(jié)論，如果從結(jié)構(gòu)分析的角度來觀察長三角內(nèi)部不同城市房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)，結(jié)論可能會有差異，擠出（或擠入效應(yīng)）的程度也會存在差異。我們選擇長三角的上海、南京、湖州、蕪湖四個(gè)城市作為代表來分析房地產(chǎn)業(yè)擠出效應(yīng)的差異性。圖2 顯示了長三角這四個(gè)城市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重，房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重可以用來衡量房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的“度”。上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重在2000 年到2017 年之間總體上呈現(xiàn)了上升的趨勢，從2000 年的30.28%上升到2017 年的53.22%；南京市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重在2000年到2014 年之間比較穩(wěn)定，維持在20%左右，但是從2015 年開始步入快速上升期，2017 年達(dá)到34.92%；湖州市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重呈現(xiàn)了與上海和南京均不同的變化軌跡，在2000年到2014 年之間為緩慢上升期（從15.79%逐漸上升到27.58%），從2015 年開始下降，2017 年為17.4%；蕪湖市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重在2010 年到2017 年之間呈現(xiàn)了逐步下降的趨勢，從2010 年的23.62%下降到2017年的13.68%。四個(gè)城市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重呈現(xiàn)了各自不同的變化軌跡，并且在靜態(tài)比較中，2017 年上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于南京，南京遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于湖州，湖州略高于蕪湖。因此從房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的“度”可以判斷：上海和南京有較大的可能性位于圖1 中倒U 型曲線的右半部分，湖州和蕪湖則有較大的可能性位于左半部分。

簡要的結(jié)論與啟示

本文選取了長三角26 個(gè)城市2017 年的截面數(shù)據(jù)作為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了房地產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)。實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果如下。

房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了微弱的擠入效應(yīng)，但是不顯著。這表明從實(shí)證檢驗(yàn)來看，長三角房地產(chǎn)業(yè)不存在擠出效應(yīng)。在提出房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的倒U 型關(guān)系之后，本文進(jìn)一步分析了長三角內(nèi)部房地產(chǎn)業(yè)擠出效應(yīng)的差異性。從長三角四個(gè)代表性城市上海、南京、湖州、蕪湖房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，這四個(gè)城市房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重在時(shí)間維度上呈現(xiàn)了完全不同的變化軌跡，同時(shí)2017年上海房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了南京，南京遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了湖州，湖州略高于蕪湖，因此四個(gè)城市在倒U 型曲線所處在位置會存在較大差異，房地產(chǎn)業(yè)擠出效應(yīng)在方向和程度上將會有較大差異。

圖1 房地產(chǎn)業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的倒U 型關(guān)系

圖2 上海、南京、湖州、蕪湖房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資總額的比重變化

針對實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)論，本文得出的啟示為：總體而言長三角房地產(chǎn)業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展不存在擠出效應(yīng)，這意味著這些年來長三角地區(qū)對房地產(chǎn)市場的調(diào)控收到了成效，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對房地產(chǎn)業(yè)的依賴程度也得到了有效控制。未來長三角一體化建設(shè)繞不開房地產(chǎn)業(yè)這個(gè)重要產(chǎn)業(yè)，如何處理實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展與房地產(chǎn)業(yè)的關(guān)系也將成為繼續(xù)考驗(yàn)長三角26 個(gè)城市政治智慧的“重要抓手”。