黃裕洪 王正明

摘 要：選取2008—2017年長三角城市群面板數(shù)據(jù)，實證研究房地產(chǎn)市場擴張對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)在影響。結果表明，房地產(chǎn)市場對產(chǎn)業(yè)結構演變的影響并非簡單的線性關系，而是具有階段性特征，具體表現(xiàn)為“U”形關系。在緩解內(nèi)生性及控制其余變量后發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)市場擴張初期對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級表現(xiàn)為抑制作用，隨著房地產(chǎn)市場發(fā)展到更高階段，房地產(chǎn)市場發(fā)展對于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構發(fā)揮正向積極作用。為進一步引導發(fā)揮房地產(chǎn)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型的推動作用，應當深化房地產(chǎn)市場改革，促進房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展。

關鍵詞：房地產(chǎn)市場;產(chǎn)業(yè)結構升級;長三角城市群

中圖分類號：F293.3? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2021）16-0043-04

房地產(chǎn)行業(yè)波及領域廣，對各產(chǎn)業(yè)發(fā)展均可帶來不可忽視的影響。房地產(chǎn)業(yè)不僅對建筑相關行業(yè)與房產(chǎn)服務業(yè)發(fā)揮重要影響，也會間接影響其他相關產(chǎn)業(yè)演變。1998年我國實行了房產(chǎn)制度改革，自此，中國房地產(chǎn)進入新的發(fā)展階段，房地產(chǎn)行業(yè)成為地方發(fā)展的重要動力，對經(jīng)濟貢獻不斷提高。統(tǒng)計局相關數(shù)據(jù)顯示，2018年房地產(chǎn)對GDP的貢獻近6萬億元，增長速度為3.8%，與該年度經(jīng)濟形勢比較而言，房地產(chǎn)發(fā)展仍然向好。關于房地產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的文獻較為豐富，但是大多都基于國家或者省級數(shù)據(jù)，缺乏對城市群的考察，同時也較少關于兩者非線性關系的研究。為此，本文以相關研究理論作為基礎，集中研究長三角城市群房地產(chǎn)對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的影響，更加深入探討兩者的非線性關系，并據(jù)此提出政策建議，為進一步深化對房地產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)結構升級的科學認識，推動房地產(chǎn)改革與優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構予以政策參考。

一、文獻回顧

由于采用的方法與研究視角差異，國內(nèi)外不同學者在房地產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系方面得出了不同研究結論，并未形成共識。鄧洲（2017）基于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫，研究后提出，就我國而言，房地產(chǎn)有助于產(chǎn)推動業(yè)結構優(yōu)化升級，具體體現(xiàn)在促進要素成本結構與資本結構合理化、消耗過剩產(chǎn)能等方面[1]。蒲勇健等（2010）通過協(xié)整檢驗與誤差修正模型、脈沖響應等方法，發(fā)現(xiàn)我國數(shù)據(jù)支持了房地產(chǎn)拉動三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗事實，但是房地產(chǎn)對三次產(chǎn)業(yè)的引領作用存在內(nèi)部結構失衡[2]。劉斌斌等（2014）以我國省級面板數(shù)據(jù)實證分析得出了相似結論，不同之處在于，認為房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性，在東部表現(xiàn)為前者對后者的抑制作用，而中部地區(qū)則相反，兩者關系在西部地區(qū)不顯著[3]。也有學者通過研究得出了與上述文獻相反的結論，孫煜等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)發(fā)展對實體行業(yè)具有明顯的擠出作用，不利于金融資本投入制造業(yè)，對產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)揮抑制作用，房地產(chǎn)拉動實體經(jīng)濟的邊際效應不斷弱化[4]。雖然現(xiàn)有研究就房地產(chǎn)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的關聯(lián)存在廣泛討論，但是并未對長三角城市群進行考察，兩者非線性關聯(lián)的深入研究更是缺乏。長三角城群是我國重要的經(jīng)濟示范區(qū)域，尋求該城市群房地產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級良性循環(huán)的方案尤為重要。

二、研究設計

（一）模型構建

本文的實證目的在于考察房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的影響，揭示兩者間的因果關系，因此設定如下基準模型：

其中，lup代表產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級，lesta為房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展，X是本文所控制的其他變量，分別為經(jīng)濟發(fā)展水平（lrgdp）、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展（ldig）、基礎設施（lroad）、教育水平（ledu）、金融發(fā)展（lfin），？著it是隨機擾動項。

（二）指標構建與數(shù)據(jù)來源

結合有關文獻，本文所構建的被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級，目前就該指標構建的方法中，產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)法與產(chǎn)業(yè)結構比重衡量被廣泛采用。后者主要是通過第二產(chǎn)業(yè)或者第三產(chǎn)業(yè)占國民生產(chǎn)總值比重表示產(chǎn)業(yè)結構，然而此方法僅側重于產(chǎn)業(yè)結構的高級化而忽視合理化，全面反映產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)法則彌補了該缺陷，以此作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的替代性指標更具有科學性。借鑒王先柱等（2019）的做法，使用upjit=pxjt，upjit表示產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，其值越高，則說明產(chǎn)業(yè)結構水平越高，xjt為一、二、三次產(chǎn)業(yè)占GDP的比重[5]。

房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展為核心解釋變量，使用長三角各城市房地產(chǎn)從業(yè)人數(shù)表示。另外，本文還控制了經(jīng)濟發(fā)展水平、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展、基礎設施、教育水平、金融發(fā)展等五個指標，分別采用人均GDP、郵電業(yè)務總量與GDP的比重、人均鋪裝道路面積（平方米）、高等院校在校人數(shù)、年末存貸款之和與GDP的比重衡量。

本文所選取的指標數(shù)據(jù)來源于長三角城市群26個城市2008—2017年《城市統(tǒng)計年鑒》，對于缺失的數(shù)據(jù)通過線性插值法及各地區(qū)統(tǒng)計公報信息填補，為緩解變量的波動性，減輕異方差對結果產(chǎn)生的干擾，對各指標進行取對數(shù)處理。

三、實證結果分析

基于模型I，借助Stata16.0分析軟件，得出表1中的實證檢驗結果。依據(jù)該結果，可以將基準模型表示為：

lup=0.524+0.031lesta+0.032lrgdp-0.027ldig-0.023 lroad+0.010ledu-0.079lfin

表1中的被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級，列（1）為未加入控制變量所得實證結果，可見房地產(chǎn)發(fā)展有助于促進產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級，其系數(shù)為0.023，意味著房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展提升1%，對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的推動作用為2.3%，并且這種作用通過了1%的顯著性檢驗。同時，在不斷加入控制變量的過程中，房地產(chǎn)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型的關系始終保持不變，而且其數(shù)值變動較小，穩(wěn)健性較好。通過表1列（3）可知，經(jīng)濟發(fā)展水平、教育水平對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級均表現(xiàn)為促進作用，前者顯著而后者并未通過5%的顯著性檢驗，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展、基礎設施與金融水平對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型表現(xiàn)為抑制作用?；鶞驶貧w模型中忽視內(nèi)生性考察，其結果可能會存在一定偏差。具體來說，產(chǎn)業(yè)結構較為完善和高級的地區(qū)，其房地產(chǎn)發(fā)展水平往往也越高，若內(nèi)生性無法緩解，則實證檢驗結果將會存在一定問題。通過基準回歸模型初步判斷房地產(chǎn)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在正向關聯(lián)，這種關系在加入控制變量后仍然顯著。

為克服模型回歸中內(nèi)生性對實證檢驗的干擾，本文進一步使用GMM模型方法對基礎模型進行修正，具體建模如下：

其中，lupit_lag表示產(chǎn)業(yè)結構升級的滯后項，其余變量同模型（I）?？朔?nèi)生性的主要方法為尋求工具變量（IV），然而關于IV的選取又分為兩類，一類是尋找外生變量，而另一種則使用模型核心變量的滯后項，若采用前者，則會面臨IV合理性的選擇，一旦在選取過程中存在偏差，將會導致實證分析結果存在失誤，結果不可信，而后者的優(yōu)勢在于被解釋變量滯后項作為IV，能避免前者關于外生變量選擇上可能會出現(xiàn)的問題。

通過基準模型初步判定房地產(chǎn)對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級具有顯著促進效應，那么兩者之間是否存在非線性關系？為進一步探究兩者間復雜關聯(lián)，在模型（II）的基礎上，將房地產(chǎn)發(fā)展的平方項納入考察，構建模型（III）。

模型中，lesta2it表示房地產(chǎn)發(fā)展的平方項，其余變量所表示具體含義同模型（II）。

表2為房地產(chǎn)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的GMM回歸結果，列（1）至列（3）的二階序列相關AR（2）結果顯示，其P值均大于0.05，表明通過將產(chǎn)業(yè)結構升級滯后一期作為工具變量的方法進行建模有效克服內(nèi)生性問題，不存在自相關的問題。同時，Hansen檢驗10%的顯著性水平下無法拒絕模型變量存在過度識別的問題，即工具變量有效。具體來看，列（1）中，在控制其他變量之后，GMM回歸結果顯示房地產(chǎn)發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級具有積極作用，其系數(shù)為0.049，通過1%的顯著性檢驗，該結果為緩解內(nèi)生性后得出，可信度高。列（2）為未加入控制變量，加入房地產(chǎn)發(fā)展水平的平方項，列（3）為在列（1）的基礎上加入房地產(chǎn)發(fā)展水平的平方項。不論是否加入控制變量，結果均表明房地產(chǎn)對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的影響并非簡單的線性形式，而是存在“U”形的非線性復雜關聯(lián)，即房地產(chǎn)發(fā)展初期可能會對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生阻礙作用，隨著房地產(chǎn)發(fā)展進入更高級階段，兩者間開始出現(xiàn)良性循環(huán)。房地產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級之間之所以存在“U”形關系，可能的原因為，房地產(chǎn)發(fā)展初期，由于其顯現(xiàn)的巨大利潤空間而吸引社會資金涌入，金融市場資源從實體制造業(yè)轉(zhuǎn)向房地產(chǎn)市場，雖然房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)鏈較長，與眾多行業(yè)存在上下游關聯(lián)，但是仍然無法削弱房地產(chǎn)對實體經(jīng)濟發(fā)展的擠出作用。在房地產(chǎn)擴張時期，房地產(chǎn)的高速增長，一方面未能有效促進實體經(jīng)濟技術進步與優(yōu)化升級，另一方面由于房地產(chǎn)過快的供給超過其需求，造成大量產(chǎn)能過剩與資源浪費。資源過度集中導致產(chǎn)業(yè)結構存在一定失衡，產(chǎn)業(yè)結構合理化程度降低，增加產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化轉(zhuǎn)型升級壓力。20世紀80年代的日本則為典型案例，這一時期房地產(chǎn)擴張帶來了“泡沫經(jīng)濟”，對實體經(jīng)濟造成了沖擊。

隨著房地產(chǎn)市場擴張到一定程度后，產(chǎn)業(yè)結構的失調(diào)問題引發(fā)了政府關注與各產(chǎn)業(yè)部門調(diào)整。首先，我國提出“住房不炒”政策之后，房地產(chǎn)市場不斷朝著健康的方向發(fā)展，由以往只注重速度和量上的增加過渡為改革房地產(chǎn)市場，促進房地產(chǎn)與產(chǎn)業(yè)結構的良性互動。2020年中共中央與國務院公布了《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，該文件進一步明確了土地要素市場化改革，為房地產(chǎn)市場良性發(fā)展提供了基本方向。國家宏觀調(diào)控積極引導房地產(chǎn)市場服務實體經(jīng)濟，推動房地產(chǎn)市場對制造業(yè)發(fā)揮促進作用。其次，由于房地產(chǎn)擴張，房價與租金上漲，企業(yè)生存受到成本擠壓，為適應這種變化，微觀主體將會提高自身創(chuàng)新水平，降低單位成本，進而保持其市場競爭力，房地產(chǎn)導致成本提升對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級帶來“倒逼”機制。最后，房地產(chǎn)市場的進一步發(fā)展也促進了其與旅游、養(yǎng)老、商業(yè)等方面的融合，這些行業(yè)的發(fā)展本身對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型具有推動作用。從這個角度來看，房地產(chǎn)發(fā)展到一定階段后，有助于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，推動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級。

四、研究結論與政策建議

過去十幾年間，中國房地產(chǎn)市場迅速擴張，成為國民經(jīng)濟的重要組成部分，對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻也在不斷提升，然而現(xiàn)有文獻并未厘清房地產(chǎn)市場發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級兩者的關系。為進一步深化房地產(chǎn)市場改革與推動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級，本文利用2008—2017年長三角城市群數(shù)據(jù)，借助普通面板回歸與GMM模型實證檢驗了房地產(chǎn)市場發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級的關聯(lián)。結果表明，總體來看，房地產(chǎn)市場發(fā)展對于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構具有積極作用，并且在緩解內(nèi)生性后兩者關系仍然顯著。進一步納入房地產(chǎn)市場發(fā)展平方項后發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)市場對產(chǎn)業(yè)結構演變的作用不僅表現(xiàn)為簡單的線性關系，也呈現(xiàn)出“U”形非線性復雜關聯(lián)，表明房地產(chǎn)市場對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有階段性特征，在房地產(chǎn)市場擴張低于一定規(guī)模時，其對產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級起著抑制作用，然而隨著房地產(chǎn)市場改革的推進與規(guī)模優(yōu)化，其對產(chǎn)業(yè)結構的改善具有顯著的促進作用。本文除了探索房地產(chǎn)市場對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響之外，研究結論還具有明顯的政策含義。

第一，進一步推動房地產(chǎn)市場改革，緩解房地產(chǎn)市場擴張對制造業(yè)的擠出作用。為實現(xiàn)房地產(chǎn)市場與實體制造業(yè)的良性發(fā)展，首先需要保障制造業(yè)用地供應，優(yōu)化土地使用效率，尤其是要為技術含量高的新興制造業(yè)能擁有足夠的土地資源創(chuàng)造有利條件，降低房地產(chǎn)市場帶來的制造業(yè)生產(chǎn)成本的波動。

第二，房地產(chǎn)市場的發(fā)展需要進一步適應時代需要。當今世界正歷經(jīng)百年未有之大變局，科技和產(chǎn)業(yè)革命不斷推向高點。房地產(chǎn)市場的發(fā)展需要更多的與現(xiàn)代技術相結合，提升房地產(chǎn)市場效率。具體來說，房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造供給的過程中，應當注重使用先進技術，在設計、建設、銷售、改造及服務方面，更多的與數(shù)字經(jīng)濟結合，提升其數(shù)字化、智能化、網(wǎng)絡化內(nèi)涵，推動房地產(chǎn)市場對新技術、新業(yè)態(tài)、新模式的需求，進而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。

第三，加快房地產(chǎn)與相關行業(yè)的融合。融合發(fā)展成為產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型與升級的重要路徑，房地產(chǎn)市場擴張與發(fā)展不僅需要注重自身的提升，同時也需要為信息產(chǎn)業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)等創(chuàng)造新市場，最終推動產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化。

參考文獻：

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作者簡介：黃裕洪（1996-），男，江西贛州人，碩士研究生，從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟與區(qū)域發(fā)展研究（通訊作者）;王正明（1964-），男，江蘇鎮(zhèn)江人，教授，碩士生導師，博士，從事低碳經(jīng)濟、國際資源貿(mào)易研究。