房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響及作用機(jī)制研究*

王桂虎，侯懿芮，王 宇

（1.鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院，河南 鄭州 450046；2.中國社會(huì)科學(xué)院金融研究所，北京 100710；3.中國人民銀行金融研究所，北京 100033）

一、引言

共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本目的。近年來，隨著房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)上升，房地產(chǎn)市場逐漸呈現(xiàn)出金融化現(xiàn)象。如何合理地設(shè)計(jì)共同富裕的指標(biāo)體系，并防范房地產(chǎn)金融化的負(fù)面影響，已經(jīng)成為當(dāng)前學(xué)界研究的重要方向。

房地產(chǎn)是當(dāng)代家庭總資產(chǎn)的重要組成部分，對個(gè)人成長、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與共同富裕的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生了巨大的影響（甘犁等，2013）。中國人民銀行官網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示，我國人民幣房地產(chǎn)貸款余額占金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額的比例從2005年末的14.23%上升至2021年末的27.07%，房地產(chǎn)市場與金融行業(yè)的關(guān)聯(lián)度越來越高。2021年以來，部分房地產(chǎn)企業(yè)相繼出現(xiàn)資金周轉(zhuǎn)困難，打擊了購房者對市場的信心，也反映出房企高杠桿和高周轉(zhuǎn)的盈利模式難以持續(xù)。同時(shí)，房地產(chǎn)金融化、泡沫化成為金融監(jiān)管的重點(diǎn)，也成為阻礙共同富裕實(shí)現(xiàn)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的重要因素。

通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理和總結(jié)，本文將房地產(chǎn)金融化的概念界定為：房地產(chǎn)行業(yè)與各金融部門的聯(lián)系不斷加深，各種資本通過金融市場向房地產(chǎn)企業(yè)滲透，導(dǎo)致房地產(chǎn)的金融屬性增強(qiáng)，并引發(fā)區(qū)域土地價(jià)格變化和金融風(fēng)險(xiǎn)的過程。在現(xiàn)實(shí)中，房地產(chǎn)金融化主要表現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，在居民維度，居民使用金融工具、加杠桿等方式買賣房地產(chǎn)。例如“深圳炒房團(tuán)”事件，居民以超出自身需求的數(shù)量購買房地產(chǎn)，明顯違背“房住不炒”精神。第二，在企業(yè)維度，房地產(chǎn)企業(yè)運(yùn)用金融工具進(jìn)行房地產(chǎn)投融資，金融機(jī)構(gòu)通過發(fā)放貸款或其他金融產(chǎn)品和交易來獲取盈利，房地產(chǎn)企業(yè)與金融市場之間存在相互共生的關(guān)系，共同導(dǎo)致了財(cái)富幻覺（李嘉和朱文浩，2020）。第三，在區(qū)域維度，地方政府在向房地產(chǎn)企業(yè)提供土地的過程中，逐漸形成對土地出讓收入的依賴，這不但形成了區(qū)域土地增值預(yù)期（郭文偉和周媛，2020），而且可能會(huì)累積金融風(fēng)險(xiǎn)（王雅齡和王力結(jié)，2015）。通過居民、企業(yè)和區(qū)域三個(gè)維度，房地產(chǎn)金融化可能引致較為嚴(yán)重的金融風(fēng)險(xiǎn)，從而對共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生不利影響。

基于上述背景，本文將對房地產(chǎn)金融化與共同富裕的關(guān)系展開深入研究。本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)主要包括：一是分別從富裕的差異性和共享性、物質(zhì)生活和精神生活富裕、生活環(huán)境宜居等維度構(gòu)建共同富裕和房地產(chǎn)金融化的指標(biāo)體系，并對其在區(qū)域間影響的差異性進(jìn)行實(shí)證分析；二是分析并驗(yàn)證了房地產(chǎn)金融化通過提高區(qū)域勞動(dòng)撫養(yǎng)比、降低區(qū)域創(chuàng)新積極性、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)“脫實(shí)向虛”等影響共同富裕的作用機(jī)制，可為堅(jiān)守“房住不炒”政策、推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕提供參考。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述

1.房地產(chǎn)金融化的演進(jìn)

2008年國際金融危機(jī)以來，各級地方政府為了應(yīng)對金融危機(jī)給經(jīng)濟(jì)帶來的巨大沖擊，建立了許多融資平臺，將土地作為優(yōu)質(zhì)抵押物，以獲取銀行和非銀行機(jī)構(gòu)的融資，同時(shí)加大對房地產(chǎn)行業(yè)的支持力度，使得房地產(chǎn)投資與地方經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性（張洪等，2014），這一舉措將“以地生財(cái)”的“土地財(cái)政”模式轉(zhuǎn)化為“以地融金”的“土地金融”模式（鄭思齊等，2014），土地的金融屬性被充分挖掘出來，成為經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的關(guān)鍵動(dòng)力。在此基礎(chǔ)上，房地產(chǎn)部門與金融部門的聯(lián)系不斷加深，金融資本向房地產(chǎn)部門的滲透更加深入（李嘉等，2020）。然而，“土地金融”的債務(wù)模式在解決地方財(cái)政燃眉之急的同時(shí)，也給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了巨大的隱患。相當(dāng)一部分的信貸資金和社會(huì)資本并未進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，而是流入高回報(bào)的房地產(chǎn)企業(yè)（余泳澤和張少輝，2017）。房地產(chǎn)的資產(chǎn)價(jià)值在“房地產(chǎn)—金融”閉合系統(tǒng)中自我加速升值，房地產(chǎn)價(jià)格的攀升成為地方經(jīng)濟(jì)增長和引導(dǎo)區(qū)域投資行為的信號（王雅齡和王力結(jié)，2015）。在房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)上升的引導(dǎo)下，居民部門出現(xiàn)了“追漲殺跌”的金融化沖動(dòng)（李嘉等，2020），此時(shí)房地產(chǎn)投資屬性逐漸顯露出來，引發(fā)了大量的房地產(chǎn)投機(jī)行為，助推了房地產(chǎn)金融化程度的加深，增加了全社會(huì)的債務(wù)累積和違約風(fēng)險(xiǎn)，提高了全社會(huì)的債務(wù)水平（李程和趙艷婷，2021）。

2.房地產(chǎn)金融化與共同富裕

國內(nèi)外學(xué)者主要從收入差距的角度研究房地產(chǎn)金融化的影響。房地產(chǎn)金融化本質(zhì)上造成了社會(huì)不均衡（Romainville，2017），在增加社會(huì)財(cái)富的同時(shí)，也拉大了居民收入差距。房價(jià)持續(xù)上漲使房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)膨脹，社會(huì)財(cái)富向擁有大量房地產(chǎn)的人群以及房地產(chǎn)投資者傾斜（原鵬飛和馮蕾，2014）。房地產(chǎn)市場不公平不充分的現(xiàn)象日益嚴(yán)重，少數(shù)人占有多數(shù)房屋，且房地產(chǎn)價(jià)格與普通人收入嚴(yán)重脫節(jié)（王競和王祖山，2019）。在收入與房地產(chǎn)價(jià)格的分層疊加下，房地產(chǎn)金融化加劇了居民的貧富分化（吳開澤，2019），增加了社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的風(fēng)險(xiǎn)（張川川等，2016）。同時(shí)，預(yù)防性儲蓄的不斷增加，在一定程度上扭曲了居民生命周期中的“儲蓄—消費(fèi)”和“儲蓄—投資”相互替代的平滑曲線，降低了居民的福利水平（陳彥斌和邱哲圣，2011）。此外，房地產(chǎn)金融化過分強(qiáng)調(diào)住房的交換價(jià)值而不是使用價(jià)值，改變了家庭的社會(huì)關(guān)系（Aalbers，2017），給家庭生活帶來了不穩(wěn)定性（Free和Mcintyre，2021）。

（二）理論分析和研究假設(shè)

1.房地產(chǎn)金融化影響共同富裕的理論機(jī)制

房地產(chǎn)金融化是引起社會(huì)財(cái)富差距和家庭收入不平等的一個(gè)重要原因。房地產(chǎn)分配的初始差異和后續(xù)分配機(jī)制，使得財(cái)富收入在不同收入階層的家庭中產(chǎn)生較大的差異性（張傳勇等，2020）。在房地產(chǎn)價(jià)格的引導(dǎo)下，部分居民將房地產(chǎn)視為投資品，并以超出需求的數(shù)量購買房地產(chǎn)，造成市場供給的非均衡狀態(tài)。而持續(xù)上漲的房價(jià)遠(yuǎn)超一般居民的支付能力，形成新房開盤供不應(yīng)求和二手房大量閑置同時(shí)出現(xiàn)的局面，造成社會(huì)資源配置效率低下，威脅國民經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行。在居民部門需求不斷增加的刺激下，房地產(chǎn)企業(yè)不斷加杠桿進(jìn)行投資與再建設(shè)，以獲得高額資金回報(bào)。此時(shí)房地產(chǎn)成為社會(huì)資本的主要聚集地，影響資本的正常運(yùn)動(dòng)，進(jìn)而產(chǎn)生資本回流中斷風(fēng)險(xiǎn)（張良悅，2019）。房地產(chǎn)企業(yè)為了快速回流資金，利用房地產(chǎn)增值的財(cái)富效應(yīng)，形成了房地產(chǎn)市場所特有的“黑洞效應(yīng)”（馮燮剛和李子奈，2009），造成房地產(chǎn)大量閑置和外來人口買房難同時(shí)出現(xiàn)的現(xiàn)象，加劇了財(cái)富分化。此外，部分居民對房地產(chǎn)的投機(jī)炒作也提升了房地產(chǎn)金融化的程度，加劇房地產(chǎn)的分層效應(yīng)，擴(kuò)大社會(huì)貧富差距，影響共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

房地產(chǎn)金融化主要通過居民高投入、房企高杠桿和社會(huì)高融資等渠道影響人力資本積累、扭曲資本配置、威脅金融穩(wěn)定，從而阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)（見圖1）。第一，居民高投入買房會(huì)使他們的負(fù)擔(dān)過重，擠占居民消費(fèi)，損害地區(qū)勞動(dòng)力的競爭力，迫使人才轉(zhuǎn)變遷移方向。并且在一定程度上降低地區(qū)人口紅利，影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。第二，房地產(chǎn)企業(yè)使用高杠桿、高債務(wù)融資建房，吸收大量社會(huì)資源，擠占地區(qū)創(chuàng)新投資，影響地區(qū)創(chuàng)新的積極性。此外，使用資金不當(dāng)所導(dǎo)致的房地產(chǎn)企業(yè)“爛尾樓”等事件不但會(huì)影響居民的生活質(zhì)量，也會(huì)加深市場悲觀情緒，挫傷企業(yè)進(jìn)行科技創(chuàng)新和投資活動(dòng)的積極性。第三，房地產(chǎn)企業(yè)的債務(wù)問題會(huì)影響社會(huì)資本累積，促使資金在“房地產(chǎn)—金融”體系內(nèi)循環(huán)，降低資本對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資力度，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“脫實(shí)向虛”。基于以上分析，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

圖1 房地產(chǎn)金融化影響共同富裕的理論機(jī)制

H1：房地產(chǎn)金融化會(huì)阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

2.房地產(chǎn)金融化影響共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制

基于前文分析，本文將從區(qū)域勞動(dòng)撫養(yǎng)比、區(qū)域創(chuàng)新積極性以及產(chǎn)業(yè)脫實(shí)向虛三個(gè)角度研究房地產(chǎn)金融化對共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制。

（1）區(qū)域勞動(dòng)撫養(yǎng)比視角。房地產(chǎn)金融化通過影響外來人口的遷移，降低地區(qū)人口紅利，阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。外來人口是人口紅利的重要組成部分，外來勞動(dòng)力為城市發(fā)展做出了巨大的貢獻(xiàn)，也深刻影響著城市的發(fā)展進(jìn)程。收入和就業(yè)條件優(yōu)良與否是吸引外來人口遷移的重要原因。外來人口根據(jù)區(qū)域的就業(yè)環(huán)境和收入條件來選擇即將遷入的城市，如果該區(qū)域房價(jià)過高會(huì)使得外來人口的生活成本大幅提高，從而引起人群的反向移動(dòng)。如今，我國形成了以房地產(chǎn)福利為主要特征的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，勞動(dòng)撫養(yǎng)比的提高將會(huì)增強(qiáng)房地產(chǎn)的分層效應(yīng)，使得經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展受到阻礙，影響共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。此外，人口紅利的消失會(huì)阻礙區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。目前，我國各個(gè)區(qū)域的人口紅利正在逐步消退，勞動(dòng)撫養(yǎng)比逐年上升，勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)的增加倒逼社會(huì)技術(shù)的進(jìn)步以及勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升，而技術(shù)的快速攀升將會(huì)引起低技能勞動(dòng)者的議價(jià)能力進(jìn)一步減弱，加之高房價(jià)帶來的居住壓力，低技能勞動(dòng)者將會(huì)面臨更大的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，加劇居民收入的不平等性，阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)?；谝陨戏治?，本文提出第二個(gè)假設(shè)：

H2：房地產(chǎn)金融化通過提高區(qū)域勞動(dòng)撫養(yǎng)比，阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

（2）區(qū)域創(chuàng)新積極性視角。房地產(chǎn)金融化程度的加深會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新的積極性，阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。房地產(chǎn)金融化導(dǎo)致房地產(chǎn)行業(yè)利潤偏高，大量的社會(huì)資金流入到房地產(chǎn)企業(yè)，而實(shí)體企業(yè)成本上升、投資資金不足（肖珂和黃宗遠(yuǎn)，2019）。貧富差距根源逐漸從勞動(dòng)收入差異向財(cái)產(chǎn)差異轉(zhuǎn)變，加劇了社會(huì)財(cái)富分配的不平等性，形成了房地產(chǎn)行業(yè)利潤增加和實(shí)體企業(yè)利潤減少的不平衡局面，致使實(shí)體企業(yè)的投資者將更多資本轉(zhuǎn)向房地產(chǎn)市場，擠占了技術(shù)創(chuàng)新的投資空間，從而影響技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新能力的培育。此外，由于創(chuàng)新研發(fā)的不確定性和長期性，投資者追求快速回報(bào)的預(yù)期使得企業(yè)傾向于追求“短平快”的短期收益，進(jìn)而減少對技術(shù)創(chuàng)新的投入，削弱了企業(yè)的長期競爭力。然而在全球化不斷加深和科技進(jìn)步持續(xù)加快的背景下，創(chuàng)新能力已成為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素，是實(shí)體企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的核心動(dòng)力，也是實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和共同富裕的重要途徑?；谝陨戏治?，本文提出第三個(gè)假設(shè)：

H3：房地產(chǎn)金融化通過降低當(dāng)?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)新積極性，阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“脫實(shí)向虛”視角。房地產(chǎn)價(jià)格的上漲和房地產(chǎn)金融化程度的上升將導(dǎo)致房地產(chǎn)投資回報(bào)率上升，進(jìn)而吸引企業(yè)和投資者擴(kuò)大對房地產(chǎn)的投資、減少對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資，這將進(jìn)一步加速金融資本與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的脫離，促使資本在金融體系內(nèi)進(jìn)行“自我循環(huán)”，加劇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“脫實(shí)向虛”趨勢，阻礙實(shí)體經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。與此同時(shí)，由于資金大量流向房地產(chǎn)行業(yè)，實(shí)體企業(yè)尤其是中小企業(yè)面臨更加嚴(yán)重的“融資難、融資貴”問題，其投資回報(bào)率進(jìn)一步下降，與虛擬經(jīng)濟(jì)和金融資產(chǎn)投資回報(bào)率的差距進(jìn)一步拉大（楊元慶，2017）?；谝陨显?，一些投資者在房地產(chǎn)方面的投資動(dòng)力不斷增強(qiáng)，加深了金融體系內(nèi)資金空轉(zhuǎn)的程度，致使金融效率持續(xù)下降（彭宇超等，2018），同時(shí)也使持有較多房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)群體的財(cái)富性收入上升，與主要依靠勞動(dòng)收入的普通群體之間的貧富差距越來越大，阻礙了共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)?；谝陨戏治?，本文提出第四個(gè)假設(shè)：

H4：房地產(chǎn)金融化通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)脫實(shí)向虛以阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是共同富裕（cop）。已有文獻(xiàn)通常從富裕的共享性和差異性、物質(zhì)生活和精神生活富裕、生活環(huán)境宜居等多個(gè)角度來衡量共同富裕。本文在借鑒以往文獻(xiàn)常用方法（劉培林等，2021）的基礎(chǔ)上，綜合浙江大學(xué)發(fā)布的2021中國共同富裕指數(shù)模型，構(gòu)建共同富裕指標(biāo)體系，并利用熵值法對共同富裕指標(biāo)進(jìn)行量化測度。分別從富裕的“共同”和“共享”兩個(gè)角度進(jìn)行共同富裕的橫向和縱向衡量，從富裕的差異性和共享性來衡量其“共同”的指標(biāo)；從物質(zhì)生活富裕、精神生活富裕和生活環(huán)境宜居等角度來衡量區(qū)域的“富?！背潭取?/p>

共同富裕是在實(shí)現(xiàn)富裕的基礎(chǔ)上進(jìn)行的公平分配，因此應(yīng)選取較多指標(biāo)衡量區(qū)域的富裕程度。共同富裕的最終落腳點(diǎn)是經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步和相對財(cái)富差距的縮小，在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕，形成高收入和高平等有機(jī)統(tǒng)一的整體。因此，共同富裕不應(yīng)當(dāng)過度強(qiáng)調(diào)收入差距、城鄉(xiāng)差距的縮小，而應(yīng)當(dāng)以全體人民收入水平的整體提高為主要指標(biāo)，既強(qiáng)調(diào)將“蛋糕分好”又強(qiáng)調(diào)將“蛋糕做大”。本文構(gòu)建共同富裕指標(biāo)體系如表1所示：

表1 共同富裕的指標(biāo)體系

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是房地產(chǎn)金融化（hfz）。已有文獻(xiàn)對房地產(chǎn)金融化研究較少，多數(shù)從房地產(chǎn)泡沫化的角度進(jìn)行研究。對于房地產(chǎn)泡沫化，現(xiàn)有研究大多通過指標(biāo)指示度量法、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)觀測法和基準(zhǔn)價(jià)格比較法進(jìn)行測量，以找出房地產(chǎn)的基礎(chǔ)價(jià)格，并將其與實(shí)際價(jià)格進(jìn)行比較。但房地產(chǎn)價(jià)格作為信號機(jī)制，與房地產(chǎn)金融化不同，不能直接刻畫房地產(chǎn)金融化程度。因此，本文從房地產(chǎn)金融化的特征入手構(gòu)建房地產(chǎn)金融化指標(biāo)體系。

由房地產(chǎn)金融化的定義可知，房地產(chǎn)金融化最顯著的特征：一是信貸資金的變動(dòng)對房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格的影響較大；二是房地產(chǎn)企業(yè)通過多種渠道進(jìn)行融資，導(dǎo)致其杠桿率顯著提升；三是居民部門大量購進(jìn)房地產(chǎn)，房地產(chǎn)市場呈現(xiàn)出供不應(yīng)求的局面，同時(shí)房地產(chǎn)待售率快速下降（呂江林，2010）。根據(jù)上述特性，本文將衡量指標(biāo)從居民、企業(yè)、區(qū)域三個(gè)維度測度房地產(chǎn)金融化水平。具體而言，以住宅商品房待售率反向衡量居民部門投機(jī)程度，以房地產(chǎn)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率正向衡量房企金融化水平，以區(qū)域融資水平正向衡量區(qū)域金融化水平（見表2）。部分缺失數(shù)據(jù)用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。

表2 房地產(chǎn)金融化的指標(biāo)體系

3.數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理和熵值法賦權(quán)

為確保各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)更具有可比性，盡可能消除指標(biāo)間的量綱關(guān)系，采用極差標(biāo)準(zhǔn)化對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱歸一化處理。

其中：Xij為各項(xiàng)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化之后的數(shù)值，xij為第i項(xiàng)第j個(gè)指標(biāo)原始數(shù)值，xmax、xmin則分別表示原始數(shù)據(jù)的最大值和最小值。通過熵權(quán)法確定各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重。熵用于度量系統(tǒng)的無序程度，指標(biāo)的信息熵越小，則說明其含有的信息量越大，在綜合評價(jià)中的作用越大，權(quán)重越高，反之亦然。具體的計(jì)算步驟如下：

4.控制變量

參考以往文獻(xiàn)的做法，在模型中加入?yún)^(qū)域人口密度（density）、地方財(cái)政收支比（rate）以及區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平（infr）作為控制變量。具體而言，以區(qū)域面積與總?cè)丝谥缺碚鲄^(qū)域人口密度，以地方一般公共預(yù)算收入支出之比表征地方財(cái)政收支比，以區(qū)域固定資產(chǎn)投資表征區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。

（二）模型設(shè)定

本文實(shí)證的重點(diǎn)在于檢驗(yàn)房地產(chǎn)金融化程度對共同富裕的影響，以及區(qū)域勞動(dòng)撫養(yǎng)比、區(qū)域創(chuàng)新積極性與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制是否存在。基本回歸模型設(shè)定如下：

其中：i表示省份，t表示年份，cop表示共同富裕，hfz表示房地產(chǎn)金融化，cov表示控制變量，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，γi為時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)本文的假設(shè)，需要驗(yàn)證α1＜0。

為驗(yàn)證房地產(chǎn)金融化對共同富裕影響的傳導(dǎo)路徑，借鑒江艇（2022）的做法，只考察房地產(chǎn)金融化對中介變量的影響，以克服原有中介效應(yīng)模型的缺陷。建立模型如下：

其中：M為中介變量，α'1表示房地產(chǎn)金融化對三個(gè)中介變量的影響程度?；貧w時(shí)中介變量分別用區(qū)域勞動(dòng)撫養(yǎng)比（pop）、區(qū)域創(chuàng)新積極性（innov）與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）表示。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文采用2013—2020年①社會(huì)融資規(guī)模數(shù)據(jù)從2013年開始統(tǒng)計(jì)，因此本文的樣本期為2013—2020年。我國31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（不含港澳臺）的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，并運(yùn)用Eviews軟件將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為月度數(shù)據(jù)，以更好地體現(xiàn)房地產(chǎn)金融化波動(dòng)的趨勢。研究數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》等統(tǒng)計(jì)年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)。為減少異方差的影響，對絕對值變量及數(shù)量級較大的變量做了對數(shù)處理。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。多重共線性檢驗(yàn)顯示，各變量的方差膨脹因子均小于10，模型不存在嚴(yán)重多重共線性問題。將共同富裕和房地產(chǎn)金融化的各省份測算結(jié)果按照年度平均水平進(jìn)行排序。在共同富裕測算排名中，浙江、北京、廣東等三個(gè)省市處于全國領(lǐng)先地位。浙江作為共同富裕首批試點(diǎn)地區(qū)，為全國各省市實(shí)現(xiàn)共同富裕起到較好的示范作用。在房地產(chǎn)金融化排名中，上海、北京、浙江等省市擁有較好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，房地產(chǎn)市場發(fā)展較快，房地產(chǎn)金融化程度位于全國前三位。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）基準(zhǔn)回歸

表4展示了隨機(jī)效應(yīng)、不含控制變量的固定效應(yīng)以及包含控制變量的固定效應(yīng)模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。列（2）（3）的回歸結(jié)果顯示，無論有無加入控制變量，房地產(chǎn)金融化（hfz）的回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，說明房地產(chǎn)金融化程度的加深阻礙了共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。此外，列（3）的回歸結(jié)果顯示，財(cái)政收支比、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入的回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正，表明兩者能夠促進(jìn)區(qū)域共同富裕水平的提高。一般來說，財(cái)政收支比越高，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好，區(qū)域富裕程度越高，而固定資產(chǎn)投入將會(huì)改善區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)配給，提高生活環(huán)境的宜居性，促進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)，回歸結(jié)果符合邏輯。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為緩解模型中可能存在的互為因果和遺漏變量的內(nèi)生性問題，采用兩階段最小二乘法對模型進(jìn)行估計(jì)。表5報(bào)告了使用工具變量法后的估計(jì)結(jié)果，其中，列（1）（2）使用的工具變量是人均住房面積（peland），列（3）（4）使用的工具變量是房地產(chǎn)金融化的滯后一期（L.fhz）。上述工具變量的選擇理由如下：人均房地產(chǎn)土地購置面積越少，說明該地區(qū)土地資源較為稀缺，該區(qū)域房地產(chǎn)企業(yè)會(huì)加大投資力度、提高企業(yè)杠桿率，加深房地產(chǎn)金融化程度。同時(shí)，為消除區(qū)域人口帶來的影響，對數(shù)據(jù)進(jìn)行人均處理，以保證結(jié)果的可靠性。由上述分析可知，人均房地產(chǎn)企業(yè)土地購置面積與房地產(chǎn)金融化程度之間關(guān)系密切，但與共同富裕沒有直接相關(guān)關(guān)系，因此將人均房地產(chǎn)企業(yè)土地購置面積作為工具變量是合適的，可以緩解互為因果的內(nèi)生性問題。此外，由于房地產(chǎn)業(yè)建設(shè)周期較長，存在一定的時(shí)滯性，房地產(chǎn)金融化在本期的發(fā)展程度會(huì)受到上一期的影響，當(dāng)期房地產(chǎn)金融化與上期房地產(chǎn)金融化水平密切相關(guān)，而與共同富裕無關(guān)，緩解了互為因果的內(nèi)生性問題。同時(shí)，本文選取的當(dāng)期值與干擾項(xiàng)可能存在相關(guān)性，但其滯后項(xiàng)卻不會(huì)與當(dāng)期干擾項(xiàng)相關(guān)，緩解了遺漏變量的內(nèi)生性問題，因此選取房地產(chǎn)金融化的滯后一期作為工具變量是合適的。

從表5列（2）（4）的兩階段最小二乘法回歸結(jié)果來看，在控制了其他影響因素后，房地產(chǎn)金融化程度與共同富裕之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，再次證實(shí)房地產(chǎn)金融化對共同富裕具有抑制作用。由第一階段回歸結(jié)果可知，房地產(chǎn)金融化程度與人均房地產(chǎn)企業(yè)土地購置面積和房地產(chǎn)金融化的滯后一期的系數(shù)在1%顯著性水平下顯著，符合理論預(yù)期。對工具變量的不可識別檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)以及過度識別檢驗(yàn)的結(jié)果表明，上述工具變量選取是合適的。

表5 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

表6列（1）（2）（3）分別是采用Tobit回歸模型、Truncated回歸模型和剔除直轄市樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，hfz的回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，說明房地產(chǎn)金融化的加深對于共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)有著顯著的負(fù)向影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)論一致，再次印證了假設(shè)1。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，借鑒江艇（2022）的研究方法，對房地產(chǎn)金融化如何通過區(qū)域勞動(dòng)撫養(yǎng)比（pop）、區(qū)域創(chuàng)新積極性（innov）以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）影響共同富裕的作用渠道予以識別和檢驗(yàn)。其中， pop用區(qū)域非勞動(dòng)人口與勞動(dòng)人口之比來衡量， innov用專利申請數(shù)對數(shù)來衡量，ind用三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比的加權(quán)平均值來衡量②參考黃紀(jì)強(qiáng)等（2022）的研究方法，定義ind=第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比×1+第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比×2+第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比×3。，傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。列（1）結(jié)果顯示，房地產(chǎn)金融化（hfz）的回歸系數(shù)為0.1203，在1%顯著性水平下顯著，表明房地產(chǎn)金融化顯著加劇了勞動(dòng)力的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，降低了社會(huì)福利水平。列（2）結(jié)果顯示，房地產(chǎn)金融化（hfz）的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明房地產(chǎn)金融化顯著降低了地區(qū)創(chuàng)新積極性，影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。列（3）結(jié)果顯示，房地產(chǎn)金融化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響在1%顯著性水平下顯著為正，說明房地產(chǎn)金融化加劇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“脫實(shí)向虛”，加大實(shí)體經(jīng)濟(jì)空心化，不利于共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

表7 房地產(chǎn)金融化影響共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

（五）異質(zhì)性分析

由于中國國土遼闊，區(qū)域之間存在較大的發(fā)展差異，因此將31個(gè)省份分為東部、中部和西部三個(gè)區(qū)域，分別檢驗(yàn)房地產(chǎn)金融化程度的加深對不同區(qū)域共同富裕產(chǎn)生的影響，結(jié)果如表8所示③東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)?。ㄖ陛犑校胁康貐^(qū)包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）。。

從表8列（1）可知，房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響在各地區(qū)均較為顯著，但中、西部地區(qū)的顯著程度要弱于東部地區(qū)。可能的原因是，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，人口密集，在居民剛需房地產(chǎn)和投機(jī)性房地產(chǎn)需求增長的刺激下，房地產(chǎn)金融化水平攀升較快，對于共同富裕的影響程度也大于中西部地區(qū)。而中西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平稍弱，人才聚集程度較小，房價(jià)增速與居民收入相差較小，因此中西部地區(qū)房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響顯著性較低。

表8 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

Month FE 控制 控制 控制Constant 0.2946（0.2420）0.1081（0.1668）R-squared 0.6642 0.6626 0.7923 0.0306（0.3482）

此外，從列（2）（3）可得，中西部地區(qū)房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響均在5%顯著性水平下顯著，中部地區(qū)房地產(chǎn)金融化（hfz）的回歸系數(shù)為-0.5294，絕對值大于西部地區(qū)的回歸系數(shù)-0.0810，表明中部地區(qū)房地產(chǎn)金融化的影響高于西部地區(qū)。本文認(rèn)為可能的原因是，西部地區(qū)還正處于市場發(fā)展的初級階段，房地產(chǎn)企業(yè)投資相對謹(jǐn)慎，其房地產(chǎn)金融化程度低于中部地區(qū)，因此房地產(chǎn)金融化對該區(qū)域共同富裕的影響程度也相對較少。此外，西部地區(qū)地廣人稀，要素資源匯集度不足，區(qū)域的房地產(chǎn)需求相對較低，因此它對共同富裕的負(fù)面影響要低于中部地區(qū)。

五、進(jìn)一步分析

（一）空間計(jì)量模型設(shè)定

在房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響中進(jìn)一步考慮空間因素,以此來驗(yàn)證房地產(chǎn)金融化的蔓延對周邊地區(qū)共同富裕水平的影響作用?？臻g計(jì)量模型一般包含空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SER）和空間杜賓模型（SDM）?？臻g滯后模型包含有被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，體現(xiàn)該地區(qū)的共同富裕不僅受本地區(qū)房地產(chǎn)金融化的影響，還受到相鄰其他地區(qū)的共同富裕的影響。構(gòu)建空間滯后模型如下：

其中，ν為空間殘差自相關(guān)系數(shù)。其余變量含義與上述一致?？臻g杜賓模型被認(rèn)為是上述兩種空間面板模型的綜合，認(rèn)為本地區(qū)共同富裕水平還與鄰近地域的變量之間存在空間關(guān)聯(lián)。構(gòu)建空間杜賓模型如下：

其中，θ1、θ2表示自變量空間滯后項(xiàng)的彈性系數(shù)。由模型（11）可知，空間杜賓模型是空間滯后模型和空間誤差模型的一般形式，可用來分析解釋變量對被解釋變量影響的空間效應(yīng)，并且通過空間模型中的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)更加全面地詮釋二者之間的影響關(guān)系（韓長根和張力，2019）。此外，空間杜賓模型能夠較好地處理遺漏變量的問題，降低自變量與誤差項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)偏誤。當(dāng)ρ′不為0時(shí)，需要對模型進(jìn)行效應(yīng)分解，得出其影響的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)是本地區(qū)解釋變量對被解釋變量產(chǎn)生影響的平均值，間接效應(yīng)是解釋變量對臨近變量產(chǎn)生影響的平均值，總效應(yīng)為兩種效應(yīng)的總和。

（二）估計(jì)結(jié)果分析

根據(jù)LM檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)以及Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，確定使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用地理距離權(quán)重矩陣作為空間權(quán)重矩陣，并同時(shí)使用SAR、SEM和SDM模型來驗(yàn)證各個(gè)變量回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表9列（1）-（3）的結(jié)果顯示，房地產(chǎn)金融化（hfz）的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，說明房地產(chǎn)金融化抑制了地區(qū)共同富裕水平，且三個(gè)模型的空間自回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著小于0，表明房地產(chǎn)金融化與各解釋變量之間存在空間交互效應(yīng)。

表9 房地產(chǎn)金融化與共同富裕的空間面板估計(jì)結(jié)果

2.空間效應(yīng)分解

由于相鄰地區(qū)之間存在著大量交互信息，僅采用回歸系數(shù)并不能全面解釋房地產(chǎn)金融化對該地區(qū)共同富裕水平和臨近地區(qū)共同富裕水平的影響。因此，本文同時(shí)對地理距離權(quán)重下的空間杜賓模型長期和短期的直接與間接效應(yīng)進(jìn)行分解。其中，直接效應(yīng)展示了該地區(qū)房地產(chǎn)金融化對本地區(qū)共同富裕的影響；間接效應(yīng)表示該地區(qū)房地產(chǎn)金融化對相鄰地區(qū)共同富裕的影響，也可以視為空間溢出效應(yīng)；總效應(yīng)為前兩種效應(yīng)之和。表10為動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，并根據(jù)長短期進(jìn)行分類。

表10 空間計(jì)量結(jié)果分解結(jié)果

表10的結(jié)果顯示，在地理權(quán)重矩陣下，不論是長期還是短期，房地產(chǎn)金融化對共同富裕影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)均在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明該地區(qū)房地產(chǎn)金融化水平能夠?qū)Ρ镜貐^(qū)共同富裕產(chǎn)生負(fù)向影響的同時(shí)，也能通過對其他地區(qū)產(chǎn)生的負(fù)向溢出效應(yīng)阻礙臨近地區(qū)共同富裕水平的提高。列（1）的結(jié)果表明，短期內(nèi)房地產(chǎn)金融化水平每提升一個(gè)百分點(diǎn)，該地區(qū)共同富裕水平下降0.0305個(gè)百分點(diǎn)；列（4）的結(jié)果表明，從長期來看這種抑制作用有所提升，變?yōu)?.3272個(gè)百分點(diǎn)。列（2）的結(jié)果表明，短期內(nèi)該地區(qū)房地產(chǎn)金融化水平每提升一個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)使得臨近地區(qū)的共同富裕水平降低0.1106個(gè)百分點(diǎn)，列（5）的結(jié)果表明，從長期來看其抑制作用顯著提升至1.2084個(gè)百分點(diǎn)?？赡艿脑蚴?，本地區(qū)房地產(chǎn)金融水平的提高引起了臨近地區(qū)的人才擠出、創(chuàng)新擠出效應(yīng)，加劇了臨近地區(qū)實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”，從而對臨近地區(qū)的共同富裕產(chǎn)生負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。

六、研究結(jié)論及政策建議

本文利用2013—2020年我國31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，從理論上和實(shí)證上評估了房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響，并在此基礎(chǔ)上驗(yàn)證了三種可能的傳導(dǎo)路徑。結(jié)果表明：第一，房地產(chǎn)金融化程度的上升不利于共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。第二，中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，房地產(chǎn)金融化通過加重區(qū)域人口負(fù)擔(dān)、降低區(qū)域創(chuàng)新積極性以及加快產(chǎn)業(yè)“脫實(shí)向虛”三個(gè)渠道，阻礙共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。第三，異質(zhì)性分析表明，中西部區(qū)域的房地產(chǎn)金融化程度抑制共同富裕的顯著程度弱于東部地區(qū)。第四，房地產(chǎn)金融化對共同富裕的影響存在空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)房地產(chǎn)金融化水平會(huì)顯著阻礙相鄰地區(qū)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

上述研究結(jié)論具有鮮明的政策含義，對推動(dòng)我國房地產(chǎn)市場良性發(fā)展、助力共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)具有重要的參考價(jià)值：一是繼續(xù)堅(jiān)持“房住不炒”的調(diào)控政策，促進(jìn)房地產(chǎn)市場形成良性循環(huán)。在保障居住需求的基礎(chǔ)上，可以構(gòu)建居民購房和房地產(chǎn)閑置指數(shù)，對房地產(chǎn)市場進(jìn)行持續(xù)監(jiān)控，既要滿足居民持續(xù)改善居住條件的合理需求，也要抑制居民部門熱衷炒房的投機(jī)需求。完善多層次住房供應(yīng)，大力發(fā)展租賃住房市場，提高保障性住房的供應(yīng)，降低房地產(chǎn)的金融屬性，降低房地產(chǎn)市場蘊(yùn)含的金融風(fēng)險(xiǎn)。二是提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力，引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)回歸主業(yè)。房地產(chǎn)金融化的一個(gè)重要原因在于在過去較長時(shí)期里房地產(chǎn)的投資收益率高于實(shí)體經(jīng)濟(jì)收益率，因此要引導(dǎo)資金“脫虛向?qū)崱保平鈱?shí)體經(jīng)濟(jì)融資難、融資貴問題，提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)收益率。