□文/李雯瑩 唐子健

（西安財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院 陜西·西安）

［提要］ 基于全國2013～2021 年31 個省市區(qū)面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用空間杜賓模型驗證不同用途的房地產(chǎn)投資經(jīng)濟效益。結(jié)果顯示：全國范圍來看，房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資、房地產(chǎn)開發(fā)辦公樓投資、房地產(chǎn)開發(fā)商業(yè)營業(yè)用房投資總體上均促進了經(jīng)濟發(fā)展。在空間效應(yīng)中，住宅投資、商業(yè)營業(yè)用房投資與辦公樓投資均存在正向空間效應(yīng)，且空間溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)在東部地區(qū)與西部地區(qū)。

改革開放以來，房地產(chǎn)投資為經(jīng)濟高速發(fā)展做出了巨大的貢獻。房地產(chǎn)業(yè)增加值從1978 年的79.7 億元飛速增長到7.76 萬億元，根據(jù)中國銀行研究院中國經(jīng)濟金融研究課題組的測算，2020 年房地產(chǎn)消費對支出法GDP 增長的直接貢獻率約為7%。然而，房地產(chǎn)市場高速發(fā)展的背后存在著經(jīng)濟過度依賴房地產(chǎn)、房價居高不下、房地產(chǎn)市場過度金融化等問題。這些問題已經(jīng)嚴重威脅經(jīng)濟的穩(wěn)健發(fā)展。在此背景下，國家提出了房地產(chǎn)“只住不炒”的定位，進而推動經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。通過研究不同用途的房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的作用，有助于制定更為精準的房地產(chǎn)調(diào)控政策，為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供思路。

相關(guān)學(xué)者對房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟的影響進行了大量研究。一些學(xué)者認為房地產(chǎn)開發(fā)投資能拉動經(jīng)濟發(fā)展。梁云芳等利用VAR 模型證明房地產(chǎn)投資明顯促進了經(jīng)濟發(fā)展。李菁等利用panel-var 模型證明了房地產(chǎn)開發(fā)投資能夠拉動經(jīng)濟增長。然而，劉皖青認為房地產(chǎn)投資短期內(nèi)對GDP 增減變動會產(chǎn)生影響，長期內(nèi)作用不大。錢津指出房產(chǎn)價格過高，居民消費不足、消費結(jié)構(gòu)單一，不能發(fā)揮出消費促進經(jīng)濟增長的作用。同時，也有部分學(xué)者認為房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟的作用不能一概而論。呂萍指出房地產(chǎn)業(yè)推動經(jīng)濟增長的能力逐年下降。周洪兵等對房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長質(zhì)量進行了實證分析，認為房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長質(zhì)量之間存在著倒“ U”型關(guān)系。

房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟影響的空間效應(yīng)研究方面，景剛等和張洪等研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資空間溢出效應(yīng)能夠促進經(jīng)濟增長，這種影響效應(yīng)在經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)較高；然而，陳胤辰等選取2007～2011 年海南省18 個市縣的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)相鄰市縣房地產(chǎn)活動對本地房地產(chǎn)開發(fā)具有顯著的負向溢出效應(yīng)；江康奇等使用152 個地級市面板數(shù)據(jù)建立空間面板模型，研究發(fā)現(xiàn)本地房地產(chǎn)投資會抑制周邊城市技術(shù)創(chuàng)新。也有部分學(xué)者認為房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟影響的空間效應(yīng)具有空間異質(zhì)性。張屹山等研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟發(fā)展較為均衡的地區(qū)間發(fā)揮顯著的正向溢出效應(yīng)，而對地理上鄰近但經(jīng)濟發(fā)展水平相差懸殊地區(qū)的經(jīng)濟增長具有顯著的擠占效應(yīng)。

以上文獻對房地產(chǎn)投資的經(jīng)濟效益進行了詳盡的分析，為后續(xù)研究提供了基礎(chǔ)。但是目前從房地產(chǎn)投資用途出發(fā)研究其經(jīng)濟效益的文獻不多。本文從房地產(chǎn)住宅投資、辦公樓投資和商業(yè)營業(yè)用房投資三個方面出發(fā)研究不同用途房地產(chǎn)的經(jīng)濟效益，助力房地產(chǎn)業(yè)推動經(jīng)濟發(fā)展作用的發(fā)揮。

一、影響機制分析

（一）房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用機制分析。房地產(chǎn)投資直接促進了經(jīng)濟發(fā)展。在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，房地產(chǎn)投資涉及土地開發(fā)、建筑施工、家裝等諸多行業(yè)，創(chuàng)造了勞動崗位，也帶動了鋼筋、水泥等建筑材料的生產(chǎn)，為經(jīng)濟帶來了直接的增長。在消費環(huán)節(jié)，房地產(chǎn)投資產(chǎn)生的產(chǎn)品主要為住房、辦公樓與商業(yè)營業(yè)用房等，隨著生活水平的上升，消費者對該產(chǎn)品的需求大大增加，從而促進了社會消費，因為房產(chǎn)是具有投資價值的資產(chǎn)，又進一步刺激了消費，促進了經(jīng)濟發(fā)展。同時，由于自有資金很難滿足龐大的資金需求，外部融資成為重要的融資方式，進一步推動了金融業(yè)的發(fā)展。

房地產(chǎn)投資間接促進了經(jīng)濟發(fā)展。房地產(chǎn)投資推動了上下游行業(yè)的發(fā)展，進而推動了上下游行業(yè)的相關(guān)行業(yè)發(fā)展。房地產(chǎn)行業(yè)離不開建筑行業(yè)、電力部門、交通通訊部門、裝修業(yè)等行業(yè)的支持，通過投資乘數(shù)效應(yīng)，房地產(chǎn)投資促進了許多行業(yè)的規(guī)模擴張。房地產(chǎn)投資促進了技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級。近年來，房地產(chǎn)業(yè)越來越注重住宅的科技化，大量智能家居投入市場，同時為了順應(yīng)國家低碳政策，各種環(huán)保建材投入使用，科技力量使得房地產(chǎn)與其相關(guān)行業(yè)可持續(xù)發(fā)展成為可能，從而推動經(jīng)濟發(fā)展。

（二）房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟發(fā)展的阻礙作用機制分析。房地產(chǎn)投資直接抑制了經(jīng)濟發(fā)展。房地產(chǎn)投資對其他行業(yè)投資存在擠出效應(yīng)。房地產(chǎn)體量大、周期長、利潤高，許多個體和企業(yè)傾向投資于此，這導(dǎo)致了房地產(chǎn)行業(yè)占有過多社會資金，擠壓了其他行業(yè)投資資金，不利于經(jīng)濟全盤發(fā)展。同時，房地產(chǎn)投資對其他類型的消費存在擠出效應(yīng)。隨著房地產(chǎn)投資屬性的加強，越來越多的居民把資金放入房地產(chǎn)市場，甚至背負了房貸，一定程度上導(dǎo)致了居民消費的減少，不利于經(jīng)濟發(fā)展。

房地產(chǎn)投資間接抑制經(jīng)濟發(fā)展。房地產(chǎn)行業(yè)投資波動會給經(jīng)濟帶來巨大的影響。房地產(chǎn)投資周期長、風(fēng)險大，這種風(fēng)險也會帶來相關(guān)行業(yè)波動，造成產(chǎn)能過剩，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡，進而造成整個社會經(jīng)濟波動。

總之，房地產(chǎn)投資促進了社會生產(chǎn)與消費，推動相關(guān)行業(yè)規(guī)模擴張與技術(shù)創(chuàng)新的同時，也增加了其他行業(yè)的融資難度，降低了消費者對其他產(chǎn)品的消費熱情，其自身的高風(fēng)險性也帶來了巨大的經(jīng)濟波動，不利于經(jīng)濟穩(wěn)健發(fā)展。那么不同用途的房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟的作用如何？是否具有空間溢出效應(yīng)？基于此提出如下假設(shè)：

H1.1：房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資促進了經(jīng)濟發(fā)展

H1.2：房地產(chǎn)開發(fā)辦公樓投資促進了經(jīng)濟發(fā)展

H1.3：房地產(chǎn)開發(fā)商業(yè)營業(yè)用房投資促進了經(jīng)濟發(fā)展

H2.1：房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資有正向的空間溢出效應(yīng)

H2.2：房地產(chǎn)開發(fā)辦公樓投資有正向的空間溢出效應(yīng)

H2.3：房地產(chǎn)開發(fā)商業(yè)營業(yè)用房投資有正向的空間溢出效應(yīng)

由于不同地區(qū)存在自然條件、融資難度、消費水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、政策等差異，房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的作用也不同?；诖?，提出如下假設(shè)：

H3：房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟發(fā)展的作用存在空間差異

二、數(shù)據(jù)處理與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)處理。被解釋變量為代表地區(qū)經(jīng)濟效益的生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)（gdp）。核心解釋變量為房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額（Resi）、房地產(chǎn)開發(fā)辦公樓投資額（Offi）、房地產(chǎn)開發(fā)商業(yè)營業(yè)用房投資額（Busi）。控制變量為鐵路里程數(shù)（Traf）、由地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)GDP 和第三產(chǎn)業(yè)地區(qū)GDP 之和占地區(qū)GDP 的比例構(gòu)成的地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)（Stru）。

采用全國31 個?。▍^(qū)、市）2013～2021 年的面板數(shù)據(jù)，其中所有數(shù)據(jù)均從《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站獲取。

（二）空間權(quán)重矩陣。進行空間分析之前需要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。在此使用根據(jù)地理距離計算的地理權(quán)重矩陣（W），表達式如下：

（三）模型構(gòu)建。考察房地產(chǎn)投資效益，構(gòu)建空間杜賓模型。

式中，gdp 代表各地區(qū)的生產(chǎn)總值，Resi 代表房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額，Offi 房地產(chǎn)開發(fā)辦公樓投資額，Busi 代表房地產(chǎn)開發(fā)商業(yè)營業(yè)用房投資額，Xit代表控制變量，W 為空間權(quán)重矩陣，ρ 為空間自相關(guān)回歸系數(shù)，β 為解釋變量系數(shù)，θ 空間相關(guān)解釋變量系數(shù)，α、μ 分別代表空間和時間的特定效應(yīng)，ε 為隨機誤差項，i 代表省份，t 代表年份。

三、實證結(jié)果

（一）空間自相關(guān)性檢驗。被解釋變量的全局莫蘭指數(shù)檢驗結(jié)果如表1 所示。根據(jù)檢驗結(jié)果，所有年份的GDP 莫蘭指數(shù)值均為正，處于0.063～0.076 之間，且在5%置信水平上顯著，說明GDP 有較強的空間聚集性，采用空間計量模型具有合理性。（表1）

表1 2013～2021 年地區(qū)生產(chǎn)總值全局莫蘭指數(shù)一覽表

根據(jù)圖1 被解釋變量的局部莫蘭圖，四個象限分別為“高～高”聚集、“低～高”聚集、“低～低”聚集、“高～低”聚集?？梢?，2021 年地區(qū)生產(chǎn)總值集中于一三象限，說明大部分地區(qū)具有正向空間相關(guān)性。其中，浙江、江蘇等東部沿海地區(qū)呈“高～高”聚集，說明東部地區(qū)經(jīng)濟較發(fā)達，且周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平也較高。西部地區(qū)主要呈現(xiàn)“低～低”聚集，說明該地區(qū)經(jīng)濟較為落后，周邊省市經(jīng)濟發(fā)展水平也不高。（圖1）

圖1 2021 年地區(qū)生產(chǎn)總值的局部莫蘭指數(shù)圖

（二）模型選擇與實證結(jié)果。在分析異質(zhì)性房地產(chǎn)投資的經(jīng)濟效益之前，通過豪斯曼檢驗與似然比檢驗，選擇最佳模型。

首先，通過似然比檢驗選擇最佳模型。在檢驗之前作出以下假設(shè)：假設(shè)一：空間杜賓模型（SDM）優(yōu)于空間滯后模型（SAR）；假設(shè)二：空間杜賓模型（SDM）優(yōu)于空間誤差模型（SEM）。假設(shè)一中LR 卡方=55.08，P=0.000，假設(shè)二中LR 卡方=63.99，P=0.000。在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，選擇空間杜賓模型。

其次，通過豪斯曼檢驗，選定隨機效應(yīng)與固定效益模型。檢驗結(jié)果如表2 所示。豪斯曼檢驗值為5466.33，p＞chi2（3）=0.000，選擇固定效益模型。（表2）

表2 空間杜賓模型固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)豪斯曼檢驗一覽表

最后，利用似然比確定最優(yōu)時空固定效應(yīng)模型。提出如下兩點假設(shè)：假設(shè)一：空間固定效應(yīng)杜賓模型比雙向固定效應(yīng)杜賓模型更好；假設(shè)二：時間固定效應(yīng)杜賓模型比雙向固定效應(yīng)杜賓模型更好。假設(shè)一中LR 卡方=60.39，P=0.090，假設(shè)二中LR 卡方=1072.82，P=0.000。在10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，選擇雙向固定的空間杜賓模型。綜上所述，最終采用雙向固定效應(yīng)的空間杜賓模型。

通過雙向固定的空間杜賓模型分析房地產(chǎn)投資效益。為了考量不同房地產(chǎn)投資的地域差異，根據(jù)國家統(tǒng)計局規(guī)定的東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)進行分地區(qū)研究。根據(jù)空間杜賓模型回歸結(jié)果得出以下結(jié)論：lnResi、lnOffi、lnBusi 的系數(shù)分別為0.087、0.035、0.072，且在10%的顯著性水平上顯著，說明住宅投資、辦公樓投資與商業(yè)營業(yè)用房投資均顯著促進了經(jīng)濟發(fā)展。WlnResi、WlnOffi、WlnBusi 的系數(shù)分別為0.385、0.008、0.045，且在10%的顯著性水平上顯著，說明其他省份的住宅投資、辦公樓投資與商業(yè)營業(yè)用房投資顯著推動了本省的經(jīng)濟發(fā)展。（表3）

表3 空間杜賓模型回歸結(jié)果一覽表

分地區(qū)來看，東部地區(qū)與西部地區(qū)的住宅投資、辦公樓投資、商業(yè)營業(yè)用房投資基本都促進了經(jīng)濟發(fā)展，異質(zhì)性房地產(chǎn)投資在東部地區(qū)和西部地區(qū)存在顯著的正向空間效應(yīng)，而在中部地區(qū)這種空間效應(yīng)不明顯。

四、結(jié)論及啟示

基于2013～2021 年面板省級數(shù)據(jù)，應(yīng)用雙向固定的空間杜賓模型研究不同用途的房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟的影響。結(jié)果顯示：全國范圍來看，房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資、房地產(chǎn)開發(fā)辦公樓投資、房地產(chǎn)開發(fā)商業(yè)營業(yè)用房投資總體上促進經(jīng)濟發(fā)展，H1.1、H1.2、H1.3 得到驗證。在空間效應(yīng)中，三種投資均存在正向空間效應(yīng)，H2.1、H2.2、H2.3 得到驗證。

分地區(qū)來看，不論是東部地區(qū)、西部地區(qū)還是中部地區(qū)，本區(qū)域的房地產(chǎn)投資均促進了本區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展，周邊區(qū)域的房地產(chǎn)投資促進了本區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展，全國范圍的投資也促進了本區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展。但是這種促進作用在中部地區(qū)不顯著。H3 得到了驗證。

根據(jù)以上結(jié)論，得到如下啟示：（1）應(yīng)根據(jù)不同用途的房地產(chǎn)投資制定實施差別化的政策。由于疫情沖擊與互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)辦公樓需求的逐漸飽和，辦公樓空置率空前提高，相關(guān)部門應(yīng)盡快制定政策，平衡供需，減少資源浪費，提高房地產(chǎn)開發(fā)辦公樓投資效率。（2）優(yōu)化經(jīng)濟發(fā)展的空間布局，促進房地產(chǎn)市場的空間效應(yīng)發(fā)揮。制定區(qū)域性房地產(chǎn)政策時，要綜合周邊地區(qū)與本地區(qū)的區(qū)域特征，促進不同區(qū)域房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)鏈的穩(wěn)健協(xié)調(diào)發(fā)展。