區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于面板門限模型的研究

■呂江林 陳 惠 李 禹

一、引言及參考文獻(xiàn)

1998 年我國(guó)實(shí)行住房商品化改革以后，房地產(chǎn)業(yè)逐漸成為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要支柱產(chǎn)業(yè)。但與此同時(shí)，過快上漲的房?jī)r(jià)導(dǎo)致了民眾購(gòu)房難，還顯著增加了金融風(fēng)險(xiǎn)，甚至可能誘發(fā)金融危機(jī)。為此國(guó)家相繼出臺(tái)了一系列房?jī)r(jià)調(diào)控措施，包括經(jīng)濟(jì)手段和行政手段來抑制房?jī)r(jià)過快增長(zhǎng)。當(dāng)前絕大多數(shù)地方政府仍然期望通過對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控，維持房地產(chǎn)業(yè)在本地區(qū)的支柱產(chǎn)業(yè)地位，從而繼續(xù)有力拉動(dòng)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而，像歷史上任何支柱產(chǎn)業(yè)歷史地位的演變一樣，房地產(chǎn)業(yè)不可能長(zhǎng)期處于支柱產(chǎn)業(yè)的地位。那么，當(dāng)前是不是房地產(chǎn)業(yè)還仍然是我國(guó)各地區(qū)的支柱產(chǎn)業(yè)呢?認(rèn)清和判斷這一點(diǎn)很重要，這涉及我們調(diào)控各地區(qū)乃至全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)、擠壓房地產(chǎn)價(jià)格泡沫時(shí)的政策方向、力度和節(jié)奏。本文從區(qū)域經(jīng)濟(jì)的角度，驗(yàn)證區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)區(qū)域房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系的影響程度，具體揭示這種因不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)制而有所不同的關(guān)系。

(一)國(guó)外相關(guān)文獻(xiàn)回顧

從國(guó)外文獻(xiàn)來看，大部分經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證研究，主要側(cè)重于從均衡理論、收入假說等經(jīng)濟(jì)理論的角度出發(fā)而展開。代表性文獻(xiàn)有:Coulson 和Kim 通過Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)得出房地產(chǎn)投資是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因[1]。Collyns 和Senhadji 的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，人均GDP 是影響房地產(chǎn)價(jià)格的主要因素[2]。Fisher 和Iacoviello 和Neri 發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)變動(dòng)經(jīng)常引起房地產(chǎn)投資的同方向變化，而房地產(chǎn)投資的變化又顯著引起GDP 和就業(yè)的變化，即使房地產(chǎn)投資占GDP 的比重相對(duì)較小[3][4]。

(二)國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究主要圍繞以下幾個(gè)方面展開:第一，探討房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制。如胡諜通過實(shí)證分析證明，房地產(chǎn)投資短期內(nèi)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有推動(dòng)作用，但長(zhǎng)期來看房地產(chǎn)投資不構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger 原因[5]。賈兵認(rèn)為，從長(zhǎng)期來看，房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的影響，房?jī)r(jià)上漲1%平均可以使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.14%。但是從短期來看，房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有顯著影響[6]。第二，探討經(jīng)濟(jì)基本面對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響。羅剛強(qiáng)和趙濤的實(shí)證分析表明，經(jīng)濟(jì)基本面對(duì)住房?jī)r(jià)格波動(dòng)的影響具有顯著的區(qū)域差異性和階段差異性[7]。第三，深入研究我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的互動(dòng)關(guān)系。皮舜和武康平基于Panel數(shù)據(jù)的Granger 因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ桶l(fā)現(xiàn)，1994—2002 年我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著雙向因果關(guān)系[8];黃忠華等用我國(guó)1997—2006 年各省的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)東部和西部地區(qū)的房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在相互作用，且房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)和影響不盡相同[9]。李穎和胡日東基于我國(guó)各省市面板數(shù)據(jù)，利用PVAR 模型研究認(rèn)為我國(guó)的房地產(chǎn)價(jià)格和GDP 之間存在著雙向的互動(dòng)關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)受宏觀經(jīng)濟(jì)的影響更顯著一些[10]。徐晶則采用彈性退耦模型，證明了中國(guó)房?jī)r(jià)GDP 退耦系數(shù)總體呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，房?jī)r(jià)仍將隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)繼續(xù)攀升[11]。

以上研究都具有較大參考價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。不過，也存在不足。例如大部分文獻(xiàn)都是采用線性模型研究房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的互動(dòng)關(guān)系。然而房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間很有可能存在著非線性關(guān)系，即“門限效應(yīng)”，就是說在某種門限變量處于不同區(qū)間時(shí)，解釋變量對(duì)被解釋變量的影響會(huì)有所不同。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平應(yīng)當(dāng)是這種門限變量。因此，本文試圖從不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平角度研究房?jī)r(jià)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的非線性關(guān)系。

二、房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論分析

房地產(chǎn)業(yè)具有產(chǎn)業(yè)鏈長(zhǎng)、關(guān)聯(lián)度高、帶動(dòng)力強(qiáng)的特點(diǎn)。在我國(guó)，與房地產(chǎn)業(yè)相關(guān)的上下游產(chǎn)業(yè)包括鋼材、水泥、木材、玻璃、家電等;房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，能帶動(dòng)一系列勞動(dòng)密集型和資金密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，不僅可以貢獻(xiàn)GDP，還能創(chuàng)造大量的就業(yè)。因此，1998 年以后，尤其是2003 年我國(guó)人均GDP 超過1000 美元，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入標(biāo)準(zhǔn)的起飛階段以后，中央政府始終將房地產(chǎn)業(yè)視為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要支柱產(chǎn)業(yè)。此外，截至2013 年，我國(guó)按現(xiàn)有口徑統(tǒng)計(jì)的城鎮(zhèn)化率僅為53.73%，若按人口統(tǒng)計(jì)，更是僅為35%強(qiáng)，離發(fā)達(dá)國(guó)家70%左右的趨于飽和的城鎮(zhèn)化的水平還有一段距離，在此過程中，城鎮(zhèn)化的進(jìn)程伴隨著大量的固定資產(chǎn)投資包括房地產(chǎn)投資;各級(jí)地方政府看到了房地產(chǎn)業(yè)投資對(duì)增加本地GDP 的顯著效果，于是紛紛積極發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)。房?jī)r(jià)是最能反映房地產(chǎn)業(yè)冷熱的指標(biāo)，每逢房?jī)r(jià)下挫，政府出于經(jīng)濟(jì)下行的擔(dān)憂往往會(huì)為樓市松綁以刺激房?jī)r(jià)。但是，我們應(yīng)當(dāng)看到，中國(guó)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不均衡，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的各區(qū)域或者說各區(qū)制，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度，或者說房?jī)r(jià)上漲、房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)GDP 的貢獻(xiàn)也會(huì)有所不同，簡(jiǎn)單地看待房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系可能會(huì)誤導(dǎo)政府決策。

如果我們進(jìn)行深入的理論思考，不難理解，房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展、房地產(chǎn)價(jià)格的上升與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間應(yīng)當(dāng)具有非線性關(guān)系。其內(nèi)在經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯在于，一般意義上，任何一個(gè)產(chǎn)業(yè)，其與國(guó)民經(jīng)濟(jì)其他產(chǎn)業(yè)之間既存在互為補(bǔ)充、互為前提即互相促進(jìn)的關(guān)系，也存在互相擠占資源、互相抬高成本即互相排斥的關(guān)系;那么，任何一個(gè)有存在、發(fā)展乃至消亡的歷史必然性的產(chǎn)業(yè)，在其發(fā)展的過程中，必然要經(jīng)歷由對(duì)多數(shù)產(chǎn)業(yè)、對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)起到的促進(jìn)作用由小逐漸而大，最后又逐漸趨小(負(fù)面作用開始顯現(xiàn)并逐漸加大)的不同階段。房地產(chǎn)業(yè)在各區(qū)域國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一定階段是毋庸置疑的支柱產(chǎn)業(yè)，那么，其發(fā)展過程中，對(duì)區(qū)域其他產(chǎn)業(yè)、對(duì)區(qū)域國(guó)民經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用的這種由小而大又趨小的階段性表現(xiàn)就應(yīng)當(dāng)更加顯著。

三、模型設(shè)定與變量選取

由以上分析得出，理論上房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度會(huì)隨一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同而發(fā)生顯著的變化，即存在幾種不同的區(qū)制狀態(tài)。因此本文的實(shí)證部分將利用Hansen 門限模型[12]，來檢驗(yàn)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)房?jī)r(jià)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同影響，以及存在幾個(gè)不同的區(qū)制狀態(tài)。

(一)模型設(shè)定

研究房地產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，除以房地產(chǎn)價(jià)格作為主要的解釋變量外，本文還加入了一些控制變量，使得模型的結(jié)果更準(zhǔn)確和穩(wěn)健。為了便于比較，本文首先建立一般的面板數(shù)據(jù)線性回歸模型如下:

式中:GDPit表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，πit表示通貨膨脹率，F(xiàn)DIit表示外商直接投資，INNOit表示創(chuàng)新，REERit表示實(shí)際匯率，ROADit表示基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，HPit表示房?jī)r(jià)，αi表示對(duì)每一個(gè)個(gè)體(地區(qū))是固定效應(yīng)，εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，屬于獨(dú)立同分布，均值為0，方差為σ2。

接下來，我們?cè)?1)式面板數(shù)據(jù)線性回歸模型基礎(chǔ)上加入一個(gè)門限變量，考慮是否存在不同的區(qū)制狀態(tài)的門限效應(yīng)，由門限變量大小不同構(gòu)造出相應(yīng)的示性函數(shù)。我們采用經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門限變量，以平均房?jī)r(jià)作為關(guān)鍵變量，構(gòu)建初始的單門限模型:

式中:HPit是第i 個(gè)地區(qū)t 時(shí)刻的平均房?jī)r(jià)，EDLit是第i 個(gè)地區(qū)t 時(shí)刻的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，γ 是未知門限值，I(.) 為示性函數(shù)，滿足括號(hào)中的條件時(shí)，I=1，反之，I=0。此外，在(2)模型的基礎(chǔ)上，利用“自助法”進(jìn)行模擬檢驗(yàn)，以判斷是否存在門限效應(yīng)以及存在幾個(gè)門限效應(yīng)。

(二)變量選取

1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)GDP。本文采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。GDP 指數(shù)以1998 年為基期，由同比GDP 指數(shù)處理得到。

2.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用人均實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值EDL。參照Deidda 與Fattouh(2002)對(duì)門限變量的選擇方法，本文也采用人均實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的度量指標(biāo)，模型中對(duì)應(yīng)的門限變量即為人均實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，其等于實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎怠?/p>

3.房地產(chǎn)價(jià)格采用商品房平均銷售價(jià)格HP。本文以商品房銷售均價(jià)代表房地產(chǎn)價(jià)格。由于數(shù)據(jù)庫(kù)中的數(shù)據(jù)均為當(dāng)年價(jià)數(shù)據(jù)，不具有可比性，因此這里利用用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)將房?jī)r(jià)折算為1998年的可比數(shù)據(jù)。

4.其他控制變量的選取。控制變量是指能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，但其影響?yīng)毩⒂诒狙芯筷P(guān)注的解釋變量的相關(guān)變量。包括:(1)通貨膨脹率(π):由消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)(CPI)計(jì)算得到;(2)外商直接投資(FDI):由于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)的實(shí)際利用外資額以美元為計(jì)價(jià)單位，在模型分析中，把以美元計(jì)價(jià)的實(shí)際利用外資額乘以當(dāng)年人民幣匯率均價(jià)換算成以人民幣計(jì)價(jià)的實(shí)際利用外資額FDI;(3)創(chuàng)新(INNO):采用各地區(qū)專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)的自然對(duì)數(shù);(4)實(shí)際匯率(REER):采用實(shí)際有效匯率;(5)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(ROAD):采用各地區(qū)等級(jí)公路里程數(shù)。

我們選取1999—2012 年我國(guó)全部31 個(gè)省份的相關(guān)數(shù)據(jù)。全部數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)泰安研究服務(wù)中心庫(kù)。

四、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)的表面分析，是實(shí)證分析的前提。表1 是本文使用數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)，包括均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文利用LLC、IPS 和Fisher-ADF 三種檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果采取多數(shù)原則。分別對(duì)取對(duì)數(shù)的GDP 指數(shù)(lnGDP)、取對(duì)數(shù)的商品房均價(jià)(lnHP)、通貨膨脹率(π)、取對(duì)數(shù)的外商直接投資(lnFDI)、創(chuàng)新(INNO)、實(shí)際有效匯率(REER)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(ROAD)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)(為消除異方差，我們對(duì)水平值數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù))。結(jié)果表明在10%的顯著性水平下，除π 通過單位根檢驗(yàn)外，其他六個(gè)變量均為一階差分后平穩(wěn)(見表2)。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(三)面板門限模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

門限模型的檢驗(yàn)是指是否存在門限效應(yīng)以及存在幾個(gè)門限值，在不存在門限效應(yīng)的原假設(shè)下，Hansen(1999)采用“自助法”模擬LM 檢驗(yàn)F 統(tǒng)計(jì)量大樣本下的漸近P 值，若P 值足夠小，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，存在單門限效應(yīng)。接下來，采用相同的方法，在存在單門限效應(yīng)的原假設(shè)條件下檢驗(yàn)是否存在雙門限效應(yīng)，若P 值足夠小，則應(yīng)拒絕存在單門限效應(yīng)的原假設(shè)，說明存在雙門限效應(yīng)。繼續(xù)重復(fù)以上檢驗(yàn)過程直至對(duì)應(yīng)的門限效應(yīng)不顯著為止。

表3 門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下，拒絕存在雙門限效應(yīng)的原假設(shè)，同時(shí)考慮到四門限模型會(huì)損失過多自由度，因此本文選用三門限模型。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不僅影響了房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，而且這種影響存在三個(gè)門限值。表4 和表5 給出了三門限模型回歸估計(jì)結(jié)果:

(四)結(jié)果分析

表4 三門限模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表5 門限值估計(jì)結(jié)果

由表4 和表5 的模型估計(jì)結(jié)果可知，依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同將樣本分成了四個(gè)區(qū)制狀態(tài)，在不同的區(qū)制內(nèi)，房?jī)r(jià)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的影響有所不同。第一區(qū)制，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平小于8.9742 時(shí)，房?jī)r(jià)上漲10%會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率輕微下降0.148%，但結(jié)果不顯著;第二區(qū)制，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于8.9742 與9.3928 之間時(shí)，房?jī)r(jià)上漲10%會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上漲0.277%;第三區(qū)制，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于9.3928 與10.4277 之間時(shí)，房?jī)r(jià)上漲10%會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上漲0.981%，相比第二區(qū)制有漲幅較大上升;第四區(qū)制，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大于10.4277時(shí)，房?jī)r(jià)上漲10%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上漲0.34%，漲幅反而有所回落。可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平從低到高時(shí)，房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用經(jīng)歷了由弱到強(qiáng)又轉(zhuǎn)弱的過程，這種影響呈“倒U 形”變化。

本文進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)了1999—2012 年我國(guó)各直轄市、省在四個(gè)區(qū)制的分布情況，見表6。

表6 各區(qū)制省份分布情況

由表6 可知，處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平第一區(qū)制的省份數(shù)越來越少，而且從2004 年以后顯著下降，從2009 年開始則沒有一個(gè)省份位于第一區(qū)制;處于第二區(qū)制的省份大致上起初呈上升趨勢(shì)，2006 年以后開始下降，到2011 年以后為零;總體上第三區(qū)制和第四區(qū)制的省份數(shù)呈上升趨勢(shì)，到了2011 和2012 年，有21 個(gè)省級(jí)區(qū)域在第三區(qū)制，10 個(gè)省級(jí)區(qū)域在第四區(qū)制。我們看到，2012 年，全國(guó)31 個(gè)省級(jí)區(qū)域中有21 個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于第三區(qū)制，而在該區(qū)制房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)區(qū)制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大，或者說房?jī)r(jià)上漲、房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)GDP 貢獻(xiàn)最大;其余10個(gè)省級(jí)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則處于第四區(qū)制，而在該區(qū)制房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響減弱了很多，或者說房?jī)r(jià)上漲、房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)區(qū)制GDP 貢獻(xiàn)開始下降。研究表明，2011 和2012 年，這處于第四區(qū)制的10 個(gè)省份正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高的北京、上海、廣東、江蘇、浙江、天津等地。綜上，在不同的區(qū)制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，或者說房?jī)r(jià)上漲、房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)GDP 的貢獻(xiàn)具有非線性的特點(diǎn)。

五、結(jié)論及政策建議

本文運(yùn)用Hansen(1999)面板門限模型，基于31 個(gè)省級(jí)區(qū)域1999—2012 年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，區(qū)制房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響或房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)GDP 貢獻(xiàn)的差異。結(jié)論是:總體上，當(dāng)區(qū)制或區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平從低到高演化時(shí)，房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用經(jīng)歷了由弱到強(qiáng)又轉(zhuǎn)弱的過程，呈倒U型變化。

這一結(jié)論意味著，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展走到今天，各地區(qū)仍然將房地產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)的認(rèn)識(shí)是片面的:如果本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在全國(guó)尚處于中、下水平，將房地產(chǎn)業(yè)仍然視為本地區(qū)支柱產(chǎn)業(yè)是可行的，但如果本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在全國(guó)已處于相對(duì)的先進(jìn)水平，則不宜再將房地產(chǎn)業(yè)視為本地區(qū)的支出產(chǎn)業(yè)。

那么，當(dāng)前我國(guó)應(yīng)當(dāng)實(shí)施區(qū)域性的房地產(chǎn)政策。實(shí)際上，黨的十八大以來，我國(guó)政界、學(xué)術(shù)界和業(yè)界已逐漸形成“實(shí)施區(qū)域性房地產(chǎn)政策”的共識(shí)，這是因?yàn)楫?dāng)前我國(guó)不同城市的房地產(chǎn)市場(chǎng)供求(指剛性需求)態(tài)勢(shì)不同，房?jī)r(jià)泡沫不同，金融風(fēng)險(xiǎn)不同，本文則更加強(qiáng)化了“實(shí)施區(qū)域性房地產(chǎn)政策”這個(gè)共識(shí)。

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