長三角一體化背景下房地產業的擠出效應研究*
——長三角26個城市的實證

□劉孝斌

本文選取了長三角26 個城市2017 年的截面數據作為樣本，實證檢驗了房地產業的擠出效應。實證檢驗的結果為，房地產業對實體經濟發展產生了微弱的擠入效應，但是不顯著。這表明這些年來長三角地區對房地產市場的調控收到了成效，經濟發展對房地產業的依賴程度也得到了有效控制。

引言

2019 年的《政府工作報告》強調“將長三角區域一體化發展上升為國家戰略，編制實施發展規劃綱要”。長三角一體化發展上升為國家戰略，意味著長三角城市群將迎來更密集的要素流動和更大規模的市場容量，隨之產生的空間溢出效應將是中國區域發展格局演變的重要動力。在長三角一體化的新階段，有一個產業的發展不容忽視——房地產業。自供給側結構性改革以來，中國房地產業的發展進入到新的周期階段，于是出現了新的階段性特征。在這些新的階段性特征中，房地產業的擠出效應值得關注。從2016 年5 月開始到2018 年8 月房地產開發投資額（累計值）同比增長率的月均值為8.12%，而第二產業（主要是制造業）固定資產投資完成額（累計值）同比增長率的月均值僅為3.35%，房地產開發投資的增速遠超第二產業（主要是制造業）固定資產投資的增速，這意味著房地產開發投資占固定資產投資總額的比重將出現上升的趨勢，而制造業投資占固定資產投資總額的比重會有下降的趨勢，這“一升一降”初步展現了房地產投資對制造業投資的擠出效應。在長三角一體化背景下，長三角城市群內部房地產業的擠出效應會影響長三角整個產業體系的運轉，并且會掣肘長三角城市群的一體化進程和高質量發展。因此，對長三角一體化背景下房地產業的擠出效應進行觀察，探索房地產業擠出效應在空間和時間上的新特征將具備現實意義。

學者對長三角一體化的關注已經較多。李世奇等（2017）[1]對長三角一體化的評價指標體系進行了探索，并在評價指標體系的基礎上對長三角一體化提出了幾點建議：細化行業分工、促進要素流動、推動政策協調、完善制度建設。顧海兵等（2017）[2]從外在動力和內在動力兩個維度分析了長三角城市群一體化發展的驅動力，得出的結論為長三角一體化的外力作用較弱、內力較明顯。戴潔等（2019）[3]研究了長三角環境經濟政策，發現長三角環境經濟政策總體表現較好，但內部存在較大差異，而且內部各區域之間缺乏聯動政策。周韜（2017）[4]研究了長三角城市群的空間異質性、空間分工對長三角經濟一體化的影響，得出的結論為：長三角空間一體化在本質上需要產業價值鏈和空間價值耦合發展。滕堂偉等（2019）[5]從城市經濟效率的視角出發研究了長三角高質量一體化發展的路徑，發現長三角城市經濟效率在整體上的變化趨勢是上升，并且基礎設施、產業結構優化度、能源消耗均對長三角經濟效率產生了正向促進作用。李培鑫等（2019）[6]研究了長三角的空間結構特征，并給予空間結構特征對未來的長三角一體化提出了建議。席愷媛等（2019）[7]關注了長三角生態一體化面臨的困境，并提出了建議：區域生態命運共同體意識需要強化；區域生態分級保護需要完善；長江生態補償機制進一步健全等。然而現有的研究鮮有從房地產業擠出效應的視角對長三角進行分析，本文在長三角一體化的大背景下對房地產業的擠出效應進行研究，既拓展了長三角一體化的研究視野，也豐富了房地產業擠出效應研究的現實意義。

模型、變量與數據

本文設定以下截面數據模型來實證檢驗長三角地區房地產業的擠出效應①若無特別說明，本文中房地產業的擠出效應具體指的是房地產業對實體經濟的擠出效應。。

模型中y 表示實體經濟，x1表示房地產業的發展，x2表示人口，x3表示經濟總體發展水平，x4表示對外開放水平，x5表示當地消費水平，i 是截面變量，包括長三角26 個城市。本文選取長三角26 個城市2017 年的截面數據作為樣本，數據來源于湖州市統計局的統計月報和統計年鑒。本文通過模型中x1的回歸系數β1 大小及正負來判斷房地產業對實體經濟的擠出效應大小及方向（β1 為正則表示房地產業對實體經濟存在擠出效應，為負則表示不存在擠出效應或者存在擠入效應；在β1 為正的前提下，值越大則擠出效應越大）。計量模型中各變量的詳情及描述性統計見下表。

表1 變量說明

表2 描述性統計

實證檢驗

（一）截面數據回歸結果

截面數據回歸結果如表3 所示。從表3 中看出，lnx1的回歸系數為-0.138485，并且不顯著，這表明長三角地區房地產業并不存在擠出效應。lnx2的回歸系數為-0.170895，并且不顯著，這表明人口并不是長三角實體經濟發展的一個顯著影響因素。lnx3的回歸系數為1.917512，并且在1%的顯著性水平上顯著，這表明長三角經濟總體發展水平會對實體經濟發展產生正向推動作用，經濟總體發展水平越高，實體經濟往往越發達。lnx4的回歸系數為-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體經濟發展產生了顯著的制約作用，對外開發開放水平越高，實體經濟越難發展。lnx5的回 歸 系 數 為-0.842987，并且5%的顯著性水平上顯著，這表明長三角消費水平對實體經濟產生了顯著的制約作用，消費水平越高，實體經濟越難發展。對回歸方程的檢驗見表4，方程的擬合優度為0.781279，F 檢驗值為14.28811，這在截面數據模型中已屬不錯。因此方程的回歸結果較為可靠。

（二）懷特檢驗

采用懷特檢驗來檢驗模型是否存在異方差。對回歸方程的懷特檢驗的結果如表5 所示。從表中可知，統計量的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，即模型不存在異方差。

表3 回歸結果

表4 回歸方程的檢驗

表5 懷特檢驗結果

（三）對實證檢驗結果的分析

通過對長三角26 個城市2017年截面數據的回歸，得出的結論為房地產業對實體經濟不但不存在擠出效應反而存在微弱的擠入效應（這種擠入效應不顯著），也即房地產業的發展對實體經濟存在微弱的促進作用。關于房地產業與實體經濟發展之間的關系，一種比較合理的設想是“倒U”型關系，如圖1 所示。當房地產業發展水平在臨界值t 之前，房地產業對實體經濟會產生擠入效應，但是當房地產業突破臨界值后，擠入效應會演變為擠出效應，即房地產業的發展會擠占實體經濟發展的資源，從而阻礙實體經濟的發展。雖然從回歸分析的結果來看，長三角房地產業不存在擠出效應，反而存在微弱的擠入效應，也即處于圖1 的左半部分，但這是基于總體分析得出的結論，如果從結構分析的角度來觀察長三角內部不同城市房地產業的擠出效應，結論可能會有差異，擠出（或擠入效應）的程度也會存在差異。我們選擇長三角的上海、南京、湖州、蕪湖四個城市作為代表來分析房地產業擠出效應的差異性。圖2 顯示了長三角這四個城市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重，房地產開發投資占固定資產投資總額的比重可以用來衡量房地產業發展的“度”。上海市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重在2000 年到2017 年之間總體上呈現了上升的趨勢，從2000 年的30.28%上升到2017 年的53.22%；南京市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重在2000年到2014 年之間比較穩定，維持在20%左右，但是從2015 年開始步入快速上升期，2017 年達到34.92%；湖州市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重呈現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%；蕪湖市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重在2010 年到2017 年之間呈現了逐步下降的趨勢，從2010 年的23.62%下降到2017年的13.68%。四個城市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重呈現了各自不同的變化軌跡，并且在靜態比較中，2017 年上海市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重遠遠大于南京，南京遠遠大于湖州，湖州略高于蕪湖。因此從房地產業發展的“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。

簡要的結論與啟示

本文選取了長三角26 個城市2017 年的截面數據作為樣本，實證檢驗了房地產業的擠出效應。實證檢驗的結果如下。

房地產業對實體經濟發展產生了微弱的擠入效應，但是不顯著。這表明從實證檢驗來看，長三角房地產業不存在擠出效應。在提出房地產業發展與實體經濟發展的倒U 型關系之后，本文進一步分析了長三角內部房地產業擠出效應的差異性。從長三角四個代表性城市上海、南京、湖州、蕪湖房地產開發投資占固定資產投資總額的比重進行比較發現，這四個城市房地產開發投資占固定資產投資總額的比重在時間維度上呈現了完全不同的變化軌跡，同時2017年上海房地產開發投資占固定資產投資總額的比重遠遠超過了南京，南京遠遠超過了湖州，湖州略高于蕪湖，因此四個城市在倒U 型曲線所處在位置會存在較大差異，房地產業擠出效應在方向和程度上將會有較大差異。

圖1 房地產業與實體經濟發展的倒U 型關系

圖2 上海、南京、湖州、蕪湖房地產開發投資占固定資產投資總額的比重變化

針對實證檢驗的結論，本文得出的啟示為：總體而言長三角房地產業對實體經濟發展不存在擠出效應，這意味著這些年來長三角地區對房地產市場的調控收到了成效，經濟發展對房地產業的依賴程度也得到了有效控制。未來長三角一體化建設繞不開房地產業這個重要產業，如何處理實體經濟發展與房地產業的關系也將成為繼續考驗長三角26 個城市政治智慧的“重要抓手”。