詹婷　韋瑋

[摘 要]文章基于廣西壯族自治區(qū)2009—2018年地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資額面板數(shù)據(jù)，通過進行面板協(xié)整檢驗、面板格蘭杰因果檢驗，并構建動態(tài)面板GMM模型進行估計分析。結果表明：三大產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資間存在長期均衡穩(wěn)定的協(xié)整關系;第二、第三產(chǎn)業(yè)均為房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，且隨著滯后期增加，不同產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資間的格蘭杰因果關系會有所改變;第一產(chǎn)業(yè)對房地產(chǎn)投資起較強的抑制作用，第二、第三產(chǎn)業(yè)起促進作用，且第三產(chǎn)業(yè)作用更強。

[關鍵詞]產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展;面板格蘭杰因果檢驗;正交GMM

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2021.01.001

1 引言

近年來，隨著房地產(chǎn)行業(yè)的不斷發(fā)展，關于房地產(chǎn)投資、房地產(chǎn)市場以及房地產(chǎn)對經(jīng)濟的拉動作用方面的研究不勝枚舉，而緊跟國家政策，調(diào)控好房地產(chǎn)投資與市場經(jīng)濟間的關系變得尤為重要。學者們的研究主要集中在房地產(chǎn)價格、房地產(chǎn)投資與其他要素間的關系研究。

房價研究方面如崔光燦（2009）[1]選取了一系列宏觀指標與房地產(chǎn)價格指標，探究了房地產(chǎn)價格與宏觀經(jīng)濟間的互動關系，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價格影響宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定，存在“財富效應”。陳瑞（2017）[2]分析了地方政府債務與房價水平間的關系，結果表明地方政府債務與房價間存在相互促進關系。任嘯辰（2019）[3]基于固定效應回歸分析法探究了人口因素與房地產(chǎn)價格間的關系，得到人口數(shù)量與人口密度的提高與房價之間存在正相關關系。

房地產(chǎn)投資方面如李江濤（2018）[4]研究了房地產(chǎn)投資對工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，得到適度增加房地產(chǎn)投資對工業(yè)全要素生產(chǎn)率有促進作用，過熱則會抑制全要素生產(chǎn)率增長。林成龍（2020）[5]實證研究了區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)投資的影響，發(fā)現(xiàn)兩者存在相互促進作用，且房地產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)化水平推動作用更強。

綜合來看，房地產(chǎn)對于相關經(jīng)濟指標多有促進作用，學者們的研究主要基于宏觀經(jīng)濟層面，且選取的數(shù)據(jù)多為全國31個省、市（地區(qū)）的相關指標數(shù)據(jù)。可知房地產(chǎn)投資和發(fā)展存在一定的地域特性，各區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展狀況也不甚相同，因此需要更具有針對性地研究區(qū)域內(nèi)房地產(chǎn)投資動態(tài)，因域施策，盡快建立健全區(qū)域內(nèi)房地產(chǎn)長效穩(wěn)定的發(fā)展機制。

文章以廣西壯族自治區(qū)為例，選取2009—2018年地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指標和房地產(chǎn)開發(fā)投資額指標，構建模型，以探究不同產(chǎn)業(yè)對房地產(chǎn)市場發(fā)展的影響情況，尋求產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)間的健康發(fā)展關系，為更好地規(guī)劃區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供理論及實證基礎。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

文章所選取數(shù)據(jù)均來自《廣西統(tǒng)計年鑒（2010—2019年）》，指標分別為2009—2018年的廣西第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)開發(fā)投資總額。為了便于分析計算，指標數(shù)據(jù)單位已統(tǒng)一，經(jīng)對數(shù)化處理之后，以lnone、lntwo、lnthree、lnfdc分別代表以上四個指標，進行進一步的建模分析。

2.2 平穩(wěn)性檢驗

一般地，不論是時間序列模型研究還是面板模型分析，都需要進行單位根檢驗以判斷變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。根據(jù)表1給出的檢驗結果，所選取的四指標對數(shù)化序列在5%水平下均為平穩(wěn)序列，可直接用于后續(xù)的檢驗及面板數(shù)據(jù)模型的構建。

2.3 協(xié)整檢驗與格蘭杰因果檢驗

欲探究房地產(chǎn)投資與三大產(chǎn)業(yè)之間是否存在長期均衡穩(wěn)定的關系，需對解釋變量與被解釋變量進行Pedroni面板協(xié)整檢驗。檢驗結果如表2所示。

面板協(xié)整檢驗原假設為面板變量之間不存在協(xié)整關系。由表2可知，所構造的七個統(tǒng)計量中，有四個統(tǒng)計量拒絕了原假設，其中維度內(nèi)檢驗統(tǒng)計量兩個，維度間檢驗統(tǒng)計量兩個。因此，面板變量之間存在長期均衡穩(wěn)定的協(xié)整關系，即房地產(chǎn)投資與三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是存在穩(wěn)定聯(lián)系的。

為了進一步探究變量之間的相互影響關系，基于面板協(xié)整檢驗進行格蘭杰因果檢驗。由于面板數(shù)據(jù)包含截面和事件兩個維度、降低解釋變量之間共線性、增大樣本數(shù)量和提高格蘭杰因果檢驗自由度等原因，面板格蘭杰檢驗法比基于事件序列數(shù)據(jù)的格蘭杰檢驗法具有更高的準確性[6]。得到結果如表3所示。

表3分別給出了滯后期為1期和2期時，三大產(chǎn)業(yè)變量與房地產(chǎn)投資變量之間的格蘭杰因果檢驗結果。在相應的顯著性水平下拒絕原假設的情形已在表中標出。

滯后1期時，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)變量對應的F檢驗統(tǒng)計量分別為6.85634和8.50526，在1%的顯著性水平下均拒絕原假設，即第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)均為房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，反之不是。

滯后2期時，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)變量的F檢驗統(tǒng)計量也同樣拒絕原假設，但不同的是，與滯后1期相比，此時的第二產(chǎn)業(yè)變量對應的P值為0.0056，數(shù)值更小且更為顯著。在1%的水平下，房地產(chǎn)投資是第二產(chǎn)業(yè)的格蘭杰原因，說明隨著滯后期的增長，房地產(chǎn)投資也會對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生一定的影響。第三產(chǎn)業(yè)是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，對應的P值由0.0042變成了0.0209，顯著性逐漸降低，說明隨著滯后期的增長，第三產(chǎn)業(yè)對于房地產(chǎn)投資的影響可能會逐漸減弱。

綜合兩期滯后期結果，第一產(chǎn)業(yè)對應的F檢驗統(tǒng)計量都不能有效拒絕原假設，說明第一產(chǎn)業(yè)不是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，反之亦是如此。兩者之間的關系需要借助模型來進一步探究。

2.4 模型識別與估計

房地產(chǎn)投資不僅會受到相關因素的影響，還有可能與過去的投資存在一定的聯(lián)系，考慮到被解釋變量自身存在時間效應，文章將被解釋變量滯后一階納入解釋變量當中。在研究面板數(shù)據(jù)時，若采用常規(guī)的隨機效應或固定效應進行普通最小二乘估計，可能會造成模型估計系數(shù)存在有偏性和非一致性[7]。因此，采用GMM估計法，在保證工具變量均有效且隨機誤差項不存在序列相關的情況下，提高估計精度，得到更優(yōu)的模型。

在動態(tài)面板模型中，當處理個體效應時有兩種方法，一種是一階差分的方式，即對模型進行一階差分變換;另一種是由Arellano和Bover（1995）提出的正交變換方法，同樣可以消除模型中的個體效應[8]。鑒于更優(yōu)的模型選擇，文章采用的是正交GMM估計方法。得到結果如表4所示。

從三種方法估計得出的結果來看，OLS估計、固定效應估計和正交GMM估計得到的被解釋變量正負號一致，可知選取的變量合適，模型具有穩(wěn)健性。三種方法對比來看，正交GMM估計的系數(shù)精度較高，標準誤差較前兩種方法更小，且均通過了顯著性檢驗。Sargan統(tǒng)計量表示對過度識別約束有效性的檢驗，當拒絕了過度識別檢驗的原假設，意味著模型設定錯誤。此處估計得到的Sargan統(tǒng)計量的值為0.581510，不拒絕過度識別原假設，表示模型設定合理，所有工具變量均有效。此外，殘差項自相關檢驗只適用于差分GMM估計的方法，故在此并未得出AR（1）、AR（2）的值。

2.5 結果分析

根據(jù)正交GMM估計結果，lnfdc滯后一期變量即房地產(chǎn)投資額滯后一期的系數(shù)為正，表明房地產(chǎn)投資存在時期相關性，上一期的投資情況會對當期投資起正向影響，且上一期投資額每變動1個單位，本期房地產(chǎn)投資額將上升0.1227個單位。

lnone表示第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指標，模型估計結果反映第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)與房地產(chǎn)投資之間存在負向的關系。第一產(chǎn)業(yè)主要包括農(nóng)、林、牧、漁，不論是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、林業(yè)種植、畜牧培育還是漁業(yè)養(yǎng)殖都需要占用大面積的土地資源，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中會對房地產(chǎn)開發(fā)投資造成阻礙，征地用地方面存在困難。對于土地的合理規(guī)劃與使用，是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展與房地產(chǎn)投資之間尋求平衡的重要一環(huán)。

lntwo表示第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指標，與房地產(chǎn)投資之間為正向關系，系數(shù)為0.4431。第二產(chǎn)業(yè)主要包括礦石、鋼鐵、石油、木材、化工、食品、電器等，工業(yè)的發(fā)展能夠在一定程度上推動房地產(chǎn)投資行為。結合文章格蘭杰因果檢驗結果，第二產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資之間存在一定的相互性，隨著滯后期的增長，受到第二產(chǎn)業(yè)影響的房地產(chǎn)投資也會反過來刺激第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這是因為房地產(chǎn)投資、開發(fā)及建設都需要用到大量的工業(yè)物力、人力，投資行為的擴張也會促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。且滯后期增加，第二產(chǎn)業(yè)對房地產(chǎn)的影響效果更顯著。

lnthree表示第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指標，正交GMM估計結果顯示第三產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資之間呈系數(shù)為1.2871的正向關系，比第二產(chǎn)業(yè)的系數(shù)更高。已知第三產(chǎn)業(yè)主要為各類服務或商品，主要包括交通部門、生產(chǎn)生活服務部門和科教文化部門等。一方面，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要依托完善健全的城市空間，如商品銷售、服務行業(yè)的發(fā)展需要更大更寬的銷售空間及平臺，教育、文化行業(yè)的發(fā)展需要更多的學生和更廣闊的校區(qū);另一方面，由第三產(chǎn)業(yè)帶動逐漸發(fā)展起來的城市經(jīng)濟、交通、文化、醫(yī)療等方面的建設也會吸引更多人來當?shù)剡M行房地產(chǎn)投資、長久居住，進而推動房地產(chǎn)投資的發(fā)展。

綜合來看，三大產(chǎn)業(yè)中，首先是第一產(chǎn)業(yè)，對于房地產(chǎn)投資行為的影響最大，且為負向影響，對于房地產(chǎn)發(fā)展存在一定的阻礙或抑制作用。其次是第三產(chǎn)業(yè)，較第一產(chǎn)業(yè)更低，但是對房地產(chǎn)投資起正向的促進作用，隨滯后期增加而與房地產(chǎn)投資起相互促進作用。最后是第二產(chǎn)業(yè)，同樣對房地產(chǎn)投資起促進的正向作用，作用效果持續(xù)穩(wěn)定，但短期內(nèi)效果沒有第三產(chǎn)業(yè)顯著。

3 結論與建議

3.1 結論

文章采用2009—2018年廣西壯族自治區(qū)14個市三大產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資額指標的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，構建正交GMM模型對三大產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資之間的關系進行分析，得到以下結論：

（1）基于數(shù)據(jù)進行Pedroni面板協(xié)整檢驗，構造的7個統(tǒng)計量中有4個拒絕原假設，表示三大產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資之間存在著長期均衡穩(wěn)定的協(xié)整關系。

（2）基于協(xié)整關系進行面板格蘭杰因果檢驗，結果顯示除第一產(chǎn)業(yè)外，第二、第三產(chǎn)業(yè)均是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因。其中隨著滯后期增加，第二產(chǎn)業(yè)的影響顯著性增強，房地產(chǎn)投資與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)相互促進關系，第三產(chǎn)業(yè)影響逐漸減弱。

（3）構建正交GMM模型對面板數(shù)據(jù)進行估計，估計結果精度較高，工具變量有效，模型整體具有穩(wěn)健性。結果顯示第一產(chǎn)業(yè)對房地產(chǎn)起負向抑制作用，第二、第三產(chǎn)業(yè)起正向促進作用，且短期內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)影響最大，依次到第三、第二產(chǎn)業(yè)。

3.2 建議

房地產(chǎn)投資發(fā)展研究一直是學者們關注的話題，房地產(chǎn)投資拉動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用亦是不言而喻，但在推動房地產(chǎn)市場發(fā)展的同時要注重與其他產(chǎn)業(yè)的整合與協(xié)調(diào)發(fā)展。若房地產(chǎn)業(yè)過快發(fā)展，易導致其他行業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過?；蜻^熱增長，給經(jīng)濟發(fā)展帶來不穩(wěn)定因素[9]。

正如文章所分析的廣西壯族自治區(qū)，其傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為農(nóng)業(yè)，蔗糖業(yè)為國家戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)，而近年來其產(chǎn)業(yè)結構在不斷地調(diào)整，逐漸向電子信息、輕工、紡織、醫(yī)藥、食品、軌道交通等方向轉(zhuǎn)移。結合文章的數(shù)據(jù)分析結果，在擬訂相應經(jīng)濟發(fā)展政策時，可在保證第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)穩(wěn)定持續(xù)增長的前提下，多注重第二、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，借助第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展推動房地產(chǎn)投資活動，進而拉動其他行業(yè)發(fā)展。與此同時，要注重產(chǎn)業(yè)間的穩(wěn)定與協(xié)調(diào)，做好第一產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)投資之間對于土地使用的平衡，找到第二產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)之間相互作用的高效平穩(wěn)點，抓準第三產(chǎn)業(yè)給房地產(chǎn)投資帶來的短期發(fā)力點，促進整體區(qū)域經(jīng)濟均衡、穩(wěn)定、協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻：

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[基金項目]廣西高校中青年教師基礎能力提升項目“廣西城市空間集聚與產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展研究”（項目編號：KY2016YB868）。

[作者簡介]詹婷（1993—），廣西外國語學院，專職教師，碩士，研究方向：應用統(tǒng)計、區(qū)域經(jīng)濟;韋瑋（1983—），廣西外國語學院，高級經(jīng)濟師，碩士，研究方向：城市經(jīng)濟、房地產(chǎn)經(jīng)濟。