□ 李 剛

(中國宏觀經(jīng)濟(jì)研究院, 經(jīng)濟(jì)體制與管理研究所, 北京 100035)

一、引 言

20世紀(jì)80年代以來，拉丁美洲債務(wù)危機(jī)、日本泡沫經(jīng)濟(jì)崩潰、亞洲金融危機(jī)、美國次貸危機(jī)等不斷爆發(fā)，使得人們不得不關(guān)注房地產(chǎn)等資產(chǎn)價(jià)格泡沫。1998年中國房地產(chǎn)全面市場(chǎng)化改革，全國房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)快速上漲更加引人矚目。1998年中國商品房銷售均價(jià)為2 063元，到2008年全國商品房銷售均價(jià)為3 800元，2018年全國商品房銷售均價(jià)為8 544元。1998—2018年，20余年間全國商品房銷售均價(jià)上漲了314%，且前十年上漲了85%，后十年上漲了125%。房?jī)r(jià)呈現(xiàn)出上漲幅度大，且前松后緊的態(tài)勢(shì)。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)和城市化高速發(fā)展，形成了長(zhǎng)三角、京津冀、珠三角等具有發(fā)育成熟差異的十九個(gè)城市群(1)參看:《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃的建議》。。城市群的不斷孕育和發(fā)展，使人口、信息、貨幣和生產(chǎn)資料等社會(huì)經(jīng)濟(jì)要素不斷向城市群流動(dòng)和集中，并使城市群呈現(xiàn)出單中心、多中心、網(wǎng)絡(luò)化等不同的空間結(jié)構(gòu)[1]。這表明，我國的城市群是異質(zhì)性的。在這種背景下，一個(gè)需要思考的問題是，不同城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)是否會(huì)產(chǎn)生不同的空間效應(yīng)。

綜觀已有文獻(xiàn),現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲產(chǎn)生正向影響[1-9],也有學(xué)者認(rèn)識(shí)到房?jī)r(jià)上漲的區(qū)域差異,意識(shí)到房?jī)r(jià)波動(dòng)的區(qū)域異質(zhì)性[8];然而,已有研究缺少從區(qū)域異質(zhì)性,尤其是城市異質(zhì)性的角度,探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響。這一異質(zhì)性因素的忽略將會(huì)對(duì)政策制定產(chǎn)生重要影響。基于此,從城市異質(zhì)性角度出發(fā),研究不同城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)是否會(huì)產(chǎn)生不同的空間效應(yīng)是一個(gè)值得研究的課題。

本文的創(chuàng)新在于從城市群整體視角來分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)的影響。因此,本文以中國最具代表性且發(fā)展最為成熟的長(zhǎng)三角、京津冀及珠三角等三大城市群作為研究對(duì)象,建立動(dòng)態(tài)空間杜賓模型,以探討城市群視角下,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲的空間效應(yīng)。后續(xù)內(nèi)容安排如下，第二部分為研究設(shè)計(jì)；第三部分為結(jié)果分析；第四部分為為結(jié)論與討論。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)理論分析與待檢驗(yàn)假說

2017年，長(zhǎng)三角城市群房?jī)r(jià)上漲率最高的地區(qū)為滁州、蕪湖、泰州、鎮(zhèn)江、無錫、杭州、湖州、嘉興、舟山，僅有泰州、無錫經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較高的同時(shí)，房?jī)r(jià)上漲率也高；合肥經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較高的同時(shí)，周邊城市滁州的房?jī)r(jià)上漲較多；種種跡象表明，在城市群視角下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響很可能弱化。京津冀城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最快的地區(qū)為承德、唐山、秦皇島，京津冀城市群房?jī)r(jià)上漲率最高的地區(qū)卻為張家口、衡水、滄州；表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響很可能不再顯著。珠三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最快的地區(qū)為茂名、江門、東莞、深圳、惠州；房?jī)r(jià)上漲率最高的地區(qū)為清遠(yuǎn)、肇慶、江門、中山、惠州、汕尾、汕頭；同樣表明，在城市群視角下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響很可能弱化。基于長(zhǎng)三角、京津冀、珠三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與房?jī)r(jià)上漲率的分析，在城市群視角下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響很可能弱化、甚至變得不再顯著?；诖耍疚奶岢龅谝粋€(gè)待檢驗(yàn)的理論假說:

假說1：在城市群審視背景下時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲的正向單一影響依舊存在。

根據(jù)“增長(zhǎng)極”理論，集聚力與擴(kuò)散力的共同作用下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率先發(fā)生在中心城市，之后通過知識(shí)溢出、要素流動(dòng)等空間作用，輻射帶動(dòng)整個(gè)地區(qū)的發(fā)展。進(jìn)一步，經(jīng)濟(jì)率先發(fā)展的中心城市成為區(qū)域“中心”，周邊相對(duì)落后發(fā)展地區(qū)則形成了“外圍”，中心居于統(tǒng)治地位,而外圍在發(fā)展上依賴于中心。在不同的集聚力與擴(kuò)散力的共同作用下，城市群形成了不同的空間結(jié)構(gòu)，人口、信息等要素資源在核心城市集聚或其由核心城市擴(kuò)散到外圍城市。也即，在城市群審視背景下，鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)影響本地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而影響本地的房?jī)r(jià)變動(dòng)；鄰地的人口遷移也會(huì)導(dǎo)致本地人口數(shù)量、質(zhì)量的變化，從而影響本地的房?jī)r(jià)變動(dòng)。簡(jiǎn)言之，在城市群分析視角下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)的影響會(huì)深受空間效應(yīng)的影響。基于此，本文提出第二個(gè)待檢驗(yàn)的理論假說:

假說2：考慮到城市群內(nèi)城市間的互動(dòng)、空間效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響會(huì)被城市群內(nèi)城市間的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)所打破。

具體而言，考慮到長(zhǎng)三角、京津冀、珠三角城市群處于城市群發(fā)展的不同階段，三大城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響會(huì)呈現(xiàn)出不同的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)?；诖?，本文提出第三個(gè)待檢驗(yàn)的理論假說：

假說3：長(zhǎng)三角、京津冀、珠三角城市群的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響中，房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)存在顯著差異。

為了對(duì)上述三個(gè)待檢驗(yàn)的假說進(jìn)行檢驗(yàn)，本文首先進(jìn)行全樣本的普通最小二乘回歸估計(jì)，得到基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果；在此基礎(chǔ)上，分別對(duì)長(zhǎng)三角、京津冀、珠三角城市群樣本構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，實(shí)證分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響。

(二)樣本與變量選擇

1. 樣本選擇。長(zhǎng)三角城市群、京津冀城市群、珠三角城市群很好的代表了城市群空間結(jié)構(gòu)演變的不同特征階段;同時(shí),三大城市群也是中國最為發(fā)育成熟的城市群,也是最具代表性的城市群。依據(jù)國家相關(guān)發(fā)展規(guī)劃,本文選取長(zhǎng)三角26市作為該城市群的地理范圍。京津冀城市群則包含河北省、北京市與天津市。珠三角城市群則包含廣東省21個(gè)城市。

2. 變量選取。本文的數(shù)據(jù)主要來源于2008—2018年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》及國家信息中心宏觀經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)庫。其中,商品房平均銷售價(jià)格、房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額、土地供應(yīng)面積等變量數(shù)據(jù)來源于國家信息中心宏觀經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)庫;國內(nèi)生產(chǎn)總值、全市社會(huì)消費(fèi)品零售總額、年末金融機(jī)構(gòu)存款余額、全市職工平均工資、全市工業(yè)粉塵排放量、全市醫(yī)院床位數(shù)等變量數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。變量如下:(1)被解釋變量：房?jī)r(jià)上漲率(pregr),采用商品房平均銷售價(jià)格上漲率作為其衡量指標(biāo)。(2)核心解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(gdpgr),依據(jù)前述文獻(xiàn)分析,采用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的上漲率作為其衡量指標(biāo)。(3)控制變量：現(xiàn)有研究多將人口因素、經(jīng)濟(jì)因素、金融因素、土地因素、時(shí)空因素、預(yù)期因素、房地產(chǎn)調(diào)控政策等因素作為房?jī)r(jià)變動(dòng)的主要因素[3-19]?；诖?本文主要選取如下控制變量:土地供應(yīng)面積(ls),全市社會(huì)消費(fèi)品零售總額(Consu)，年末金融機(jī)構(gòu)存款余額(fd),全市職工平均工資(wage),全市工業(yè)粉塵排放量(Smoke),全市醫(yī)院床位數(shù)(hos),房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額(Kpre)等。需要注意的是,為了消除量綱及異方差性給建模帶來的困擾,本文對(duì)各控制變量均采取了取自然對(duì)數(shù)的處理辦法。

(三)動(dòng)態(tài)空間杜賓模型設(shè)定

房?jī)r(jià)變動(dòng)不僅取決于城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展,也受周圍城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。此外單個(gè)城市的房?jī)r(jià)變動(dòng)還受其上一期的影響,即城市房?jī)r(jià)變動(dòng)除了存在空間相關(guān)性外(空間溢出效應(yīng)),還存在時(shí)間相關(guān)性(動(dòng)態(tài)效應(yīng))。

具體而言,當(dāng)檢驗(yàn)的變量之間存在空間依存關(guān)系時(shí)，在實(shí)證研究中應(yīng)該考慮引入空間滯后變量,誤差項(xiàng)服從空間自回歸過程。考慮到本文所研究的房?jī)r(jià)上漲率具有很強(qiáng)的時(shí)間路徑依賴性,因此在空間杜賓模型的基礎(chǔ)上引入其一階滯后項(xiàng),構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間杜賓模型:

γ×Xit+μi+ht+εit

其中,pregrit表示城市i在時(shí)間t的房?jī)r(jià)上漲率;α表示常數(shù)項(xiàng);pregrit-1表示滯后一期的房?jī)r(jià)上漲率,即城市i在時(shí)間t-1的房?jī)r(jià)上漲率;Gdpgrit表示城市i在時(shí)間t的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(即國內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率);Gdpgrit-1表示滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,即城市i在時(shí)間t-1的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率;τ表示滯后一期房?jī)r(jià)上漲率對(duì)被解釋變量影響的待估系數(shù);Wij表示空間權(quán)重矩陣;ρ表示空間自回歸系數(shù);β表示核心解釋變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)被解釋變量影響的待估系數(shù);θ表示鄰地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)被解釋變量影響的待估系數(shù);γ表示控制變量對(duì)被解釋變量影響的待估系數(shù);μi表示城市效應(yīng);ht表示時(shí)間效應(yīng);εit表示誤差項(xiàng)。

關(guān)于空間權(quán)重矩陣的設(shè)定,常用的地理特征空間權(quán)重矩陣包括鄰接標(biāo)準(zhǔn)和地理距離標(biāo)準(zhǔn);為了更好的反映城市群內(nèi)城市之間房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng),本文采用地理距離標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。由于空間計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果深受空間權(quán)重矩陣的影響,本文也采用經(jīng)濟(jì)地理距離標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,將其作為模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

三、結(jié)果分析

(一)實(shí)證結(jié)果與分析

基于Hausman檢驗(yàn),其統(tǒng)計(jì)值在1%顯著性水平上顯著,因此需要選擇固定效應(yīng)模型。又由LR空間固定效應(yīng)檢驗(yàn)與LR時(shí)間固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知,其值均在1%水平顯著,表明使用雙向固定效應(yīng)模型是合理的。表1給出了前述模型的估計(jì)結(jié)果,由估計(jì)結(jié)果可知:

表1 估計(jì)結(jié)果

第一,在基準(zhǔn)回歸模型下,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響系數(shù)為0.37,且在1%水平顯著;而考慮到城市群空間效應(yīng)的影響后,長(zhǎng)三角城市群、京津冀城市群及珠三角城市群等三大城市群內(nèi)城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)各自城市的房?jī)r(jià)上漲率的影響不再顯著:城市群內(nèi)城市間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)的確會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響。第二,前期房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本期房?jī)r(jià)上漲率的影響均為負(fù)。在全樣本基準(zhǔn)回歸模型下,該影響系數(shù)為-0.16,且其在1%水平顯著,表明房?jī)r(jià)的變動(dòng)存在自動(dòng)收斂機(jī)制。該系數(shù)在長(zhǎng)三角城市群、京津冀城市群、珠三角城市群的估計(jì)結(jié)果分別為-0.29、-0.44、-0.11,但其在長(zhǎng)三角城市群、京津冀城市群通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),卻無法在珠三角城市群通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)。這表明長(zhǎng)三角城市群、京津冀城市群的房?jī)r(jià)變動(dòng)也存在顯著的自動(dòng)收斂機(jī)制,而這一機(jī)制在珠三角城市群則不顯著。第三,由長(zhǎng)三角城市群的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果可知,長(zhǎng)三角城市群內(nèi),本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率的正向影響被打破,其估計(jì)系數(shù)為-0.5,且其在5%水平下不顯著。然而,鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在顯著的正向影響,估計(jì)系數(shù)為3.62,且在1%水平顯著;鄰地的房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在顯著的正向影響,其估計(jì)系數(shù)為3.91,且其在1%水平顯著。即，假說1得以證偽，假說2得以證實(shí)。第四,由京津冀城市群的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果可知,京津冀城市群內(nèi),本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率的正向影響也被打破,其估計(jì)系數(shù)為-0.9,且其在5%的顯著性水平下不顯著。然而,鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在顯著的正向影響,其估計(jì)系數(shù)為8.70,且在10%水平顯著;進(jìn)一步,鄰地的房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在負(fù)向影響,其估計(jì)系數(shù)為-2.06,且其在5%的顯著性水平下不顯著。第五,由珠三角城市群的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果可知,珠三角城市群內(nèi),本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率的正向影響也被打破,其估計(jì)系數(shù)為0.12,且其在5%的顯著性水平下不顯著。然而,鄰地的房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在顯著的正向影響,其估計(jì)系數(shù)為4.34,且其在1%的顯著性水平下顯著;鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在正向影響,其估計(jì)系數(shù)為0.82,且其在5%的顯著性水平下不顯著。即，假說3得以證實(shí)。

綜上所述,考慮到城市群內(nèi)城市間的互動(dòng)、空間效應(yīng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響會(huì)被打破。具體來說,這一變化的原因在于城市群內(nèi)城市間的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)。

在中國三大典型城市群內(nèi),長(zhǎng)三角城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng),即鄰地房?jī)r(jià)上漲會(huì)拉動(dòng)本地房?jī)r(jià)上漲,且鄰地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也會(huì)拉動(dòng)本地房?jī)r(jià)上漲。這表明,長(zhǎng)三角城市群內(nèi)城市間要素流動(dòng)較通暢、城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較高。京津冀城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng),房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)則不再顯著,即鄰地的房?jī)r(jià)上漲對(duì)本地房?jī)r(jià)的拉動(dòng)不再顯著,且鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)拉動(dòng)本地的房?jī)r(jià)上漲:表明,京津冀城市群房地產(chǎn)市場(chǎng)存在割裂,城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較低。珠三角城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng),房?jī)r(jià)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)則不再顯著,即鄰地房?jī)r(jià)上漲對(duì)拉動(dòng)本地房?jī)r(jià)上漲,且鄰地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)本地房?jī)r(jià)的拉動(dòng)則不再顯著。在珠三角城市群,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲的正向影響主要被房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)所打破,這表明,珠三角城市群房地產(chǎn)市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)存在割裂,城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較低。

(二)穩(wěn)健性討論

空間計(jì)量模型及空間效應(yīng)的存在性與解釋力均依賴于空間權(quán)重矩陣的設(shè)定,為了檢驗(yàn)上述動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的穩(wěn)健性,本文在原模型框架的基礎(chǔ)上,基于經(jīng)濟(jì)地理構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,對(duì)動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。表2給出了模型的穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果,由估計(jì)結(jié)果可知:第一,前期房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本期房?jī)r(jià)上漲率的影響均為負(fù),表明長(zhǎng)三角城市群、京津冀城市群、珠三角城市群的房?jī)r(jià)變動(dòng)均存在顯著的自動(dòng)收斂機(jī)制。第二,長(zhǎng)三角城市群內(nèi),本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率的正向影響被打破,鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在顯著的正向影響,鄰地的房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在顯著的正向影響。第三,京津冀城市群內(nèi),本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率的正向影響也被打破,鄰地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率的影響、鄰地房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率的影響均不顯著。即，假說1得以證偽，假說2得以證實(shí)。第四,珠三角城市群內(nèi),本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲率影響為正,鄰地的房?jī)r(jià)上漲率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率存在顯著的正向影響,鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)本地的房?jī)r(jià)上漲率影響不顯著。即，假說假說3得以證實(shí)。

表2 三大城市群的穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果

綜上所述,考慮到城市群內(nèi)城市間的互動(dòng)、空間效應(yīng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響不再單一。因此,前述結(jié)論是穩(wěn)健的。

在中國三大典型城市群內(nèi),長(zhǎng)三角城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng),即鄰地的房?jī)r(jià)上漲會(huì)拉動(dòng)本地的房?jī)r(jià)上漲,且鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也會(huì)拉動(dòng)本地的房?jī)r(jià)上漲,這表明長(zhǎng)三角城市群內(nèi)城市間要素流動(dòng)較通暢、城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較高。這表明前述結(jié)論是穩(wěn)健的。京津冀城市群的房?jī)r(jià)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)、房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)均不再顯著,即鄰地的房?jī)r(jià)上漲對(duì)本地房?jī)r(jià)的拉動(dòng)不再顯著,且鄰地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)本地房?jī)r(jià)上漲的拉動(dòng)也不再顯著。這表明,京津冀城市群房地產(chǎn)市場(chǎng)存在割裂,城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較低。這也表明前述結(jié)論是可靠的。珠三角城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng),房?jī)r(jià)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)則不再顯著,即鄰地房?jī)r(jià)上漲對(duì)拉動(dòng)本地房?jī)r(jià)上漲,且鄰地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)本地房?jī)r(jià)的拉動(dòng)則不再顯著。這表明,珠三角城市群城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較低。這也表明前述結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與討論

(一)結(jié)論

基于Perroux 的“增長(zhǎng)極”理論、Friedman的“中心外圍”理論以及Krugman的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論;本文認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響,在考慮城市群空間效應(yīng)背景下,值得重新審視;基于此背景,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響會(huì)變得更加復(fù)雜化、甚至被打破。具體而言,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響會(huì)被城市群內(nèi)城市間房?jī)r(jià)的空間效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)等所打破或復(fù)雜化。

為了對(duì)上述假說進(jìn)行檢驗(yàn),本文選取中國最具典型且發(fā)展最為成熟的長(zhǎng)三角、京津冀及珠三角等三大城市群作為研究對(duì)象,考察了不同城市群空間結(jié)構(gòu)背景下,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響。利用2007—2017年三大城市群的面板數(shù)據(jù),本文建立了動(dòng)態(tài)空間杜賓模型,實(shí)證分析認(rèn)為:第一,在考慮城市群空間效應(yīng)背景下,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的正向影響變得弱化、甚至不再顯著。第二,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響主要受如下兩因素的影響:城市群內(nèi)城市間房?jī)r(jià)的空間效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間交叉效應(yīng)。第三,長(zhǎng)三角城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng),長(zhǎng)三角城市群內(nèi)城市間要素流動(dòng)較通暢、城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較高。京津冀城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng),房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng)則不再顯著,京津冀城市群房地產(chǎn)市場(chǎng)存在割裂,城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較低。珠三角城市群存在顯著的房?jī)r(jià)變動(dòng)的空間效應(yīng),房?jī)r(jià)變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間交叉效應(yīng)則不再顯著,珠三角城市群房地產(chǎn)市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)存在割裂,城市間互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展程度較低。進(jìn)一步表明,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的影響在具有不同的城市群空間結(jié)構(gòu)的城市群中呈現(xiàn)出不同的結(jié)果;這也體現(xiàn)出不同的城市群發(fā)展階段會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)上漲率的作用。這啟示我們,房地產(chǎn)調(diào)控政策不能以單一城市為調(diào)控對(duì)象,需要綜合考慮城市群的發(fā)展?fàn)顩r;要在城市群內(nèi)建立各城市住建部門的協(xié)同平臺(tái),綜合考量鄰地與本地各項(xiàng)政策對(duì)本地房?jī)r(jià)變動(dòng)的影響,相機(jī)決策房?jī)r(jià)調(diào)控政策。

(二)討論

1.關(guān)于本文研究方法的適用性。商品房?jī)r(jià)格的變動(dòng)不僅受本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、土地供給、房地產(chǎn)投資、居民就業(yè)收入、居民消費(fèi)、公共服務(wù)資源、環(huán)境狀況及本地商品房?jī)r(jià)格慣性等的影響,更會(huì)受到鄰地房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響以及鄰地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。因此,商品房?jī)r(jià)格變動(dòng)的影響具有多因性、時(shí)間慣性及空間性。為了模擬商品房?jī)r(jià)格變動(dòng)的多因性、時(shí)間慣性及空間性,空間杜賓模型能夠在SAR和SEM模型基礎(chǔ)上, 更廣泛地考慮到空間滯后的內(nèi)生變量和外生變量; 進(jìn)一步, 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型則很好的度量了本文所研究的房?jī)r(jià)上漲率具有很強(qiáng)的時(shí)間路徑依賴性。可以說, 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型很好的突出了本文所研究的重點(diǎn), 基本保證了所用模型的適用性及所得結(jié)論的科學(xué)性。

2.本文的局限及有待深化研究的問題。主要有兩個(gè)方面:第一,受獲取數(shù)據(jù)的制約,本文對(duì)房?jī)r(jià)上漲率及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率空間效應(yīng)的研究也受到時(shí)間、空間兩個(gè)維度的影響,從而使本研究有一定的局限性。如能獲得更長(zhǎng)時(shí)間序列、更完備的縣、區(qū)級(jí)層面數(shù)據(jù),可能會(huì)得到更好的估計(jì)結(jié)果。第二,在抓主要矛盾的思想指導(dǎo)下,本文對(duì)房?jī)r(jià)上漲率及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率空間效應(yīng)的研究局限于城市群內(nèi)。而事實(shí)上,這一空間效應(yīng)雖然主要存在于城市群內(nèi)部,但無法排除更大范圍空間效應(yīng)的影響,本文對(duì)此尚未涉及,期待以后有機(jī)會(huì)進(jìn)行研究。□