□文/韋蘭寧 唐曉蓮

（廣東工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院 廣東·廣州）

［提要］ 本文基于面板向量自回歸模型，利用2005～2018 年35 個(gè)大中城市面板數(shù)據(jù)對(duì)房地產(chǎn)投資與就業(yè)間的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)：房地產(chǎn)投資與就業(yè)量變化軌跡相似，二者具有明顯的相關(guān)關(guān)系；房地產(chǎn)投資和就業(yè)量的變動(dòng)并不同步，但二者間的相互作用在一定周期內(nèi)顯著；房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)量具有顯著的正向影響，并能夠持續(xù)帶動(dòng)房地產(chǎn)行業(yè)就業(yè)；此外，就業(yè)量還呈現(xiàn)出依靠自身慣性發(fā)展的特點(diǎn)。

就業(yè)是最大的民生，縱觀世界各國(guó)發(fā)展軌跡，大規(guī)模失業(yè)潮往往伴隨著經(jīng)濟(jì)衰退與社會(huì)秩序混亂，因此各國(guó)均致力于保障就業(yè)的良性發(fā)展。解決就業(yè)問(wèn)題也是我國(guó)促進(jìn)社會(huì)和平穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然要求。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2018 年中國(guó)城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)為974 萬(wàn)人，全國(guó)城市調(diào)查的失業(yè)率為4.9%。因此，擴(kuò)大就業(yè)渠道，增加就業(yè)機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)，是我國(guó)現(xiàn)代社會(huì)發(fā)展的重要目標(biāo)之一。而隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化水平的提升及住房體制的深化改革，房地產(chǎn)業(yè)飛速發(fā)展，房地產(chǎn)投資作為固定資產(chǎn)投資的重要組成部分，所占比重逐年提升。據(jù)調(diào)查顯示，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額在固定資產(chǎn)投資總額中的占比由1998 年的12.7%上升到2018 的18.62%。房地產(chǎn)投資對(duì)于促進(jìn)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要作用。

劉國(guó)慶等人運(yùn)用相關(guān)分析、因果分析和脈沖函數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)行業(yè)通過(guò)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)建設(shè)可以向前和向后推動(dòng)相關(guān)行業(yè)的發(fā)展。劉萬(wàn)慶基于2000～2018 年的相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有助于促進(jìn)房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)。與此同時(shí)，部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)投資對(duì)提高居民生活水平、擴(kuò)大就業(yè)也具有重要影響。田霄燕等對(duì)房地產(chǎn)業(yè)與就業(yè)的關(guān)系進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅可以直接提供大量就業(yè)崗位，還能夠通過(guò)影響上下游行業(yè)，產(chǎn)生間接的“乘數(shù)效應(yīng)”，進(jìn)一步擴(kuò)大就業(yè)。胡人斌對(duì)房地產(chǎn)投資的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量均呈現(xiàn)明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì)，房地產(chǎn)投資對(duì)擴(kuò)大就業(yè)具有顯著的正向影響。綜上所述，當(dāng)前關(guān)于房地產(chǎn)投資的研究較為豐富，且主要集中在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，鮮少關(guān)注房地產(chǎn)投資與就業(yè)間相關(guān)關(guān)系。基于此，本文在當(dāng)前已有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國(guó)當(dāng)前就業(yè)的實(shí)際情況，利用2005～2018 年我國(guó)35 個(gè)大中城市的相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建PVAR 模型，系統(tǒng)地診斷與分析房地產(chǎn)投資與就業(yè)的關(guān)系，以期為深化房地產(chǎn)投資與社會(huì)經(jīng)濟(jì)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考依據(jù)。

一、模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

（一）模型設(shè)定。PVAR 是一種基于微觀理論模型，定量分析面板數(shù)據(jù)間動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)程度的統(tǒng)計(jì)分析工具，可以降低模型對(duì)數(shù)據(jù)量和形式的要求，分析經(jīng)濟(jì)變量在沖擊發(fā)生時(shí)的動(dòng)態(tài)響應(yīng)，得到不同沖擊對(duì)變量的影響，模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中，i 代表城市，t 代表年份，Yit是由房地產(chǎn)投資及就業(yè)量組成的向量組，y0代表截距項(xiàng)，k 代表滯后階數(shù)，yj代表估計(jì)參數(shù)矩陣，αi為個(gè)體效應(yīng)，βt為時(shí)間效應(yīng)，εit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（二）變量選取。房地產(chǎn)投資是指投資者為了獲取收益，將資金投入到房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)經(jīng)營(yíng)領(lǐng)域和金融資產(chǎn)領(lǐng)域的投資經(jīng)營(yíng)行為。本文選取各城市房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額表征房地產(chǎn)投資。房地產(chǎn)投資具有極強(qiáng)的行業(yè)關(guān)聯(lián)性，不僅可以直接創(chuàng)造大量就業(yè)機(jī)會(huì)，還能通過(guò)影響相關(guān)行業(yè)，進(jìn)一步提供更大規(guī)模的就業(yè)崗位。由于無(wú)法理清房地產(chǎn)投資在就業(yè)方面發(fā)揮的“乘數(shù)效應(yīng)”，本文從房地產(chǎn)企業(yè)直接提供的就業(yè)崗位著手，以房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)表征就業(yè)指標(biāo)。研究數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各城市官方統(tǒng)計(jì)局。為消除異方差影響，對(duì)上述變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，分別記為lnREI、lnEN。

二、結(jié)果分析

（一）現(xiàn)實(shí)特征。從時(shí)間維度分析我國(guó)35 個(gè)大中城市的房地產(chǎn)投資與就業(yè)量變化，具體結(jié)果如圖1 所示。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)騰飛，房地產(chǎn)市場(chǎng)飛速發(fā)展，由此帶動(dòng)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額逐年上升，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)漲幅明顯。由圖1 可知，房地產(chǎn)投資與就業(yè)的變化軌跡相似。根據(jù)房地產(chǎn)投資與就業(yè)的變化軌跡，可將2005～2018 年的房地產(chǎn)投資與就業(yè)量劃分為三個(gè)階段。2005～2009 年間，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額由2005 年的15，909億元增長(zhǎng)至2009 年的36，241 億元，漲幅高達(dá)56.1%，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)則由151.62 萬(wàn)人增長(zhǎng)至195 萬(wàn)人，漲幅約為28.6%；房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)呈波動(dòng)上漲態(tài)勢(shì)，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額則持續(xù)提升。該時(shí)期受到全球金融危機(jī)的影響，大規(guī)模失業(yè)潮來(lái)臨，整體收入水平降低，國(guó)民生產(chǎn)總值與社會(huì)消費(fèi)總額大幅下降，為應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)下滑，我國(guó)政府出臺(tái)一系列政策緊急救市，大力促進(jìn)住房消費(fèi)，增加房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資，使得房地產(chǎn)投資在 2005～2009 年間保持增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。2010～2015 年間，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額由48，259 億元上漲至95，979 億元，漲幅約為98.9%；房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)則由209.1 萬(wàn)人上漲至273.8萬(wàn)人，漲幅為23.63%。該時(shí)期房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額與房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)均呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。為抑制飛速飆升的房?jī)r(jià)，我國(guó)政府出臺(tái)了以限購(gòu)限售為主的調(diào)控政策，嚴(yán)格管控各城市房地產(chǎn)市場(chǎng)，2010 年被廣大網(wǎng)友稱(chēng)為“史上最嚴(yán)調(diào)控年”。雖然房地產(chǎn)市場(chǎng)受到嚴(yán)格管控，但人們對(duì)房?jī)r(jià)上漲的預(yù)期不變，樓市持續(xù)升溫，開(kāi)發(fā)商認(rèn)為有利可圖，仍然將大量資金投入房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)建設(shè)中，導(dǎo)致房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額逐年上漲。房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)建設(shè)量提升，對(duì)勞動(dòng)力的需求也明顯增加。2016～2018 年間，我國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額由2016 年的102，581 億元上漲至2018年的120，264.51 億元，漲幅為17.24%；房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)由2016 年的275.2 萬(wàn)人增加至289 萬(wàn)人，漲幅為5%。該時(shí)期房地產(chǎn)投資與就業(yè)量漲幅相比于上一時(shí)期明顯降低。近年來(lái)，我國(guó)人口自然增長(zhǎng)率明顯降低，人口老齡化趨勢(shì)明顯，隨著社會(huì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，各行各業(yè)的就業(yè)吸納能力有所提升，使得房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人員增長(zhǎng)幅度有所收斂；各地方政府不斷出臺(tái)房地產(chǎn)調(diào)控政策嚴(yán)格管控市場(chǎng)，導(dǎo)致房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資漲幅明顯下降。（圖1）

圖1 2005～2018 年房地產(chǎn)投資與就業(yè)情況圖

通過(guò)對(duì)比2005 年與2018 年的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額與房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)發(fā)現(xiàn)，2018 年全國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額是2005 年的13.2 倍，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)是2005 年的1.91倍，由此可見(jiàn)房地產(chǎn)投資與就業(yè)量的增長(zhǎng)水平與發(fā)展速度?？傮w而言，研究期內(nèi)房地產(chǎn)投資與就業(yè)量雖有小幅波動(dòng)，但整體上保持上漲態(tài)勢(shì)，除2008 年就業(yè)量有所降低、2015 年房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)幅度略有停滯外，其余年份均保持較高的上漲幅度，2010～2014 年間漲幅提升尤為明顯。房地產(chǎn)投資與就業(yè)量變化軌跡較為相似，在一定程度上反映出房地產(chǎn)投資與就業(yè)具有明顯的相關(guān)關(guān)系，為深入探究二者間的相互作用，本文構(gòu)建面板向量自回歸模型，對(duì)此進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）面板單位根檢驗(yàn)及滯后階數(shù)的確定。為避免偽回歸問(wèn)題，本文綜合運(yùn)用LLC 準(zhǔn)則、IPS 準(zhǔn)則與ADF 準(zhǔn)則對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明房地產(chǎn)投資與就業(yè)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上均拒絕原假設(shè)，數(shù)據(jù)平穩(wěn)，滿(mǎn)足構(gòu)建PVAR 模型的基本條件。最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇能夠直接影響面板向量自回歸模型結(jié)果，滯后階數(shù)過(guò)大會(huì)增加模型的估計(jì)參數(shù)從而降低模型自由度，滯后階數(shù)過(guò)小則會(huì)影響模型估計(jì)結(jié)果的可信性，因此在面板向量自回歸模型中滯后階數(shù)的選擇尤為重要。本文采用AIC 信息準(zhǔn)則、BIC 信息準(zhǔn)則及HQIC 信息準(zhǔn)則三種方式確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。三種準(zhǔn)則均表明滯后8 階為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)是一種檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量間因果關(guān)系的分析方法，主要針對(duì)具有平穩(wěn)性的時(shí)間序列變量，在面板向量自回歸模型中作為檢驗(yàn)變量相互關(guān)系的分析方法為人熟知。為進(jìn)一步探究房地產(chǎn)投資變化是否能夠引起就業(yè)量波動(dòng)，以及就業(yè)量變化是否能夠引起房地產(chǎn)投資變化，本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法判斷房地產(chǎn)投資與就業(yè)量之間的相互關(guān)系，具體結(jié)果如表1 所示。由表1 可知，在10%的顯著性水平上，當(dāng)滯后期數(shù)為1、2 時(shí)，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量之間不具備格蘭杰因果關(guān)系；滯后期數(shù)為3、4、5 時(shí)，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量存在單向因果關(guān)系，此時(shí)房地產(chǎn)投資變化是就業(yè)量變化的原因，即房地產(chǎn)投資能夠引起就業(yè)量變動(dòng)；滯后期數(shù)為6、7、8 時(shí)，就業(yè)變化與房地產(chǎn)投資變化具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，此時(shí)房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)具有顯著影響，就業(yè)量變化也能夠引起房地產(chǎn)投資波動(dòng)，但二者間的相互反應(yīng)存在明顯的滯后性。（表1）

表1 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

（四）脈沖響應(yīng)分析。本文利用Stata 軟件，通過(guò)1，000 次蒙特卡洛模擬實(shí)驗(yàn)得到10 期的脈沖響應(yīng)軌跡，如圖2 所示。從圖2 第1 行第1 列可知，房地產(chǎn)投資對(duì)自身的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊當(dāng)期反應(yīng)為正，且達(dá)到峰值，此后正面沖擊逐漸減小直至第8 期變?yōu)槲⑷醯呢?fù)向沖擊。脈沖響應(yīng)的累計(jì)效應(yīng)為正，表明房地產(chǎn)投資的累積效應(yīng)。第1 行第2 列可知，房地產(chǎn)投資受到就業(yè)量的沖擊時(shí)，當(dāng)期響應(yīng)為0，第3 期達(dá)到響應(yīng)峰值，隨后正向沖擊逐步衰減，第5 期至第9 期間圍繞水平線小幅波動(dòng)?？傮w來(lái)看，滯后10 期的累計(jì)效應(yīng)為正，表明房地產(chǎn)投資額與就業(yè)量之間具有正向關(guān)系，就業(yè)人數(shù)的變化同樣會(huì)引起房地產(chǎn)投資額的變化。第2 行第1 列可知，當(dāng)就業(yè)量受到房地產(chǎn)投資的沖擊時(shí)，前5期保持正向波動(dòng)，隨后該正向影響逐漸衰弱，到了第7、第8 期上升為正向沖擊，第9、第10 期反應(yīng)趨于平緩?？傮w來(lái)看，沖擊期的累計(jì)效應(yīng)為正，即房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)量具有正向的促進(jìn)作用。從圖2 第2 行第2 列可知，當(dāng)就業(yè)量受到自身沖擊時(shí)，當(dāng)期反應(yīng)達(dá)到峰值，隨后影響逐漸減弱，第7 期時(shí)轉(zhuǎn)為負(fù)向影響，第8 期則轉(zhuǎn)為正向影響，第9、第10 期趨于平緩?？傮w上，脈沖響應(yīng)的累積效應(yīng)為正，表明就業(yè)量的累積效應(yīng)。（圖2）

圖2 脈沖響應(yīng)結(jié)果圖

（五）方差分解。通過(guò)方差分解對(duì)房地產(chǎn)投資與就業(yè)量間的相互關(guān)系做進(jìn)一步分析，結(jié)果如表2 所示。就業(yè)量在首期為自身提供了96.5%的邊際貢獻(xiàn)率，此后貢獻(xiàn)率逐步降低，但直至第10 期，邊際貢獻(xiàn)率仍高達(dá)77.1%，表明過(guò)去的就業(yè)人數(shù)波動(dòng)能夠較大程度地解釋當(dāng)期人數(shù)的波動(dòng)，就業(yè)量具有較強(qiáng)的依靠自身慣性發(fā)展的特點(diǎn)。同時(shí)，盡管房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)量的邊際貢獻(xiàn)率較低，但自首期開(kāi)始，邊際貢獻(xiàn)率穩(wěn)步提升，至第10 期時(shí)，房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)量的邊際貢獻(xiàn)率已超過(guò)22.9%，表明房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)量的影響逐年增長(zhǎng)。（表2）

表2 方差分析結(jié)果一覽表

三、結(jié)論

本文利用2005～2018 年35 個(gè)大中城市的相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建面板向量自回歸模型，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等實(shí)證分析方法深入探究房地產(chǎn)投資與就業(yè)間的相互關(guān)系，得出以下結(jié)論：

（一）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量具有明顯的因果關(guān)系。但不同時(shí)期二者的相關(guān)關(guān)系也有所不同，當(dāng)滯后期數(shù)達(dá)到3 期以上時(shí)，房地產(chǎn)投資與就業(yè)具有單向的格蘭杰因果關(guān)系，此時(shí)房地產(chǎn)投資是就業(yè)量的原因；當(dāng)滯后期數(shù)達(dá)到6 期時(shí)，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量存在雙向的因果關(guān)系，互相影響，但二者的變化不同步。由于房地產(chǎn)投資具有明顯的周期性，因而房地產(chǎn)投資變化和就業(yè)量變化的相互影響需要在一定的周期內(nèi)才會(huì)顯著。

（二）脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量之間存在相互正向影響。房地產(chǎn)投資增加，擴(kuò)大房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)建設(shè)面積，直接增加大量就業(yè)崗位，促進(jìn)就業(yè)量提升。除此之外，房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)還能夠帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為社會(huì)提供更大規(guī)模的就業(yè)機(jī)會(huì)，進(jìn)一步提升社會(huì)的就業(yè)量。同時(shí)，就業(yè)量增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資也具有正向影響，從事房地產(chǎn)行業(yè)的勞動(dòng)力增加，能夠在一定程度上保障房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，從而帶動(dòng)房地產(chǎn)投資上漲。具體而言，勞動(dòng)力作為生產(chǎn)過(guò)程中的重要因素，其増加會(huì)必然帶動(dòng)整個(gè)國(guó)民生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，而房地產(chǎn)業(yè)作為整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的一個(gè)重要產(chǎn)業(yè)，將依據(jù)其在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系中的感應(yīng)度對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的増長(zhǎng)做出反應(yīng)，房地產(chǎn)投資因此也得到相應(yīng)的増長(zhǎng)。

（三）由方差分解結(jié)果可知，房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)的邊際貢獻(xiàn)率由首期的3.5%逐年上升，至研究期末達(dá)到22.9%，表明房地產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)的影響程度隨著時(shí)間變化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展得到明顯提升。但截至研究期末，就業(yè)量對(duì)自身的邊際貢獻(xiàn)率為75%，表明就業(yè)量的增長(zhǎng)除房地產(chǎn)投資的帶動(dòng)作用外，仍有較大一部分是依賴(lài)自身進(jìn)行合理解釋?zhuān)淳蜆I(yè)量在受到房地產(chǎn)投資影響的同時(shí)還具有較強(qiáng)的依賴(lài)自身慣性發(fā)展的特性。