區(qū)域城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響研究
——基于安徽省16市的數(shù)據(jù)分析

金長(zhǎng)宏 楊夢(mèng)杰

(安徽建筑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 安徽合肥 230601)

近幾十年，我國(guó)城鎮(zhèn)化建設(shè)不斷突進(jìn)，城鎮(zhèn)化率達(dá)到59.68%（2018）已步入快速發(fā)展階段，略高于世界平均水平55%，但與一些發(fā)達(dá)國(guó)家英國(guó)（83%）、日本（92%）相比，還存在較大差距。[1]其中，城鎮(zhèn)化發(fā)展不平衡是一個(gè)重要原因。房地產(chǎn)業(yè)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)的根基性產(chǎn)業(yè)，在城鎮(zhèn)化的推動(dòng)下，人口結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和生活需求都會(huì)發(fā)生變換，進(jìn)而影響到房地產(chǎn)開發(fā)投資的發(fā)展。同時(shí)城鎮(zhèn)化是房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的源生力，為房地產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供了基礎(chǔ)，那么，城鎮(zhèn)化發(fā)展不平衡會(huì)對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資產(chǎn)生怎樣的影響？鑒于安徽是國(guó)家第一批新型城鎮(zhèn)化試點(diǎn)省份，對(duì)于本課題研究具有積極意義，故本文選用安徽16市作為研究對(duì)象，從人口、經(jīng)濟(jì)（包含產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化）、空間以及社會(huì)城鎮(zhèn)化四個(gè)方面，選用復(fù)合指標(biāo)法衡量城鎮(zhèn)化進(jìn)程；并通過(guò)16市2008-2018年的面板數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)、協(xié)方差分析檢驗(yàn)以及構(gòu)建固定效應(yīng)變系數(shù)模型等多種分析方法實(shí)證探究安徽省區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響。最后對(duì)在房地產(chǎn)開發(fā)投資長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展中，對(duì)各地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程提出相應(yīng)的合理意見。

一、安徽省城鎮(zhèn)化現(xiàn)狀分析及其對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響

（一）安徽省城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀分析。在國(guó)家各項(xiàng)政策推進(jìn)下，安徽省從1988年城鎮(zhèn)化率的17.48%，上升到2008年的40.5%，當(dāng)前安徽城鎮(zhèn)化率已達(dá)到55.81%（2019），這意味著定居在城鎮(zhèn)的人口超過(guò)一半，但仍低于全國(guó)水平。由于安徽省區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化進(jìn)程極不平衡，從東南向西北呈下降趨勢(shì)，各地區(qū)之間存在差距較為明顯（見圖1）。皖南地區(qū)從2008年以來(lái)城鎮(zhèn)化率始終處于省內(nèi)領(lǐng)先水平，而皖中地區(qū)一直呈緩慢增長(zhǎng)趨勢(shì)，發(fā)展較為平穩(wěn)。皖北地區(qū)自2010年以來(lái)城鎮(zhèn)化率呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，直到2014年發(fā)展持續(xù)增速，可其整體水平仍低于皖南皖中地區(qū)，這主要是由于皖北地區(qū)人口多，農(nóng)業(yè)發(fā)展為重，第二、三產(chǎn)業(yè)未得到更好的發(fā)展利用。因此，應(yīng)提高皖北城鎮(zhèn)化速度與全省同步，對(duì)皖南則是提高質(zhì)量式推進(jìn)發(fā)展以及以縮小區(qū)域內(nèi)差異為重點(diǎn)推進(jìn)安徽省城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

圖1 2008～2018年安徽各地區(qū)城鎮(zhèn)化率

（二）安徽城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響。從理論層面看，城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)投資之間存在相互關(guān)系。但城鎮(zhèn)化對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響更大，城鎮(zhèn)化為房地產(chǎn)開發(fā)提供了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，為房地產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造了需求。由圖2可見，2008年以來(lái)安徽城鎮(zhèn)化發(fā)展平穩(wěn)提升，城鎮(zhèn)化快速發(fā)展改變了現(xiàn)存的社會(huì)結(jié)構(gòu)，提升了對(duì)房地產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)剛性需求。自2008年房地產(chǎn)開發(fā)投資額快速增長(zhǎng)從1362.66億元上升到2014年的4338.96億元，到2015年發(fā)展趨勢(shì)同城鎮(zhèn)化一致為緩速增長(zhǎng)，2016年房市再次熱潮房?jī)r(jià)暴漲，而價(jià)格主要由供需關(guān)系決定，說(shuō)明大量人口涌入城鎮(zhèn)，房地產(chǎn)開發(fā)投資發(fā)展滯后于城鎮(zhèn)化進(jìn)程，其直接體現(xiàn)為房?jī)r(jià)的上漲。而各地區(qū)城鎮(zhèn)化差異也未能給房地產(chǎn)開發(fā)提供很好的發(fā)展條件，以至于2017至今房地產(chǎn)開發(fā)投資發(fā)展緩慢。所以要構(gòu)建城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)業(yè)協(xié)同進(jìn)步，但要謹(jǐn)防房地產(chǎn)市場(chǎng)蓬勃發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生主導(dǎo)作用，從而抑制城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

圖2 安徽城鎮(zhèn)化率和房地產(chǎn)開發(fā)投資額

二、變量選取、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）指標(biāo)選取及說(shuō)明。從社會(huì)經(jīng)濟(jì)層面看，郝國(guó)彩研究表明對(duì)山東省房地產(chǎn)投資起到推進(jìn)作用的城鎮(zhèn)化指標(biāo)是GDP和非農(nóng)人口比重[2]。張鴻琴等人研究表明中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化指標(biāo)中城鎮(zhèn)常住人口比重、建成區(qū)面積以及本年新開工面積對(duì)房地產(chǎn)投資有顯著正向影響[3]。本文結(jié)合已有文獻(xiàn)，考量安徽16市的實(shí)際情況和數(shù)據(jù)的可獲得性。對(duì)解釋變量從四個(gè)方面選取了7個(gè)指標(biāo)構(gòu)建城鎮(zhèn)化進(jìn)程綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)，各項(xiàng)指標(biāo)如下：人口城鎮(zhèn)化指標(biāo)選用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎兀║R）和非農(nóng)人口比重度量（NAP）；經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程選用GDP和第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的比重（STI）度量；空間城鎮(zhèn)化指標(biāo)選用建成區(qū)面積（UBA）和本年新開工面積（NC）度量；社會(huì)城鎮(zhèn)化指標(biāo)選用人均道路擁有面積（RAC）。而被解釋變量選用房地產(chǎn)開發(fā)投資額（REDI）來(lái)度量。為了弱化數(shù)據(jù)的時(shí)間趨勢(shì)和量綱差異，對(duì)所有變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，百分?jǐn)?shù)變量除外。

為保證在回歸方程中，所選解釋變量和被解釋變量間的關(guān)系為線性且顯著，并對(duì)被解釋變量具有較大影響，則選用逐步回歸法對(duì)所選解釋變量進(jìn)行篩選。經(jīng)過(guò)篩選得出GDP、NC、STI及NAP中P值（0.000）（0.000）（0.000）（0.002）均通過(guò)1% 檢驗(yàn)說(shuō)明顯著性較好；VIF 值（3.284）（3.176）（5.401）（5.320）均小于10通過(guò)共線性診斷。故本文選取GDP、本年新開工面積、第二三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重、非農(nóng)人口比重分析安徽區(qū)域城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響。

表1 變量選取及城鎮(zhèn)化指標(biāo)構(gòu)建

（二）模型設(shè)定。據(jù)前文分析，可建立面板模型如下：

其中i為橫截面，表示安徽16個(gè)市；t為時(shí)期，代表2008年到2018年；REDIit表示第t年第i個(gè)城市的房地產(chǎn)開發(fā)投資額；αi為模型的固定效應(yīng)，代表不同城市之間的差異；β1i到β4i是模型待估計(jì)參數(shù)；GDPit、NCit、STIit及 NAPit表示第 t年第 i個(gè)城市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、本年新開工面積、第二三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重及非農(nóng)人口比重的城鎮(zhèn)化情況；μit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源。本文數(shù)據(jù)采用2008-2018年《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》和安徽各市的國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)，鑒于2011年巢湖市被撤銷將其劃為三部分，故將2008年至2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，將各年的數(shù)據(jù)依據(jù)巢湖市包含土地面積的比值劃分并入合肥市、蕪湖市以及馬鞍山市。結(jié)合研究目的及研究方法，將選取的安徽省16市劃分為：皖南、皖中和皖北地區(qū)。對(duì)于個(gè)別缺失數(shù)據(jù)使用趨勢(shì)外推法和插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了防止數(shù)據(jù)出現(xiàn)虛假回歸，需先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)時(shí),根據(jù)截面?zhèn)€體是否存在相同根分為兩類: 第一類是存在相同根檢驗(yàn),包括LLC、Hadri檢驗(yàn)等。第二類是存在不同根檢驗(yàn)，包括IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)。本文主要參考檢驗(yàn)指標(biāo)見表2。

表2 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2檢驗(yàn)表明，經(jīng)過(guò)一階差分后，第二三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占總值的比重（STI）和非農(nóng)人口比重（NAP）均拒絕原假設(shè)，結(jié)果說(shuō)明面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，由于STI和NAP變量為一階差分單整序列，可對(duì)其做協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)。由于平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，STI和NAP變量均為同階單整序列，對(duì)于具有相同單整階數(shù)的非平穩(wěn)變量，本文選取的協(xié)整檢驗(yàn)方法是基于Engle-Granger二步法的面板檢驗(yàn)，采用的方法為Pedroni檢驗(yàn)與Kao檢驗(yàn)。

表3表明：在5%的顯著性水平下，Kao檢驗(yàn)的p值為0；Pedroni檢驗(yàn)一半以上統(tǒng)計(jì)量的P值小于5%。所以從長(zhǎng)期來(lái)看，2008-2018年安徽城鎮(zhèn)化進(jìn)程與房地產(chǎn)開發(fā)之間存在平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（三）面板數(shù)據(jù)模型選擇。

1.Hausman檢驗(yàn)確定模型的影響形式。假設(shè)建立隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，利用豪斯曼檢驗(yàn)來(lái)對(duì)模型（a）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果Prob（0.0000），表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)，即模型（a）應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。

2.協(xié)方差分析檢驗(yàn)。面板模型分為三種形式：混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型。為得到有效的參數(shù)估計(jì)，必須對(duì)模型的設(shè)定形式進(jìn)行檢驗(yàn)，首先假設(shè)：

可見如果接受了假設(shè)H2，可采用混合模型進(jìn)行回歸分析。如果拒絕了假設(shè)H2，將對(duì)H1進(jìn)行檢驗(yàn)。如果接受H1，則滿足變截距模型要求。反之拒絕了H1，則采用變系數(shù)模型。通過(guò)模型回歸計(jì)算，構(gòu)建三種模型的殘差平方和分別是：混合模型為S3=16.3975；變截距模型為S2=6.3278以及變系數(shù)模型為S1=1.4692。

檢驗(yàn)以上兩種假設(shè)需要用F統(tǒng)計(jì)量，其中檢驗(yàn)假設(shè)H2的F統(tǒng)計(jì)量為：

其中N表示截面?zhèn)€數(shù)，取16；k表示解釋變量，取4；T表示考察年數(shù)為11；經(jīng)計(jì)算得出F2=13.0054，F(xiàn)1=5.2909。由于在給定5%的顯著性水平下，F(xiàn)2大于其臨界F0.05(75,96)=1.4275 則 拒絕 H2，而 F1大于 其 臨界值 F0.05（60,96）=1.4557，又拒絕了H1。因此，模型（a）的形式為變系數(shù)模型。

（四）回歸結(jié)果分析。當(dāng)采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型回歸時(shí)，由于N大于T，則采用截面加權(quán)估計(jì)法對(duì)各解釋變量進(jìn)行截面加權(quán)，并用White period系數(shù)協(xié)方差法，用于消除研究數(shù)據(jù)存在的組內(nèi)自相關(guān)與群組異方差。如表4所示，回歸結(jié)果中修整R2在0.996上，說(shuō)明解釋程度為99.6%，即模型的解釋能力較好，DW為2.26，也表明不存在序列相關(guān)，并且四個(gè)解釋變量均顯著。下面對(duì)各市進(jìn)行分地區(qū)估計(jì)，得出皖南、皖中、皖北地區(qū)系數(shù)平均值為：LnGDP：0.8863、1.4407、2.0295；STI：0.0605、-0.0279、-0.0208；LnNC：0.1364、0.20935、0.2064；NAP：-0.0306、0.0011、-0.0439。

表4 模型回歸結(jié)果

由表4可知，從整體層面來(lái)看，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、本年新開工面積和第二三產(chǎn)業(yè)占總值比對(duì)安徽房地產(chǎn)開發(fā)投資均起到顯著正向影響，但非農(nóng)人口比重對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響系數(shù)為負(fù)。而各地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)的影響存在較大差距。從各地區(qū)回歸結(jié)果來(lái)看，皖南、皖中和皖北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資均起到正向影響，其中皖北地區(qū)經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資影響系數(shù)最大。結(jié)合皖北現(xiàn)狀可知，由于皖北地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后于皖南皖中，需利用城鎮(zhèn)化推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展從而促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)張。皖南地區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響系數(shù)最大，而皖中皖北地區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的彈性系數(shù)為-0.027和-0.02，負(fù)向影響較小。因皖北第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展比重略高，淮北淮南礦業(yè)發(fā)展不足，宿州、亳州和蚌埠旅游業(yè)又未得到合理開發(fā)利用，以至于皖北地區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化發(fā)展不顯著，對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資未起到帶動(dòng)作用。皖南、皖中和皖北地區(qū)空間城鎮(zhèn)化進(jìn)程均對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資均起到正向影響（0.1364、0.209、0.206），且皖中地區(qū)對(duì)其影響最大。皖中地區(qū)不僅處于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶還擁有長(zhǎng)三角副中心城市合肥，隨著合肥都市圈發(fā)展壯大，綜合承載力不斷增強(qiáng)，城市宜居性持續(xù)優(yōu)化，吸引了較多人口轉(zhuǎn)移就業(yè)定居，這一點(diǎn)可以驗(yàn)證皖中地區(qū)人口城鎮(zhèn)化對(duì)房地開發(fā)投資起到正向影響（0.0011）。而皖南、皖北地區(qū)人口城鎮(zhèn)化對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資彈性系數(shù)均為負(fù)（-0.030、-0.043）。皖南地區(qū)部分城市（蕪湖市、馬鞍山市）人口城鎮(zhèn)化對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資起到正向影響，但區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)人口回流緩慢，皖北地區(qū)人口分布雖多但城鎮(zhèn)人口不多，加上人口外流造成人口城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后，進(jìn)而削弱了對(duì)房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)力度。

四、結(jié)論與政策建議

基于安徽省16市2008-2018年的面板數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)變系數(shù)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響，同時(shí)考察了區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化差異性影響。本文的主要結(jié)論則概括為以下幾點(diǎn)：

首先，皖南、皖中、皖北地區(qū)經(jīng)濟(jì)和空間城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資均起到正向推動(dòng)作用，只有皖中地區(qū)人口城鎮(zhèn)化對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資起到正向影響，但彈性系數(shù)不大，而皖南、皖北地區(qū)空間城鎮(zhèn)化的進(jìn)一步發(fā)展并未產(chǎn)生相應(yīng)的人口城鎮(zhèn)化，可見存在土地利用效能低的現(xiàn)象，意味著相同的土地并未得到最優(yōu)化利用，沒有朝向維持更多人口的方向發(fā)展。

其次，對(duì)各地區(qū)城鎮(zhèn)化影響分析，皖北經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化、皖南產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化以及皖中地區(qū)空間和人口城鎮(zhèn)化對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的彈性系數(shù)最大，可以看出全省城鎮(zhèn)化發(fā)展尚有差距，且南北差距較大。提升城鎮(zhèn)化速度是皖北地區(qū)的發(fā)展要點(diǎn)，而皖南地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程著重于質(zhì)量提升。與皖中相比，南北雖各有其發(fā)展側(cè)重點(diǎn)，但沒有皖中城鎮(zhèn)化進(jìn)程穩(wěn)固。

再次，從總體來(lái)講，安徽省城鎮(zhèn)化進(jìn)程和房地產(chǎn)開發(fā)投資之間的關(guān)系是長(zhǎng)期均衡的。近11年來(lái)，推動(dòng)安徽省房地產(chǎn)開發(fā)投資快速發(fā)展的是經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化，人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程未能拉動(dòng)房地產(chǎn)開發(fā)投資發(fā)展?？稍谑舜髸?huì)議上國(guó)家提出發(fā)展新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，在提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量的同時(shí)，必須做到以人口城鎮(zhèn)化為重點(diǎn)。而安徽作為新型城鎮(zhèn)化試點(diǎn)省，只有部分地區(qū)實(shí)現(xiàn)了以人口城鎮(zhèn)化推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，還需加大推進(jìn)力度。

對(duì)上述結(jié)論，本文提出下述幾點(diǎn)政策建議：與人口發(fā)展相比，土地發(fā)展過(guò)快，而土地并不是無(wú)限的。需實(shí)現(xiàn)土地與人口的協(xié)同發(fā)展，但戶籍問(wèn)題已是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城鎮(zhèn)化的重難點(diǎn)。要想提升農(nóng)村人口落戶城鎮(zhèn)的速度，就必須放寬城鎮(zhèn)落戶條件，對(duì)落戶限制進(jìn)行優(yōu)簡(jiǎn)化，逐步推進(jìn)租賃同權(quán)，試行區(qū)域戶籍一體化發(fā)展，并對(duì)已建低效用地進(jìn)行改造。第二，應(yīng)構(gòu)建區(qū)域之間協(xié)同發(fā)展，縮小區(qū)域內(nèi)差距，加強(qiáng)“一圈一群兩帶”城鎮(zhèn)發(fā)展布局，打造皖南皖北地區(qū)中心城市從而增強(qiáng)地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力，并對(duì)各市發(fā)展提出相輔相成的理念，提高全省城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量。第三，應(yīng)全面落實(shí)新型城鎮(zhèn)化，充分利用好國(guó)家政策，比如：作為國(guó)家新型城鎮(zhèn)化試點(diǎn)省，各市可借此良機(jī)根據(jù)發(fā)展情況大力試行適合自己的新機(jī)制，做到一城一策或一城多策，力求人口城鎮(zhèn)化先行，促進(jìn)房地產(chǎn)開發(fā)投資穩(wěn)定健康發(fā)展。