導(dǎo)語：房地產(chǎn)投資與就業(yè)關(guān)系分析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

［提要］本文基于面板向量自回歸模型，利用2005～2018年35個大中城市面板數(shù)據(jù)對房地產(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)投資對就業(yè)量具有顯著的正向影響，并能夠持續(xù)帶動房地產(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)。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；就業(yè)效應(yīng)；面板向量自回歸

就業(yè)是最大的民生，縱觀世界各國發(fā)展軌跡，大規(guī)模失業(yè)潮往往伴隨著經(jīng)濟(jì)衰退與社會秩序混亂，因此各國均致力于保障就業(yè)的良性發(fā)展。解決就業(yè)問題也是我國促進(jìn)社會和平穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然要求。據(jù)統(tǒng)計，2018年中國城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)為974萬人，全國城市調(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，實現(xiàn)充分就業(yè)，是我國現(xiàn)代社會發(fā)展的重要目標(biāo)之一。而隨著我國城鎮(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)投資對于促進(jìn)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要作用。劉國慶等人運(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)通過房地產(chǎn)開發(fā)建設(shè)可以向前和向后推動相關(guān)行業(yè)的發(fā)展。劉萬慶基于2000～2018年的相關(guān)數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長有助于促進(jìn)房地產(chǎn)投資增長。與此同時，部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)投資對提高居民生活水平、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)。胡人斌對房地產(chǎn)投資的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量均呈現(xiàn)明顯的增長趨勢，房地產(chǎn)投資對擴(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)增長方面，鮮少關(guān)注房地產(chǎn)投資與就業(yè)間相關(guān)關(guān)系?；诖?，本文在當(dāng)前已有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國當(dāng)前就業(yè)的實際情況，利用2005～2018年我國35個大中城市的相關(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)間動態(tài)關(guān)聯(lián)程度的統(tǒng)計分析工具，可以降低模型對數(shù)據(jù)量和形式的要求，分析經(jīng)濟(jì)變量在沖擊發(fā)生時的動態(tài)響應(yīng)，得到不同沖擊對變量的影響，模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：Yit=y0+kj=1ΣyjYit-j+αi+βt+εit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，k代表滯后階數(shù)，yj代表估計參數(shù)矩陣，αi為個體效應(yīng)，βt為時間效應(yīng)，εit表示隨機(jī)干擾項。（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)開發(fā)經(jīng)營領(lǐng)域和金融資產(chǎn)領(lǐng)域的投資經(jīng)營行為。本文選取各城市房地產(chǎn)開發(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，還能通過影響相關(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)來源于歷年《房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》和各城市官方統(tǒng)計局。為消除異方差影響，對上述變量進(jìn)行對數(shù)處理，分別記為lnREI、lnEN。

二、結(jié)果分析

（一）現(xiàn)實特征。從時間維度分析我國35個大中城市的房地產(chǎn)投資與就業(yè)量變化，具體結(jié)果如圖1所示。隨著我國經(jīng)濟(jì)騰飛，房地產(chǎn)市場飛速發(fā)展，由此帶動房地產(chǎn)開發(fā)投資額逐年上升，房地產(chǎn)開發(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)量劃分為三個階段。2005～2009年間，房地產(chǎn)開發(fā)投資額由2005年的15，909億元增長至2009年的36，241億元，漲幅高達(dá)56.1%，房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)則由151.62萬人增長至195萬人，漲幅約為28.6%；房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)呈波動上漲態(tài)勢，房地產(chǎn)開發(fā)投資額則持續(xù)提升。該時期受到全球金融危機(jī)的影響，大規(guī)模失業(yè)潮來臨，整體收入水平降低，國民生產(chǎn)總值與社會消費(fèi)總額大幅下降，為應(yīng)對經(jīng)濟(jì)下滑，我國政府出臺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)開發(fā)投資，使得房地產(chǎn)投資在2005～2009年間保持增長態(tài)勢。2010～2015年間，房地產(chǎn)開發(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)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)則由209.1萬人上漲至273.8萬人，漲幅為23.63%。該時期房地產(chǎn)開發(fā)投資額與房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)均呈現(xiàn)穩(wěn)步增長態(tài)勢。為抑制飛速飆升的房價，我國政府出臺了以限購限售為主的調(diào)控政策，嚴(yán)格管控各城市房地產(chǎn)市場，2010年被廣大網(wǎng)友稱為“史上最嚴(yán)調(diào)控年”。雖然房地產(chǎn)市場受到嚴(yán)格管控，但人們對房價上漲的預(yù)期不變，樓市持續(xù)升溫，開發(fā)商認(rèn)為有利可圖，仍然將大量資金投入房地產(chǎn)開發(fā)建設(shè)中，導(dǎo)致房地產(chǎn)開發(fā)投資額逐年上漲。房地產(chǎn)開發(fā)建設(shè)量提升，對勞動力的需求也明顯增加。2016～2018年間，我國房地產(chǎn)開發(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)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)由2016年的275.2萬人增加至289萬人，漲幅為5%。該時期房地產(chǎn)投資與就業(yè)量漲幅相比于上一時期明顯降低。近年來，我國人口自然增長率明顯降低，人口老齡化趨勢明顯，隨著社會產(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)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人員增長幅度有所收斂；各地方政府不斷出臺房地產(chǎn)調(diào)控政策嚴(yán)格管控市場，導(dǎo)致房地產(chǎn)開發(fā)投資漲幅明顯下降。（圖1）通過對比2005年與2018年的房地產(chǎn)開發(fā)投資額與房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)發(fā)現(xiàn)，2018年全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額是2005年的13.2倍，房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)從業(yè)人數(shù)是2005年的1.91倍，由此可見房地產(chǎn)投資與就業(yè)量的增長水平與發(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，但整體上保持上漲態(tài)勢，除2008年就業(yè)量有所降低、2015年房地產(chǎn)投資的增長幅度略有停滯外，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，對此進(jìn)行實證分析。（二）面板單位根檢驗及滯后階數(shù)的確定。為避免偽回歸問題，本文綜合運(yùn)用LLC準(zhǔn)則、IPS準(zhǔn)則與ADF準(zhǔn)則對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明房地產(chǎn)投資與就業(yè)在10%的統(tǒng)計水平上均拒絕原假設(shè)，數(shù)據(jù)平穩(wěn)，滿足構(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)過大會增加模型的估計參數(shù)從而降低模型自由度，滯后階數(shù)過小則會影響模型估計結(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。格蘭杰因果檢驗是一種檢驗經(jīng)濟(jì)變量間因果關(guān)系的分析方法，主要針對具有平穩(wěn)性的時間序列變量，在面板向量自回歸模型中作為檢驗變量相互關(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，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，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，房地產(chǎn)投資與就業(yè)量存在單向因果關(guān)系，此時房地產(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；滯后期數(shù)為6、7、8時，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，此時房地產(chǎn)投資對就業(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，但二者間的相互反應(yīng)存在明顯的滯后性。（表1）（四）脈沖響應(yīng)分析。本文利用Stata軟件，通過1，000次蒙特卡洛模擬實驗得到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，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。總體來看，滯后10期的累計效應(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，前5期保持正向波動，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。總體來看，沖擊期的累計效應(yīng)為正，即房地產(chǎn)投資對就業(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，當(dāng)期反應(yīng)達(dá)到峰值，隨后影響逐漸減弱，第7期時轉(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）（五）方差分解。通過方差分解對房地產(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%，表明過去的就業(yè)人數(shù)波動能夠較大程度地解釋當(dāng)期人數(shù)的波動，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，盡管房地產(chǎn)投資對就業(yè)量的邊際貢獻(xiàn)率較低，但自首期開始，邊際貢獻(xiàn)率穩(wěn)步提升，至第10期時，房地產(chǎn)投資對就業(yè)量的邊際貢獻(xiàn)率已超過22.9%，表明房地產(chǎn)投資對就業(yè)量的影響逐年增長。（表2）

三、結(jié)論

本文利用2005～2018年35個大中城市的相關(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、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等實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，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，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)投資增長還能夠帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為社會提供更大規(guī)模的就業(yè)機(jī)會，進(jìn)一步提升社會的就業(yè)量。同時，就業(yè)量增長對房地產(chǎn)投資也具有正向影響，從事房地產(chǎn)行業(yè)的勞動力增加，能夠在一定程度上保障房地產(chǎn)市場的發(fā)展，從而帶動房地產(chǎn)投資上漲。具體而言，勞動力作為生產(chǎn)過程中的重要因素，其増加會必然帶動整個國民生產(chǎn)總值的增長，而房地產(chǎn)業(yè)作為整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的一個重要產(chǎn)業(yè)，將依據(jù)其在整個經(jīng)濟(jì)體系中的感應(yīng)度對國民經(jīng)濟(jì)的増長做出反應(yīng)，房地產(chǎn)投資因此也得到相應(yīng)的増長。（三）由方差分解結(jié)果可知，房地產(chǎn)投資對就業(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)投資對就業(yè)的影響程度隨著時間變化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展得到明顯提升。但截至研究期末，就業(yè)量對自身的邊際貢獻(xiàn)率為75%，表明就業(yè)量的增長除房地產(chǎn)投資的帶動作用外，仍有較大一部分是依賴自身進(jìn)行合理解釋，即就業(yè)量在受到房地產(chǎn)投資影響的同時還具有較強(qiáng)的依賴自身慣性發(fā)展的特性。

主要參考文獻(xiàn)：

［1］陳漢鵬，卜振興.人力資本測算及對經(jīng)濟(jì)增長的實證研究———基于第六次全國人口普查數(shù)據(jù)的分析［J］.重慶社會科學(xué)，2019（11）.

［2］梁云芳，高鐵梅，賀書平.房地產(chǎn)市場與國民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的實證分析［J］.中國社會科學(xué)，2006（03）.

［3］王國軍，劉水杏.房地產(chǎn)業(yè)對相關(guān)產(chǎn)業(yè)的帶動效應(yīng)研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004（08）.

［4］劉皖青.新經(jīng)濟(jì)態(tài)勢下經(jīng)濟(jì)增長對房地產(chǎn)投資依賴度的變化分析———基于2000-2018數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗［J］.企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019.38（11）.

［5］田霄燕.中國房地產(chǎn)業(yè)的就業(yè)“乘數(shù)效應(yīng)”分析［J］.中國房地產(chǎn)金融，2003（11）.

［6］胡人斌.房地產(chǎn)投資對就業(yè)的帶動效應(yīng)分析———基于PVAR模型［J］.中國房地產(chǎn)，2019（33）.

［7］張洪，金杰，全詩凡.房地產(chǎn)投資、經(jīng)濟(jì)增長與空間效應(yīng)［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究，2014（01）.

作者：韋蘭寧 唐曉蓮 單位：廣東工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院