则可知，A1捕捉变量x与y的长期均衡关系，同时表征Y关于X的长期乘数效应。
在刻画变量间长期均衡关系基础上，本文对式（1）两端同时减去响应变量y的滞后一期因素yt-1，并同时在等式右端加减α2*xt-1，则可得到：
△yt=α0+（α1-1）*yt-1+α2*△xt+（α2+α3）*xt-1+μt （4）
同时由上文，可以得出：α0=A0*（1-α1），（α2+α3）=A1*（1-α1）。式（4）可以整理为：
△yt=（α1-1）*（yt-1-A0-A1*xt-1）+α2*△xt+μt （5）
则式（5）即为DHSY模型一般形式。可以看出，当变量之间关系为：y=A0+A1*x时，误差项即为：yt-A0-A1*xt，结合经典计量经济学理论可以知道该误差项捕捉t期响应变量yt关于控制变量xt短期波动方向和程度。通常称式（5）中误差项系数（α1-1）为短期调整系数，表征t-1期响应变量对短期波动偏离调整幅度，系数绝对值越大表明响应变量对短期偏离调整力度也就越大，反之亦反。
本文变量的选取主要依据两个原则：一是已有的相关研究，二是变量自身经济意义。首先，针对我国房地产投资结构因素，文章选取经济适用房投资总额占房地产投资总额比例表征公益性房地产投资结构部分（PREI），选取商业经营用房投资占投资总额比例表征商业性房地产投资结构部分（CREI）；其次，选取政府财政收支差额环比增长率表征政府财政行为（FB），因为财政赤字在一定程度上折射政府财政行为，如果持续政府财政赤字表明政府实施积极财政行为，反之则是稳健财政行为，同时也在一定程度上捕捉到政府间的财政竞争行为（Qian，Weingast，1996、1997）；Jin，Qian，Weingast，2005等）和政府财政收入行为演化（JeanC. Oi，1997；杨瑞龙，2004；周黎安，2004、2007等）。在此基础上，虽然很多学者和机构对我国政府债务总额进行不同统计口径的测算（欧阳德，2013；钟正生，2013等），但是均没有得出统一持续债务数据，故而文章在现有研究基础上选取我国货币当局对政府债权环比增长率（MAGB）来捕捉政府债务的运行状况，虽然无法捕捉到全部政府债务运行情况，但是结合我国政府债务渠道主要依靠银行金融机构贷款的现状，MAGB在很大程度上反映出我国政府债务运行实际。最后，结合实际经济运行状况为了避免遗漏相关重要变量而造成拟合回归偏误，选取经济增长率（g）捕捉宏观经济运行状况，同时利用金融机构各项存款总额与贷款总额比值（DTIR）捕捉金融机构风险因素，最后为了捕捉房地产市场对政府财政和债务行为的反馈效应，本文对房地产开发综合景气指数（REDI）进行控制。在变量选取基础上结合前文DSHY模型设定经济学原理，得出本文的经验论证模型。首先结合文章研究假设H1和H2，给出公益性房地产投资结构对政府财政行为直接影响及通过财政行为对政府债务风险运行趋势间接影响效应方程：
同时给出商业性房地产投资结构部分对政府财政行为的直接影响及通过财政行为对政府债务风险运行趋势的间接影响效应方程：
其中，μPREI，t为政府财政行为对公益性房地产投资结构直接线性回归误差项，表征政府财政行为关于公益性房地产投资t期短期偏离；同样μFB，t表征政府债务关于财政行为t期短期偏离；μCREI，t捕捉的是政府财政行为关于商业性房地产投资t期短期偏离。其具体表达式参见上文分析。
在变量选取的基础上，为了使得拟合结果更好地契合我国经济运行状况并结合数据可获得性，选取对应变量2003年1月至2013年1月期间的月度数据作为样本观测数据。数据来自于中经网统计数据库和CSMAR研究数据库。
（二）实证检验
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