房地产投资对经济基本面的影响范文

摘要：我国区域房地产投资与经济基本面具有较强的相关性。本文构建递归模型，反映区域房地产投资对经济基本面的联合影响，以及直接弹性与间接弹性关系。实证分析表明，区域房地产投资对房地产供应产生直接弹性影响；区域房地产投资引致的固定资产投资增速接近一倍；东部与中部的房地产投资能够吸引资金市场的相应供给，但西部的房地产投资缺乏资金支持；区域房地产投资对经济增长的间接影响略大于直接影响，其中，东部与西部的房地产投资对经济增长的带动效应基本相同，但中部的直接带动效应较弱。最后，本文提出了相应的区域房地产调控政策建议。

关键词：房地产投资；经济基本面；联合影响；直接弹性；间接弹性

一、引言

近年来，我国房地产市场“区域分化”明显，不同区域的房地产投资对经济基本面的影响不尽相同。就东部地区而言，其房地产投资对区域房地产供应、固定资产投资、资金市场供给以及经济增长的带动作用仍然较强；而中部与西部面临的房地产投资萎缩、房地产库存严重等问题对区域经济基本面的冲击则愈加显现。诚然，区域房地产投资对经济基本面的影响，不单单是对经济增长的影响，而是涉及到经济基本面多个方面的联合影响。那么，区域房地产投资对经济基本面哪些指标产生显著的联合影响，其直接影响作用与间接影响作用有多大，这些问题是本文的研究所在。有关区域房地产投资对经济层面的影响，国内外研究主要围绕房地产投资对经济增长的影响作用而展开。在其影响关系分析上，一类是利用格兰杰因果关系检验房地产投资与经济增长两者之间是否具有因果关系，并由此建立VAR模型；另一类是利用投入产出法或要素投入贡献率分解法，运用生产函数或拓展的柯布-道格拉斯生产函数，建立房地产投资与经济增长的投入产出关系。

主要结论包括：Green（1997）对1952—1992年美国住宅投资与GDP的影响关系进行实证分析，指出住宅投资是GDP的格兰杰原因，且住宅投资引导了美国经济的周期变动；Wigren和Wilhelmsson（2007）利用14个欧洲国家的房地产数据进行分析，认为住宅投资对经济增长产生了长期的影响；梁云芳、高铁梅等（2006）运用脉冲响应模型，分析房地产投资的冲击对经济增长的长期影响作用，认为房地产市场与经济基本面之间既互相拉动又互相牵制；孔煜（2009）鉴于房地产业的区域性特征，分析指出我国东部与中部地区的房地产投资额与经济增长互为因果关系，而西部地区并不存在这种因果关系；张洪、金杰等（2014）[5]利用1998—2010年我国70个大中城市的面板数据，采用空间动态面板数据方法，构建了包括房地产投资及其空间效应的空间动态计量模型，实证分析房地产投资对经济增长的地区影响效果；等等。这些研究主要考虑房地产投资与经济增长两者之间的影响关系。本文以我国东部、中部和西部为研究对象，通过分析区域房地产投资与经济基本面多个指标的相关性，探讨区域房地产投资对经济基本面的联合影响，由此建立联立方程组形式的递归模型，以检验影响关系的有效性，并估计其直接与间接影响作用的大小，从而为制定因地制宜的房地产调控政策提供量化依据。

二、区域房地产投资与经济基本面的相关性

在房地产业与经济基本面构成的经济系统中，房地产业通过房地产投资与房地产供应（如：房屋面积与套数等）同全社会固定资产投资（简称：固定资产投资）、资金市场供给以及经济增长紧密联系。其中，房地产投资是固定资产投资的重要组成部分；房地产供应所提供的产品及其带动的相关产业的关联发展，反映了房地产所属产品及其相关产品的总消费对国民经济的影响；而房地产业又是资金密集型产业，其吸引的资金流向带动人力与物力的集聚，直接或间接地拉动国民经济增长。因此，这里以房地产供应、固定资产投资、资金市场供给以及国内生产总值（GDP）组成经济基本面指标。考虑房地产投资与经济基本面的区域差异，本文以我国28个省（市）为研究对象。为叙述方便，仍然将这28个省（市）划分为东部、中部和西部区域，东部包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部包括：山西、吉林、安徽、黑龙江、江西、河南、湖北、湖南；西部包括：广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏。同时，考虑数据的可获得性和完整性，选择的样本区间为2005年1季度至2015年4季度。因数据缺失，西部区域数据未包含内蒙古、西藏和新疆的数据。数据来源于中经网统计数据库、国家统计局。我国东部、中部与西部的房地产投资总额不尽相同，但区域房地产投资占其固定资产投资比重的变动态势基本一致。

2005年1季度至2015年4季度区域房地产开发投资完成额占其固定资产投资额比重的变化（注：数据进行了季节调整，消除了季节影响）。由图1可见，东部、中部与西部的房地产投资占比分别在均值线25%、15%和20%上呈现基本一致的走势。统计显示，东部、中部和西部的房地产投资占比分别平均为24.79%、15.61%和19.82%，其波动幅度均在一个标准差左右。近年来，各区域房地产投资占比都呈现下降态势，同样是平均下降5个百分点。其中，东部从高位27.52%降至22%左右、中部由17.64%降至13%左右、西部从22.61%降至17%左右。究其缘由，东部、中部和西部的房地产投资与其固定资产投资的变化是同步的，两者的相关系数都达到0.99以上，具有很强的相关性。以区域房地产竣工面积与新开工面积之和表示房地产供应，以广义货币供应量（M2）表示资金市场供给，统计显示，东部房地产投资与其房地产供应、资金市场供给以及GDP的相关系数分别为0.75、0.92和0.98；中部的分别为0.84、0.88和0.97；西部的分别为0.84、0.94和0.96。因而，区域房地产投资与房地产供应、资金市场供给以及GDP之间也呈现较强的相关性。综上所述，区域房地产投资与经济基本面之间具有较强的相关性。

三、区域房地产投资对经济基本面的影响关系设定

1、提出假设

依据房地产理论和上述区域房地产投资对经济基本面的相关性分析，假设房地产投资是影响经济基本面的直接外部因素，且通过经济基本面的内部单向作用产生间接影响。对此，提出以下假设。假设1：区域房地产投资将带动房地产供应、引致固定资产投资、吸引资金市场供给，进而拉动国民经济增长，因而，区域房地产投资对房地产供应、固定资产投资、资金市场供给以及GDP产生直接的正向影响。假设2：由于房地产供应的增加会扩大总消费，减少总投资，但最终仍然是带动经济增长，由此，房地产供应对固定资产投资、资金市场供给产生直接的负向影响，而对GDP产生直接的正向影响。假设3：固定资产投资对资金市场供给、GDP产生直接的正向影响。假设4：资金市场供给产生的集聚效应将带动经济增长，因此，资金市场供给对GDP产生直接的正向影响。

2、递归模型的设立

（1）面板数据的指标选取。依据上述东部、中部和西部区域的划分，样本数据为2005年1季度至2015年4季度各区域对应省（市）的季度数据组成的面板数据，其中，东部是11个省（市）组成的样本量为484的面板数据，中部是8个省（市）组成的样本量为352的面板数据，西部是9个省（市）组成的样本量为396的面板数据。在指标与变量选取中，以各省（市）房地产开发投资完成额表示房地产投资（记作：X）（单位：亿元），以其房地产竣工面积与新开工面积之和表示房地产供应（记作：Y1）（单位：万平方米），以其全社会固定资产投资总额表示固定资产投资（记作：Y2）（单位：亿元），选取广义货币供应量（即：M2）表示资金市场供给（记作：Y3）（单位：亿元），各省（市）GDP（记作：Y4）（单位：亿元）。同时，为避免数据可能出现的异方差性，所有变量均以对数形式引入模型之中，简记为：ln（）。

（2）递归模型。在计量经济学的联立方程模型中，递归模型（RecursiveModels）[6]以其独特的内生变量单向传递关系，通过联立方程组的形式，系统地反映内生变量之间、外生变量与内生变量之间的因果依赖性以及直接与间接联合影响关系。于是，递归模型的内生变量为：房地产供应、固定资产投资、资金市场供给以及GDP；外生变量为房地产投资。为简便起见，不妨将外生变量与滞后变量组成的向量简记为Z。

1，2，3，4。在递归模型式（1）中，第一个方程为区域房地产供应方程，假设房地产供应主要由房地产投资及相关滞后变量所决定；第二个方程为区域固定资产投资方程，假设固定资产投资不仅受房地产投资及相关滞后变量的影响，而且与第一个方程的内生变量（房地产供应）有关，因而，将房地产供应与房地产投资两者都看作是决定固定资产投资的“原因”；由此类推，第三个方程为区域资金市场供给方程，假设决定资金市场供给的“原因”包含第一、第二个方程的内生变量（房地产供应、固定资产投资）以及房地产投资；第四个方程为区域GDP方程，假设GDP由第一至第三个方程的内生变量以及房地产投资共同决定。于是，这些方程的内生变量之间、外生变量与内生变量之间形成了因果决定关系，其系数βij反映了经济基本面的内部弹性影响；系数γij为房地产投资等外部因素影响经济基本面的直接弹性，而∑（βij×γkl）则为间接弹性。

四、区域房地产投资影响经济基本面的实证分析

1、面板数据的协整性与变截距效应检验

（1）面板数据的单位检验与协整检验。面板数据的单位根检验显示，东部区域的所有变量均为2阶单整的非平稳序列；中部与西部区域的变量则同为1阶单整非平稳序列。进一步，Johansen协整检验显示，各区域的这五个变量之间均存在协整关系方程。由于递归模型的单个方程均满足最小二乘估计方法的基本假定，所以，对于单整阶数相同且具有协整关系的面板数据，单个方程均可以直接用最小二乘法进行估计。

（2）变截距效应的检验。依据面板数据的特征，递归模型的截距项或斜率系数可能随横截面单元的个体（即：省（市））的不同而变化。如果这些系数随个体是不变的，其对应的模型是固定效应模型，估计的系数被称为共同系数；如果截距项或斜率系数随个体不同而变化，其模型被称为变截距效应模型或变斜率效应模型。经计算与检验显示，东部、中部与西部区域的面板数据对应的递归模型具有变截距效应，而斜率系数则是固定效应。因此，各区域的递归模型具有变截距效应的特征。

2、递归模型的估计

现分别利用东部、中部与西部区域的面板数据，对递归模型的单个方程进行逐个估计。由最小二乘法得到2005年1季度至2015年4季度我国区域房地产投资影响经济基本面的直接弹性与间接弹性，以及经济基本面指标之间的内部弹性，其变量指向关系与对应的弹性系数如表1所示（因篇幅所限，未列出其变截距项部分的回归结果），同时，模型的整体拟合效果较好，且不存在异方差和自相关性。因此，回归方程可用于经济分析。

3、比较分析区域房地产投资的弹性影响

根据上述回归系数，经整理得到2005年1季度至2015年4季度我国区域房地产投资影响经济基本面的直接弹性与间接弹性，以及经济基本面指标之间的内部弹性。

（1）直接弹性。一是房地产供应：房地产投资对房地产供应产生直接弹性作用，弹性值分别为0.527、0.685和0.545，即东部、中部与西部的房地产投资每提高1%，将使其房地产供应（面积）分别上升0.527%、0.685%和0.545%，因而，不同区域的房地产供应增速基本相同。二是固定资产投资：东部、中部与西部的直接弹性均接近于1，表明区域房地产投资引致的固定资产投资增速接近一倍。三是资金市场供给：东部与中部的直接弹性为正，分别为0.227和0.137，表明东部与中部的房地产投资每上升1%，将吸引资金的供给分别提高0.227个百分点和0.137个百分点；但西部的直接弹性是负值，这与理论上假设的正向影响不一致，说明西部的房地产投资缺乏资金支持，其投资每提高1%，资金供给却下降了0.135%。四是GDP：东部、中部与西部的直接弹性分别为0.198、0.06和0.165，即房地产投资每提高1%，将直接带动经济增长分别提高0.198个百分点、0.06个百分点和0.165个百分点。因此，东部与西部的经济增长带动效应基本相同，而中部的带动效应较弱。

（2）间接弹性。区域房地产投资对经济基本面的间接影响，来自经济基本面的内部影响关系和弹性作用。具体来说：一是房地产供应的负向传递作用，使固定资产投资增速下降。这与理论假定是一致的，说明当房地产供应增加时，总消费的扩大使得总投资减少。经计算，东部、中部与西部的固定资产投资间接弹性分别为-0.038、-0.223和-0.046。可见，东部和西部的间接弹性较小，这种间接影响不敏感；而中部的弹性较大，间接影响较为敏感，表明中部的固定资产投资缺乏后续支撑。二是西部的资金市场供给间接弹性增大。虽然西部房地产投资引致资金市场供给不足，但其间接带动的资金市场供给弹性较大，弹性为0.316。三是区域GDP的间接弹性大于直接弹性。区域房地产投资通过房地产供应与资金市场供给对GDP产生间接作用，东部、中部和西部的间接弹性分别为0.220、0.211和0.179。比较而言，区域GDP的间接弹性略大于直接弹性。因此，区域房地产投资对经济增长的间接带动效应不容忽视。

五、结论与政策建议

1、主要结论

我国区域房地产投资与房地产供应、固定资产投资、资金市场供给以及GDP组成的经济基本面具有较强的相关性。构建的递归模型反映了区域房地产投资对经济基本面的联合影响，以及直接弹性与间接弹性关系。实证分析表明，区域房地产投资对房地产供应产生直接弹性影响；区域房地产投资引致的固定资产投资增速接近一倍；东部与中部的资金市场供给具有正向直接弹性，表明房地产投资能够吸引资金市场的相应供给，但西部的房地产投资缺乏资金支持。同时，区域房地产投资对经济增长的间接影响略大于直接影响，其中，东部与西部的房地产投资对经济增长的带动效应基本相同，但中部的直接带动效应较弱。

2、政策建议

（1）保持房地产业平稳发展，防止区域房地产投资的过度下滑对国民经济产生下行冲击。区域房地产投资不仅直接影响房地产关联产业的发展、固定资产投资的增速、资金市场供给以及经济增长，而且对经济增长产生显著的间接影响。因此，在宏观经济处于新常态的背景下，保持房地产业的适度发展，有利于创造一个稳定的宏观经济环境，有利于稳定发挥投资要素对经济增长的贡献。

（2）实施区域差异化的房地产投资策略。东部房地产投资的转型升级，有利于经济基本面逐步退出对房地产的过度依赖。中部房地产投资对经济增长的直接带动效应较弱，因而，需要将投资更多地转移到其他产业领域，以促进区域经济增长。由于西部房地产投资缺少资金供给的支持，因此，在资金供应有限的条件下，应适度开发房地产业，以保证其他行业发展的资金需求。

（3）区域房地产调控从需求侧转向供给侧，以提高调控效果。近年来，我国房地产市场经历了大范围的多轮房地产调控，尽管实施了差异化的区域限购、限贷等需求管理政策，但始终未能达到预想的调控效果，而是落入“限购限贷”与“放松限购限贷”的循环圈。可将这种以需求管理为主的调控转向房地产供给侧管理，即：在规范房地产有序开发的同时，提高房地产供应的有效供给，将房屋的“空置”、“库存”转化为人们当前的居住与商用需求，进而使区域房地产调控跳出“循环圈”，达到预期的调控效果。

参考文献

[1]梁云芳、高铁梅、贺书平：房地产市场与国民经济协调发展的实证分析[J].中国社会科学，2006（3）.

[2]孔煜：我国房地产发展与经济增长关系的实证研究[J].工业技术经济，2009，28（5）.

[3]张洪、金杰、全诗凡：房地产投资、经济增长与空间效应———基于70个大中城市的空间面板数据实证研究[J].南开经济研究，2014（1）.

[4]白仲林：面板数据的计量经济分析[M].南开大学出版社，2008.

作者：王琴英1、2;王爱琳1;常昆1 单位：1、北京工商大学2、北京工商大学