張 賀

（南京大學 商學院，江蘇 南京 210093）

一、引言

自21世紀以來，房地產(chǎn)行業(yè)作為我國的支柱型產(chǎn)業(yè)，是經(jīng)濟增長的重要來源。房地產(chǎn)行業(yè)是一種資金密集型產(chǎn)業(yè)類型，其發(fā)展主要依靠兩個方面：強大的資金以及金融機構，資金作為后盾，金融機構作為依賴。相關文獻表明：銀行貸款（直接和間接）所提供的資金是房地產(chǎn)資金總數(shù)的50%左右，從而會給銀行帶來較大的金融危機[1]。Rajan等學者使用了西方七國之間的數(shù)據(jù)，從而得到了房地產(chǎn)與當?shù)卣w經(jīng)濟之間的關系，分析結果可知不同國家具有不用類型的房地產(chǎn)公司類型，其公司特征決定了公司的主要資本結構，該結構不能被其他機構所解釋和使用[2]。

房地產(chǎn)行業(yè)波動性較大且不具有規(guī)律性，會直接影響資源配置、資金浪費等現(xiàn)象，甚至會對國家宏觀調控造成負面影響，嚴重時可造成金融危機。[3][4]與此同時，房地產(chǎn)也逐漸成為投資、保值的對象，勢必導致房價波動范圍較廣，從而進一步拉大貧富差距，對我國整體經(jīng)濟結構造成不可預估的影響。[5]針對上述現(xiàn)狀，本文通過對房地產(chǎn)價格以及測度指標的研究，分析了房地產(chǎn)對我國整體經(jīng)濟的主要影響以及產(chǎn)業(yè)結構的主要影響機制，對于完善房地產(chǎn)行業(yè)投資理論，促進我國經(jīng)濟上升具有重要的學術價值和實際指導意義。

二、文獻綜述

房地產(chǎn)與整體經(jīng)濟的關系主要體現(xiàn)在經(jīng)濟增長、利率以及銀行信貸等方面。19世紀七十年代初，美國學者Green等人研究了住宅投資與GDP之間的內部關系，數(shù)據(jù)來源于1959-1992年美國房地產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，結果表明兩者之間為格蘭杰原因，反之則無。Kim等學者針對房地產(chǎn)投資和GDP數(shù)據(jù)，對其進行方差分解，然后使用數(shù)據(jù)進行脈沖響應分析，實證結果表明，住宅投資與GDP會有一定聯(lián)系，當投資類型為非住宅時，會對住宅投資產(chǎn)生負面影響[6]。

Gauger等學者使用了協(xié)整分析的方式，對美國金融管制前后住宅投資、銀行利率與國民GDP關系進行研究，其結果表明金融管制前，利率變化會對住宅投資造成影響明顯；在管制后，除了利率變化，GDP也會對住宅投資造成影響[7]。Miles等學者使用VAR模型，針對住宅投資和宏觀經(jīng)濟互動進行了實證探究。其結果表明住宅投資是美國經(jīng)濟周期內最為關鍵的投資，住宅投資可有效拉動非住宅投資，其有效促進內需消費。Cases等人研究了房價上漲所產(chǎn)生的財富效應，他們認為會有效降低居民消費增長，其原因為當房價上漲時，所帶來的財富效應會與股市下跌相互抵消[8]。Miller等學者對住房價格波動進行定義為其價格增長率的變化，使用三種不同模型進行實證研究，其結果表明：產(chǎn)出增產(chǎn)率與房價波動之間是格蘭杰因[9]。

三、房地產(chǎn)對經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響的計量模型的選取

近年隨著經(jīng)濟形勢逐漸變化以及一帶一路政策的不斷推進，我國經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構會受到外界的不斷沖擊。因此，為了考察房地產(chǎn)對經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構的影響，本文選擇變參數(shù)模型，該模型主要根據(jù)狀態(tài)空間模型進行搭建，量測方程如（1）所示。

其中βt與時間成正比關系，從而反映了解釋變量與因變量直接的變化關系，可變參數(shù)βt具有不可觀測性，為了獲得其具體值，需使用可觀測變量xt和yt進行估值。然后使用狀態(tài)空間變參數(shù)模型，對房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)投資與我國整體經(jīng)濟建立模型：

RI表示房地產(chǎn)投資情況，本文使用GDP作為經(jīng)濟指標，計量模型的回歸方式為對數(shù)回歸，因此回歸系數(shù)βt是具有彈性意義的，當房地產(chǎn)開發(fā)商針對當?shù)赝顿Y增加時，則GDP也會增加βt個百分點。

針對房地產(chǎn)對經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響，量測方程需進一步擴展，最終得到對數(shù)型計量模型：

其中j＝1，2，3，…35，固定資產(chǎn)與房地產(chǎn)投資之差用NRIjt表示，j地區(qū)第t期房地產(chǎn)買入為GIjt，其貸款為DKjt，該系數(shù)可有效反應房地產(chǎn)貸款與經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構之間的關系。房地產(chǎn)與經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構之間具有內生性關系，因此上述模型中的參數(shù)可存在內生性問題，為有效消除上述現(xiàn)狀，估算過程中使用了GMM方法。

四、實證分析

（一）變量選取和相關假設

本文選取2007-2018年我國11個大中城市房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)投資數(shù)據(jù)和整體經(jīng)濟增長情況，35個大中城市主要包括北京、天津、上海、深圳、杭州、南京、天津、沈陽、大連、南京、成都。主要變量為固定資產(chǎn)與房地產(chǎn)投資之差、房地產(chǎn)買入量、貸款額、房地產(chǎn)開發(fā)投資總額、人均GDP。由于時間跨度較大，通貨膨脹會對研究造成影響，以2007年為基準期，利用各個城市的CPI，從而將主要變量調整成去除通貨膨脹后量，表1為2007年-2018年全國11個大中城市各個變量之間關系。

表1 2007-2018年11個大中城市房地產(chǎn)投資、整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)

由表可見：2007-2018年間，我國主要11個大中城市房地產(chǎn)投資呈現(xiàn)上升趨勢，由2007年的8.7%上升到2018年的18.9%；固定資產(chǎn)投資額整體趨勢較為平穩(wěn)，變化性不大，基本保持在20%左右，開發(fā)貸款量整體在25%左右波動，從而說明貸款是房地產(chǎn)開發(fā)資金來源之處；商品房銷售總額逐步提高，由2007年的4.7%上升到2018年的32.1%，從而說明了2018年16.3%國民生產(chǎn)總值用于房地產(chǎn)交易。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文房地產(chǎn)開發(fā)商投資量、國民生產(chǎn)總值、消費者物價指數(shù)主要來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，商品房銷售額來源于中國城市統(tǒng)計年鑒，不同城市的GDP來源于相關城市的統(tǒng)計年鑒，相關房地產(chǎn)貸款利率來源于中國人民銀行相關網(wǎng)站。

（三）實證結果與分析

為了防止偽回歸現(xiàn)象出現(xiàn)，本文對各個變量進行單位根檢驗。針對面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，主要分為同質和異質單位根檢驗：同質單位根檢驗包括LLC檢驗、Breitung檢驗以及Hadri檢驗；異質面板檢驗主要包括IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗以及Fisher-PP檢驗，本文使用的不同檢驗方法，其結果如表2所示。

表2 各單位根檢驗結果

由檢驗結果可知：在2007-2018年間，模型（1）和（3）所包含變量具有的關系為長期均衡，不同變量檢驗結果可信度較高，具有實際意義，LLC檢驗最高值為-4.78，最小值為-18.36，而Fisher最大值為110.36，最小值為4.23。

本文使用GMM估計進行一致估計量檢驗，假設出現(xiàn)了1階回歸，但是二階自相關回歸不出現(xiàn)，則說明了模型在差分后所得到的殘差項不具有序列相關。Sargan檢驗主要目的是檢測統(tǒng)計量是否正確，假設條件為工具變量和殘差項不具有相關性，實證變量服從（m-n）的x2分布，其中（m-n）為自由度，工具變量數(shù)目為m，解釋變量為n。在估計過程中，內生變量為Yjt、RIjt以及DKjt，其他變量為外生變量。最后模型估計的計算方式為系統(tǒng)GMM，其結果如表3所示。

表3 我國11個大中城市房地產(chǎn)投資與整體經(jīng)濟關系的GMM回歸結果

由表可見：在回歸模型（1）（2）和（3）中，其解釋變量系數(shù)與經(jīng)濟理論符號具有一致性，Chin2檢驗結果說明了模型在1%水平較為顯著；Sargan檢驗結果說明在系統(tǒng)中所得到的工具變量是合理有效的；殘差序列檢驗說明系統(tǒng)具有1階序列相關，從而滿足GMM模型使用前提。

實證結果說明：當其他變量固定時，房地產(chǎn)投資對整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響較大，然而非房地產(chǎn)投資影響力較小：當房地產(chǎn)開發(fā)投資增加百分點為1時，整體經(jīng)濟增長百分點為0.029；非房地產(chǎn)增加1%時，則當?shù)谿DP增加僅為0.012%，從而明確說明房地產(chǎn)投資影響力高于非房地產(chǎn)投資。房地產(chǎn)開發(fā)對經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響是高于房地產(chǎn)貸款；房地產(chǎn)銷售可有效拉動經(jīng)濟增長，而開發(fā)投資影響力與只相比是較低的。

經(jīng)濟增長可有效反向帶動房地產(chǎn)開發(fā)投資，GDP提高1%，則房地產(chǎn)投資量會增加0.046%，具有明顯的促進作用，且高于房地產(chǎn)對經(jīng)濟影響。當顯著水平為1%時，則所得到的回歸系數(shù)不明顯，當顯著水平達到5%時，房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長之間具有互動關系，但是此關系為非對稱。非房地產(chǎn)投資對房地產(chǎn)投資具有負面作用，非房地產(chǎn)投資上升1%，房地產(chǎn)投資率會降低0.044%，說明非房地產(chǎn)投資會間接影響房地產(chǎn)投資，且該投資具有負面作用。

通過房地產(chǎn)開發(fā)貸款模型可知：整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)提高會有效促進房地產(chǎn)開發(fā)貸款的上升，經(jīng)濟增長率上升1%，則房地產(chǎn)開發(fā)貸款上升0.124%。利率對房地產(chǎn)主要為反向作用，利率上升1%，則房地產(chǎn)貸款的增速下降0.411%，其主要原因為當利率上升時，則房地產(chǎn)企業(yè)融資成本會顯著上升。房地產(chǎn)價格上升1%，則房地產(chǎn)貸款增產(chǎn)率會提高1.235%，說明房地產(chǎn)價格會促進房地產(chǎn)貸款，其原因有兩個：首先，房屋價格上漲，房地產(chǎn)作為抵押品，其價值會提高，與此同時，銀行也會加大信貸規(guī)模；其次，房地產(chǎn)價格上升，會提高行業(yè)內利潤，從而直接刺激房地產(chǎn)擴大經(jīng)營規(guī)模。

脈沖響應函數(shù)主要目的是對模型進行誤差修正，會在擾動項基礎上對內生變量造成影響，影響范圍主要為當前值和未來值，圖1和圖2為脈沖響應函數(shù)，基于修正模型。橫軸為滯后階數(shù)，主要為2007-2018年度；縱軸為房地產(chǎn)價格指數(shù)影響，其影響為單位的反擊程度。

圖1 房地產(chǎn)價格對經(jīng)濟增長的脈沖響應

圖2 房地產(chǎn)價格變化對城市增長率脈沖響應

由圖1可見：房地產(chǎn)發(fā)展速度越快，脈沖響應則越高，脈沖函數(shù)的峰值為第二期，然后逐漸變緩，最終達到平穩(wěn)狀態(tài)，該趨勢與前文所分析結果一致，即假設GDP增長率由5%上升到10%，房地產(chǎn)價格會快速達到非平衡狀態(tài)，其價格會出現(xiàn)上下波動現(xiàn)象。由圖2可見：當城市化率上升時，房地產(chǎn)價格會出現(xiàn)負增長，其主要原因為當城市化率過高時，針對土地供應，這是一個短期行為，然而房地產(chǎn)需求主要針對一定區(qū)域內的適齡人口，憑借收入提高和人口增長實現(xiàn)，該過程是長期過程，因此房地產(chǎn)價格出現(xiàn)先降低后上升局面。

五、房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響

以2018年為基準期，表4為房地產(chǎn)價格變化對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響的結果，總體而言，房地產(chǎn)價格波動對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響較為明顯，本文選擇了總產(chǎn)生、政府消費、就業(yè)、進出口等指標來反映房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響。

表4 房地產(chǎn)價格提高10%-30%對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響（單位：千億元）

由表可見：隨著房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，總支出、GDP、居民消費等指標都是呈現(xiàn)上升趨勢，該結果與我國經(jīng)濟形式和結構具有一定關系。總支出主要是指在一定時期內，所生產(chǎn)貨物和服務價值總和，其他部門投入也可計算進去，因此模擬結果中的總支出與房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系不具有過多意義。當房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度較快時，其他行業(yè)的投資總額也會隨之提高，從而會直接拉動GDP的提高。房價上升促進居民消費水平的提高，主要原因可歸結于財富效應。

房地產(chǎn)下跌也會對整體經(jīng)濟造成較大影響，在20世紀日本房地產(chǎn)泡沫破裂時，導致日本經(jīng)濟長達十余年走下坡路，因此房地產(chǎn)下跌對我國整體經(jīng)濟影響也具有實際意義。表5為房地產(chǎn)價格下降10%-30%對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響。

表5 房地產(chǎn)價格下降10%-30%對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構影響（單位：千億元）

總體而言，房價下跌會對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構造成較大影響，總支出、居民消費、資本形成、進出口以及GDP都會顯著降低，其中居民消費所受影響較大，其主要原因與當前生產(chǎn)力以及分配結構有關。當房地產(chǎn)價格不斷下降時，房地產(chǎn)企業(yè)所得到的利潤也在大幅度縮減，導致資金更多的流向其他產(chǎn)業(yè)，促進其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展，房地產(chǎn)行業(yè)所帶來的財富效應也在不斷縮減。

房地產(chǎn)價格提高也會導致各個部門投入產(chǎn)出發(fā)生變化，表6為房地產(chǎn)價格提高對不同部門投入產(chǎn)出影響。

表6 房地產(chǎn)價格提高10%-30%對各個部門投入產(chǎn)出影響（%）

由表可見：當房價上漲時，會對所有部門的國內產(chǎn)出量、中間投入量以及增加值造成影響，且該影響為正面影響，一般房地產(chǎn)行業(yè)上漲幅度最大，從而可有效帶動其他行業(yè)的發(fā)展。房地產(chǎn)對不同行業(yè)的影響也是具有區(qū)別的。房價上漲時，房地產(chǎn)企業(yè)會加大對其投資力度，從而促進房地產(chǎn)產(chǎn)出的不斷提高。建筑業(yè)和金融保險業(yè)是僅次于房地產(chǎn)行業(yè)所受的沖擊影響。其所受影響較大的第二產(chǎn)業(yè)，如制造業(yè)和建筑業(yè)，金融保險所受影響也較大，這些行業(yè)與房地產(chǎn)都有較大關聯(lián)性。內在原因為房地產(chǎn)價格上升時，會導致房地產(chǎn)行業(yè)高速發(fā)展，其投資快速增加，從而導致對制造業(yè)、建筑業(yè)等需求量顯著上升，導致該行業(yè)國內產(chǎn)出量、中間投入量以及增加值大幅度上升。

采礦業(yè)、農(nóng)業(yè)等其他行業(yè)受房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)影響較小，當房地產(chǎn)價格提高時，行業(yè)內部波動較小，主要由于上述行業(yè)與房地產(chǎn)行業(yè)關聯(lián)性較小，對這些部門需求量較小。房價上漲會直接帶動其他行業(yè)需求量，這些行業(yè)有的是房地產(chǎn)本身或者與房地產(chǎn)行業(yè)相關的，與此相關行業(yè)會促進中間投入量變化，最終影響增加值，而與房地產(chǎn)關系性較小行業(yè)，所受影響較低。

六、結論與啟示

本文通過理論與實證相結合的研究方法，研究了我國房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)與我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)，結果表明，房價下跌會對我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構造成較大影響，總支出、居民消費、資本形成、進出口以及GDP都會顯著降低，其中居民消費所受影響較大，其主要原因與當前生產(chǎn)力以及分配結構有關?；谏鲜龇治鰹榱藘?yōu)化我國整體經(jīng)濟結構，推動房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，本文提出以下建議：

（1）降低地方政府干預。房地產(chǎn)業(yè)績主要受到土地轉讓制度以及當?shù)卣哂嘘P，近年來土地轉讓主要以競拍形式獲得，其制度較之前有了較大進步，透明度越來越高，但是該制度只是在有限地區(qū)實行，其執(zhí)行力度和執(zhí)行范圍還較小，還需進一步完善。與此同時，當?shù)卣槍Ψ康禺a(chǎn)政策會有所傾斜，從而會對房地產(chǎn)業(yè)績造成影響，最終影響整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構，其政策主要會導致不同區(qū)域之間的稅務競爭，一些需政府重點扶持的行業(yè)無法獲得較為有利的稅收條件，從而造成這些公司收入降低，間接影響房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展。為了營造公平公正的商業(yè)環(huán)境，保護房地產(chǎn)以及與之相關的行業(yè)健康發(fā)展，我國相關部門頒布了相關法律法規(guī)，維護我國整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構正常發(fā)展。

（2）優(yōu)化公司資本結構。我國房地產(chǎn)業(yè)績與其資本結構關聯(lián)性較小，但是為了消除政府政策影響，資本結構對房地產(chǎn)業(yè)績以及房價波動的影響力會日益提高。無息負債與總資產(chǎn)利潤率之間的關系為正相關，即無息負債越高，則總資產(chǎn)利潤率越高。然后有息負債與此相反，有息負債越高則總資產(chǎn)利潤率越低，出現(xiàn)上述現(xiàn)狀的主要原因也是顯而易見的，無息負債的成本較低，房地產(chǎn)企業(yè)可利用這一部分資金進行投資以及擴大經(jīng)營，只有保證一定利潤前提下，其盈利數(shù)量也是較高的。當這部分投資為長期負債時，由于資金流動速度快，且流動時間較長，所獲得利益也是較高。

（3）大力發(fā)展我國房地產(chǎn)企業(yè)債券市場。我國房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)業(yè)績與長期負債有一定關聯(lián)，且為正相關關系。然后政府為了防止出現(xiàn)房地產(chǎn)泡沫，有效限制房地產(chǎn)行業(yè)高速發(fā)展，會出臺相關法律法規(guī)限制其信貸規(guī)模和資金量，為了應對上述措施，房地產(chǎn)行業(yè)應對轉變思路，由間接融資轉變?yōu)橹苯尤谫Y，從而獲得更多的長期信用貸款。然而我國目前債券市場發(fā)展速度較慢，應當選擇信用度較高的債券評級機構，逐步確立權威。在此基礎上，應增加企業(yè)債券流動性，多借鑒發(fā)達國家經(jīng)驗，逐步推動柜臺交易，針對不符合要求的房地產(chǎn)企業(yè)，應當將其剔除出債券市場。