盛琨 曹廷求

摘? ?要：在界定商品房金融化內(nèi)涵的基礎(chǔ)上，基于我國(guó)2010—2018年24?。▍^(qū)、市）的家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)商品房金融化水平進(jìn)行測(cè)度，結(jié)合新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，從理論與實(shí)證兩方面探討了商品房金融化資本與非商品房金融化資本之間的比例對(duì)產(chǎn)出的影響。研究表明：當(dāng)前我國(guó)商品房金融化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)整體上具有促進(jìn)作用，但進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：不同地區(qū)商品房金融化程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在異質(zhì)性，其中，中部和西部地區(qū)的推動(dòng)作用較東部地區(qū)更大。商品房金融化雖能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但一味靠“炒房”拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)不具有可持續(xù)性，應(yīng)在有針對(duì)性調(diào)控各地區(qū)商品房投資性需求的基礎(chǔ)上，避免商品房?jī)r(jià)格的大幅波動(dòng)，保障房地產(chǎn)市場(chǎng)的長(zhǎng)期平穩(wěn)健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：商品房金融化;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);企業(yè)投資

中圖分類(lèi)號(hào)：F832? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：1003-7543（2021）08-0064-13

自20世紀(jì)80年代末深圳率先推動(dòng)商品房市場(chǎng)化以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)固定資產(chǎn)投資整體呈明顯增長(zhǎng)趨勢(shì)，且這種趨勢(shì)在1998年推行住房制度改革后表現(xiàn)得尤為突出。近年來(lái)，城鎮(zhèn)化速度的加快與規(guī)模的擴(kuò)大帶來(lái)了巨大的住宅需求，加之長(zhǎng)期寬松的貨幣政策和地方政府的積極推動(dòng)，房地產(chǎn)行業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要地位日益凸顯。即使在新冠肺炎疫情沖擊下，居民購(gòu)房熱度依舊高漲。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的報(bào)告顯示，2020年1—10月，我國(guó)商品房銷(xiāo)售額達(dá)131 665億元，較2019年同期增長(zhǎng)5.8%，其中，住宅類(lèi)商品房銷(xiāo)售額增長(zhǎng)8.2%。從現(xiàn)實(shí)來(lái)看，大多數(shù)家庭通常以第一套商品房滿足自住的剛性需求，以第二套或更多套房產(chǎn)作為改善型或投資型購(gòu)房。根據(jù)對(duì)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）的整理測(cè)算可知，自2010年起，樣本家庭的戶均投資性購(gòu)房數(shù)量一直穩(wěn)步提升。

值得注意的是，我國(guó)部分原本僅用于滿足消費(fèi)者使用需求的普通商品房正在經(jīng)歷“金融化”過(guò)程。在銀行主導(dǎo)型的金融體系下，商品房需求構(gòu)成出現(xiàn)了使用需求與投資需求并存的局面，消費(fèi)者投資需求的日益增加導(dǎo)致商品房逐漸衍生出金融產(chǎn)品屬性，即消費(fèi)者希望通過(guò)低買(mǎi)高賣(mài)商品房實(shí)現(xiàn)獲利。

關(guān)于“金融化”的概念，最早可以追溯到20世紀(jì)初期的金融發(fā)展理論，即如何建立有效的金融體系和金融政策組合以最大限度地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為Gurley & Shaw主張的金融理論不應(yīng)只局限于貨幣理論，金融機(jī)構(gòu)也不應(yīng)僅局限于銀行，貨幣與各種非貨幣資產(chǎn)之間、銀行和各種非銀行金融機(jī)構(gòu)之間具有一定程度的替代性[1]的觀點(diǎn)標(biāo)志著金融發(fā)展理論的萌芽。Goldsmith則把金融發(fā)展定義為金融結(jié)構(gòu)的變化，并開(kāi)創(chuàng)性地采用貨幣化比率（FIR）即金融中介資產(chǎn)價(jià)值與GNP的比值作為衡量一國(guó)金融發(fā)展水平的指標(biāo)[2]。隨后，McKinnon和Shaw提出的金融抑制理論及金融深化理論[3-4]標(biāo)志著以發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)為研究對(duì)象的金融發(fā)展理論的創(chuàng)立。King & Levine則極大地推動(dòng)了實(shí)證方面的研究，他們?cè)贕oldsmith的基礎(chǔ)上，通過(guò)擴(kuò)大樣本國(guó)家數(shù)量、增加金融發(fā)展指標(biāo)等一系列方式驗(yàn)證了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的正向關(guān)系[5]。

隨著金融創(chuàng)新的不斷發(fā)展，金融化的內(nèi)涵和外延都得到了進(jìn)一步拓展。通過(guò)梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，近年來(lái)的研究主要從以下角度理解金融化：一是由金融創(chuàng)新及技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)的有關(guān)金融體系的進(jìn)一步發(fā)展，其中以資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)為典型代表[6-7]。這一金融化過(guò)程通過(guò)改變資產(chǎn)結(jié)構(gòu)將流動(dòng)性比較差的資產(chǎn)變?yōu)樵诮鹑谑袌?chǎng)中可以靈活買(mǎi)賣(mài)的金融投資品。Bernanke指出，資產(chǎn)證券化作為一種創(chuàng)新的金融工具，在21世紀(jì)初期為金融市場(chǎng)提供了一定程度的流動(dòng)性且彌補(bǔ)了傳統(tǒng)安全資產(chǎn)的供應(yīng)不足，但對(duì)金融創(chuàng)新工具的過(guò)度應(yīng)用，會(huì)加大金融風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的概率[8]。二是企業(yè)行為的轉(zhuǎn)變。部分學(xué)者早在20世紀(jì)末期就關(guān)注到許多企業(yè)在決策過(guò)程中越來(lái)越重視金融渠道而非國(guó)際貿(mào)易或商品生產(chǎn)帶來(lái)的收益[9-10]。Krippner在此基礎(chǔ)上強(qiáng)調(diào)了非金融業(yè)企業(yè)的這種行為，并指出金融投資所獲利潤(rùn)規(guī)模比就業(yè)率、商品產(chǎn)量或服務(wù)產(chǎn)出等傳統(tǒng)指標(biāo)更能準(zhǔn)確度量企業(yè)的金融化程度[11]。長(zhǎng)期以來(lái)，工業(yè)企業(yè)的金融投資將擠出實(shí)業(yè)投資的觀點(diǎn)一直占主導(dǎo)地位[12]，但也有另一派觀點(diǎn)認(rèn)為，金融投資有助于企業(yè)更方便地獲得外部融資并保有較高的現(xiàn)金流，在抵御外部沖擊及進(jìn)一步提高實(shí)業(yè)投資方面起到了正向促進(jìn)作用[13-14]。三是商品屬性的變化，即部分原本僅具有使用需求的商品逐漸衍生出金融商品的屬性，成為投資者競(jìng)相追逐的投資品，其中主要包括大宗商品金融化以及普通商品金融化。前者主要聚焦于大宗商品交易價(jià)格的劇烈波動(dòng)，認(rèn)為大宗商品越來(lái)越多地被機(jī)構(gòu)投資者作為金融產(chǎn)品持有，以分散投資風(fēng)險(xiǎn)或賺取利差[15-17]。張成思等認(rèn)為，普通商品的金融化是指商品的金融屬性在一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的長(zhǎng)期趨勢(shì)中逐漸增強(qiáng)的演進(jìn)過(guò)程，他們通過(guò)測(cè)算將我國(guó)普通商品的金融化分為低中高三個(gè)層次，其中，房地產(chǎn)（住宅）處于金融化的最高層次[18]。此外，他們進(jìn)一步指出，目前學(xué)術(shù)界對(duì)我國(guó)出現(xiàn)的商品金融化現(xiàn)象有所忽視，并認(rèn)為由于中美金融市場(chǎng)格局差異，在更容易獲得信貸資源的中國(guó)才更具備將商品金融化的條件[19]。

與本文關(guān)系密切的另一支文獻(xiàn)主要圍繞消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)多套房產(chǎn)的行為而展開(kāi)研究。謝潔玉等基于中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，上一年住房?jī)r(jià)值較高的家庭更有可能購(gòu)買(mǎi)二套房[20]。李冠華、徐佳運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）和城市房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)研究得出，預(yù)期收益的增加不僅能顯著提高家庭使用杠桿購(gòu)房的概率，而且還會(huì)提升家庭房貸杠桿率水平[21]。榮昭等采用CHFS構(gòu)建了一個(gè)兩年期的面板數(shù)據(jù)，以持有信用卡作為信貸擴(kuò)張的代理變量，發(fā)現(xiàn)2013年持有信用卡的家庭在兩年內(nèi)購(gòu)買(mǎi)二套房的可能性提高了3.6%[22]。這說(shuō)明消費(fèi)者投機(jī)性驅(qū)動(dòng)加劇了購(gòu)買(mǎi)多套房行為的發(fā)生。

綜上所述，盡管學(xué)術(shù)界對(duì)金融化的研究由來(lái)已久，但結(jié)合我國(guó)特殊國(guó)情對(duì)普通商品金融化的研究尚存在較大不足，尤其缺乏對(duì)如商品房這一類(lèi)典型商品金融化過(guò)程的內(nèi)涵闡釋及具體測(cè)度。此外，在家庭投資性購(gòu)房領(lǐng)域，現(xiàn)有研究大多從房?jī)r(jià)變動(dòng)或獲得信貸的難易程度等方面研究消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)多套房的原因與動(dòng)機(jī)，對(duì)其帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果分析得較少。然而，在房地產(chǎn)行業(yè)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)及全國(guó)房?jī)r(jià)總體持續(xù)上漲的大背景下，商品房金融化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制亟待明晰。

本文結(jié)合新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論對(duì)以上問(wèn)題進(jìn)行了探索，主要可能有三方面的邊際貢獻(xiàn)：第一，在梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，探索性地界定了商品房金融化的內(nèi)涵，并采用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)測(cè)算我國(guó)2010—2018年24個(gè)省份家庭部門(mén)投資性購(gòu)房套數(shù)及其所對(duì)應(yīng)的金融化資本規(guī)模;第二，結(jié)合新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，將全社會(huì)資本存量劃分為商品房金融化資本與非商品房金融化資本，研究?jī)煞N資本的規(guī)模比例對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制;第三，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)東部、中部、西部及東北地區(qū)商品房金融化程度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的異質(zhì)性，為下一步有針對(duì)性地制定房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策提供新的視角。

一、商品房金融化的內(nèi)涵界定及其影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論邏輯

（一）商品房金融化的內(nèi)涵界定

近年來(lái)，我國(guó)的商品房交易呈現(xiàn)明顯的金融產(chǎn)品交易特征，伴隨著大量資金涌入房地產(chǎn)市場(chǎng)，商品房?jī)r(jià)格持續(xù)攀升，許多消費(fèi)者通過(guò)低買(mǎi)高賣(mài)賺取利差。我們將商品房金融化定義為商品房需求由原本單一的使用需求逐漸演變?yōu)槭褂眯枨笈c投資需求共存的過(guò)程。需要說(shuō)明的是，盡管現(xiàn)實(shí)中不乏有消費(fèi)者將二套房作為改善型住房，但由于第一套房產(chǎn)已經(jīng)失去原有的使用價(jià)值并可能被出售，因而在具體核算過(guò)程中仍將這部分改善型住房作為短期存在的投資性購(gòu)房。此外，由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中的資本通常被定義為歷年積累的固定資產(chǎn)投資，即一種生產(chǎn)成本而非銷(xiāo)售收入，故本文采用房屋竣工造價(jià)而非銷(xiāo)售價(jià)格來(lái)衡量商品房投資所對(duì)應(yīng)的資本投入，換言之，商品房金融化資本中并不包含未參與實(shí)體經(jīng)濟(jì)建設(shè)的商品房溢價(jià)部分。綜上所述，我們采用家戶部門(mén)擁有的一套以上商品房所對(duì)應(yīng)的竣工價(jià)值來(lái)刻畫(huà)進(jìn)入商品房市場(chǎng)的金融化資本。各地區(qū)樣本家庭金融化資本的計(jì)算方式如下：

地區(qū)樣本家庭金融化資本=地區(qū)樣本家庭一套以上商品房數(shù)量×地區(qū)樣本家庭人均住房面積×地區(qū)商品房開(kāi)發(fā)企業(yè)竣工房屋造價(jià)/固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)×戶數(shù)比例（1）

由于宏觀層面難以獲得全部因投資性需求引致的商品房購(gòu)買(mǎi)數(shù)量，本文采用由樣本估算總體的思路計(jì)算區(qū)域商品房金融化資本，即先分別計(jì)算各地區(qū)抽樣家庭中一套以上的商品房所對(duì)應(yīng)的金融化資本，再通過(guò)乘以各地區(qū)相應(yīng)的戶數(shù)比例得到該地區(qū)當(dāng)期總的商品房金融化資本，其中戶數(shù)比例為地區(qū)總的家庭數(shù)量與受訪家庭數(shù)量的比值。

本文通過(guò)整理中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（CFPS）中2010年、2012年、2014年、2016年、2018年家庭問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，得到我國(guó)24個(gè)?。▍^(qū)、市）樣本家庭一套以上的商品房數(shù)量，并用前后兩年數(shù)據(jù)的平均值補(bǔ)齊中間間隔年份的缺失值。受數(shù)據(jù)庫(kù)中樣本范圍和數(shù)量的限制，數(shù)據(jù)中不包括海南省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、青海省、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、重慶市的數(shù)據(jù)。此外，考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異化，為更有針對(duì)性地研究不同區(qū)域商品房金融化程度及其對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文根據(jù)常用的分類(lèi)習(xí)慣將以上地區(qū)劃分為東部、中部、西部和東北四個(gè)區(qū)域。東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省和廣東省9個(gè)省市;中部地區(qū)包括山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省和湖南省6個(gè)省;西部地區(qū)包括廣西壯族自治區(qū)、四川省、貴州省、云南省、陜西省和甘肅省6個(gè)省區(qū);東北地區(qū)包括遼寧省、吉林省和黑龍江省3個(gè)省。需要說(shuō)明的是，由于部分家庭新增的一套以上房產(chǎn)可能為二手房，但從微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中難以獲得投資性購(gòu)房具體的竣工年份，為較為完整地測(cè)算商品房金融化資本，本文近似采用商品房交易當(dāng)年的竣工價(jià)格作為其價(jià)格依據(jù)。根據(jù)測(cè)算，各省份金融化資本規(guī)模如表1（下頁(yè)）所示。

2010—2018年，24個(gè)省份總的商品房金融化資本的年平均增長(zhǎng)率為8.41%。截至2018年末，商品房金融化資本存量最高的三個(gè)省份分別為江蘇省、廣東省和浙江省，這一方面與這些地區(qū)高企的房?jī)r(jià)有關(guān)，另一方面也在一定程度上說(shuō)明東部沿海地區(qū)商品房受到消費(fèi)者的投資青睞。

（二）商品房金融化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論邏輯

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中通常將資本存量作為一個(gè)整體，較少考察不同經(jīng)濟(jì)行為下各類(lèi)資本的作用差異。本文嘗試以新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論為基本分析框架，參考王定祥等對(duì)資本種類(lèi)進(jìn)一步細(xì)分的方法[23]，從總資本存量中剝離出體現(xiàn)商品房投資性需求的商品房金融化資本，并分別從商品房金融化資本與非商品房金融化資本兩個(gè)維度研究二者對(duì)產(chǎn)出的影響。其中，商品房金融化資本用Kf表示，非商品房金融化資本用Kr表示。在限制勞動(dòng)力供給的前提下，生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

Y=F（Kf，Kr）（2）

根據(jù)新古典增長(zhǎng)理論中規(guī)模報(bào)酬不變的性質(zhì)，可對(duì)（2）式作如下變換：

其中，k表示商品房金融化資本與非商品房金融化資本的比例，k的值越大，則金融化程度越高，反之則表示金融化程度越低。由此，每一單位非商品房金融化資本所對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出可以表示為k的函數(shù)。對(duì)比值k取自然對(duì)數(shù)，容易發(fā)現(xiàn)商品房金融化資本與非商品房金融化資本比值的增長(zhǎng)率可根據(jù)商品房金融化資本的增長(zhǎng)率與非商品房金融化資本的增長(zhǎng)率之差來(lái)計(jì)算：

通過(guò)進(jìn)一步變換，資本比例的變化量可以寫(xiě)成新古典增長(zhǎng)理論中常用的函數(shù)表達(dá)形式：

其中，α與β分別表示一單位產(chǎn)出所匹配的商品房金融化資本的變化量和非商品房金融化資本的增長(zhǎng)率。當(dāng)α與β保持不變時(shí)，存在一個(gè)能夠使Δk=0的穩(wěn)態(tài)值k*，它代表經(jīng)濟(jì)體達(dá)到了長(zhǎng)期均衡。當(dāng)k0，k將逐漸增加并自左向右向穩(wěn)態(tài)值靠近;當(dāng)k>k*時(shí)，Δk<0，k將逐漸減少并自右向左趨近k*。據(jù)此，我們稱(chēng)k*是商品房金融化資本與非商品房金融化資本的穩(wěn)態(tài)比值。由非穩(wěn)態(tài)向穩(wěn)態(tài)的趨近過(guò)程如圖1所示。

那么，在上述過(guò)程中，商品房金融化資本與非商品房金融化資本的比值與經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出又有怎樣的內(nèi)在關(guān)聯(lián)呢？本文嘗試通過(guò)無(wú)差異曲線對(duì)其進(jìn)行刻畫(huà)。圖2中不同截距的約束線代表不同水平的總資本存量，它們分別均由商品房金融化資本Kf與非商品房金融化資本Kr兩部分構(gòu)成;經(jīng)濟(jì)體不同的產(chǎn)出水平用無(wú)差異曲線表示，無(wú)差異曲線Y1、Y2、Y3離原點(diǎn)依次漸遠(yuǎn)，所對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出水平也越來(lái)越高;由原點(diǎn)發(fā)出的射線的斜率代表兩種資本之間的比率。若圖中虛線的斜率表示穩(wěn)態(tài)值k*，則該虛線上的每一個(gè)點(diǎn)都對(duì)應(yīng)了某一特定資本存量下的最優(yōu)產(chǎn)出。

假設(shè)社會(huì)總資本處于最外側(cè)的約束線水平上，若市場(chǎng)的初始狀態(tài)位于B點(diǎn)，商品房金融化資本與非商品房金融化資本之間的比值小于穩(wěn)態(tài)值，即k

另一種情況是，若市場(chǎng)的初始狀態(tài)位于商品房金融化資本過(guò)剩的A點(diǎn)，即k>k*時(shí)，表示消費(fèi)者可能會(huì)由于對(duì)房?jī)r(jià)的心理預(yù)期或樓市調(diào)控政策等原因不愿將資金用來(lái)繼續(xù)投資商品房，市場(chǎng)中投資性商品房的需求小于供給，由于房地產(chǎn)市場(chǎng)利潤(rùn)率的降低，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商將減少房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資，伴隨著企業(yè)生產(chǎn)用房及土地租賃等生產(chǎn)成本的回落，先前進(jìn)入房地產(chǎn)市場(chǎng)的非房地產(chǎn)實(shí)體企業(yè)也轉(zhuǎn)而退出房地產(chǎn)領(lǐng)域，這一過(guò)程將使兩種資本的比例持續(xù)降低并向穩(wěn)態(tài)C點(diǎn)趨近，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出不斷提高。

二、實(shí)證研究分析

（一）模型設(shè)定及變量說(shuō)明

基于新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論分析商品房金融化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論關(guān)系后，為驗(yàn)證該理論的現(xiàn)實(shí)可行性，本文進(jìn)一步基于區(qū)域?qū)用鏀?shù)據(jù)采用計(jì)量分析方法進(jìn)行分析，具體模型設(shè)定為如下形式：

GDPratei，t=α+βKratioi，t+γControli，t+ηi+λt+εi，t（6）

其中，下標(biāo)i表示地區(qū)，t表示時(shí)間，α為常數(shù)項(xiàng)，方程中的其他各變量含義如下：

Kratioi，t為i地區(qū)第t期的商品房金融化資本與非商品房金融化資本的比例，是刻畫(huà)商品房金融化水平的核心解釋變量。商品房金融化資本采用公式（1）的核算方法，非商品房金融化資本為社會(huì)總資本與金融化資本之差。

為計(jì)算全社會(huì)總資本存量K，本文采用Goldsmith在1951年開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)存盤(pán)法，基本公式見(jiàn)式（7），其中，Kt與Kt-1分別表示第t年和第t-1年的資本存量，It表示第t年的投資，αt表示第t年的折舊率。

Kt=It+（1-αt）Kt-1（7）

需要特別說(shuō)明的是，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)當(dāng)年投資的計(jì)算方式主要有以下三種：一是采用物質(zhì)產(chǎn)品核算體系下的積累指標(biāo)，雖然這種方法在核算過(guò)程中無(wú)需考慮折舊問(wèn)題，但1992年后新的聯(lián)合國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算體系已停止公布相關(guān)數(shù)據(jù);二是采用固定資本形成額數(shù)據(jù)，這是中國(guó)特有的數(shù)據(jù)指標(biāo)，與聯(lián)合國(guó)體系不相容;三是采用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)?？紤]到應(yīng)用的普遍性及數(shù)據(jù)的可得性，本文將第三種方法作為當(dāng)年投資的統(tǒng)計(jì)口徑。由于永續(xù)存盤(pán)法需基于每年新增投資數(shù)據(jù)進(jìn)行核算，這就要求各年投資需用某一年的不變價(jià)表示，本文采用我國(guó)官方公布的以1990年為基準(zhǔn)年份的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。折舊率的確定對(duì)資本存量的核算意義重大但也最具爭(zhēng)議，早期的研究多采用估算折舊額或估計(jì)折舊率進(jìn)行處理，本文采用張軍等在相對(duì)效率呈幾何遞減的模式下計(jì)算得到的各省份經(jīng)濟(jì)折舊率9.6%[24]，這一數(shù)據(jù)在隨后的研究中也獲得較為廣泛的認(rèn)同。對(duì)于基年物質(zhì)資本存量，以張軍等測(cè)算的2000年的中國(guó)省際物質(zhì)資本存量作為各地區(qū)的初始資本存量[24]。

GDPratei，t表示i地區(qū)第t期的GDP的同比增長(zhǎng)率，為本文的被解釋變量。

Controli，t為控制變量集，主要考慮政府政策、人力資本、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放、勞動(dòng)力人口四個(gè)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。其中，F(xiàn)iscali，t為地方政府財(cái)政支出水平，用政府支出除以GDP來(lái)衡量;Edui，t代表人力資本，用地區(qū)勞動(dòng)人口的人均受教育年限（小學(xué)文化程度人口數(shù)量*6+初中文化程度人口數(shù)量*9+高中文化程度人口數(shù)量*12+大專(zhuān)及以上文化程度人口數(shù)量*16）/6歲以上總?cè)丝跀?shù)表示;Openi，t為開(kāi)放程度指標(biāo)，采用進(jìn)出口額占GDP的比重來(lái)衡量，其中進(jìn)出口額為以年末匯率換算的人民幣數(shù)額;Labori，t表示勞動(dòng)力人口，用15—64歲人口占總?cè)丝诘谋壤硎尽?/p>

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2（下頁(yè)）所示。可以看出，我國(guó)商品房金融化資本占非商品房金融化資本的平均值為12.6%，但地區(qū)間差異較大，其中，最高比例52.2%出現(xiàn)在2016年的上海市，而2018年吉林省的兩種資本比例則僅為2.42%。

（二）實(shí)證結(jié)果及分析

盡管前文的理論分析指出了商品房金融化程度會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但仍需要通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)一步證明這一結(jié)論。結(jié)合本文數(shù)據(jù)特點(diǎn)，經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)后，確定采用面板固定效應(yīng)回歸模型。

表3（下頁(yè)）中的列（1）匯報(bào)了僅控制地區(qū)效應(yīng)與年份效應(yīng)時(shí)商品房金融化資本與非商品房金融化資本比例Kratio與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GDPrate的擬合關(guān)系。Kratio的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，且R2的值為0.746，擬合效果較好，這說(shuō)明2010—2018年我國(guó)商品房金融化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)整體呈正向推動(dòng)作用。列（2）為加入控制變量后的回歸結(jié)果，核心解釋變量Kratio的系數(shù)有所降低，但仍在1%的水平下顯著為正。結(jié)合圖2分析可知，當(dāng)前我國(guó)的兩種資本比例位于穩(wěn)態(tài)值k*的左側(cè)，說(shuō)明只要將投資性購(gòu)房的增長(zhǎng)繼續(xù)保持在與全社會(huì)生產(chǎn)投資增加相適應(yīng)的速率上，這部分金融化資本將有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。此外，為排除可能存在的內(nèi)生性對(duì)回歸結(jié)果的影響，列（3）和列（4）分別對(duì)解釋變量采取滯后一期處理，回歸結(jié)果無(wú)論在方向上抑或在顯著性上均與基本回歸相似。

盡管對(duì)解釋變量滯后一期可以在一定程度上緩解內(nèi)生性問(wèn)題，但對(duì)于非嚴(yán)格外生解釋變量，回歸結(jié)果仍會(huì)有偏。為進(jìn)一步避免內(nèi)生性問(wèn)題，我們?cè)诮忉屪兞烤鶞笠黄诘幕A(chǔ)上采用面板固定效應(yīng)的IV工具變量法再次進(jìn)行檢驗(yàn)。參考曹廷求、張翠燕的做法[25]計(jì)算各年各地區(qū)除自身外的其他?。▍^(qū)、市）資本比例Kratio的平均值，并將該平均值的滯后1期和滯后2期作為工具變量。從列（5）和列（6）匯報(bào)的結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是否加入控制變量，Hansen J統(tǒng)計(jì)量的P值均大于0.1，說(shuō)明工具變量有效。Kratio的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，與前述結(jié)論一致，再次驗(yàn)證了商品房金融化推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)論。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我國(guó)在2016年的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議上提出“房子是用來(lái)住的，不是用來(lái)炒的”這一基本定位，隨后各地區(qū)陸續(xù)出臺(tái)一系列相關(guān)的房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策?？紤]到政府調(diào)控會(huì)在一定程度上影響商品房金融化資本的增長(zhǎng)速度，因而本文將時(shí)間區(qū)間劃分為2010—2015年以及2016—2018年兩個(gè)時(shí)間段并分別進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，各區(qū)間內(nèi)金融化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率仍基本保持正相關(guān)關(guān)系（見(jiàn)表4）。盡管列（4）中Kratio的P值為0.183，但回歸系數(shù)0.221的取值仍具有一定的經(jīng)濟(jì)意義。此外，我們采用衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的另一重要指標(biāo)人均GDP增長(zhǎng)率PGDPrate代替GDPrate作為被解釋變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。

三、進(jìn)一步討論

（一）區(qū)域異質(zhì)性分析

由于我國(guó)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大，為更加有針對(duì)性地研究商品房金融化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的不同影響，我們分別對(duì)東部、中部、西部和東北四個(gè)地區(qū)進(jìn)行基本模型估計(jì)。結(jié)果顯示，東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)兩種資本比例Kratio的回歸系數(shù)均至少在10%的水平下顯著為正，說(shuō)明在我國(guó)絕大多數(shù)地區(qū)中，商品房的金融化促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展（見(jiàn)表5）。

其中，中西部地區(qū)的回歸系數(shù)大于東部地區(qū)，這意味著中西部地區(qū)商品房金融化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用比其在東部地區(qū)更大。具體而言，可能有以下三個(gè)原因：一是東部地區(qū)對(duì)國(guó)家房地產(chǎn)調(diào)控政策的響應(yīng)速度更快，且執(zhí)行力度更大，這會(huì)在一定程度上降低地區(qū)商品房金融化資本的增長(zhǎng)速度;二是中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)體量較東部地區(qū)偏小，在相同的商品房金融化資本增長(zhǎng)規(guī)模下，中西部地區(qū)兩種資本的比值會(huì)更高，即更容易接近穩(wěn)態(tài);三是東部地區(qū)商品房的平均銷(xiāo)售價(jià)格比中西部地區(qū)高，意味著實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)的不動(dòng)產(chǎn)價(jià)值將隨之提高，這會(huì)促使企業(yè)獲得更多貸款用以擴(kuò)大生產(chǎn)投資，進(jìn)而增加非房地產(chǎn)金融化資本的累積。

（二）地區(qū)商品房金融化與企業(yè)投資行為分析

Chaney等研究了美國(guó)金融危機(jī)之前（1993—2007年）美國(guó)上市公司的投資情況，發(fā)現(xiàn)隨著企業(yè)擁有的不動(dòng)產(chǎn)價(jià)值的提升，企業(yè)將會(huì)獲得更多貸款，進(jìn)而擴(kuò)大生產(chǎn)投資[26]。也有學(xué)者利用中國(guó)的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值升高對(duì)生產(chǎn)投資的促進(jìn)作用[27-28]。消費(fèi)者投資性購(gòu)房需求的增加會(huì)拉動(dòng)房?jī)r(jià)的上漲，如果上述結(jié)論成立，那么商品房金融化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展拉動(dòng)作用很有可能會(huì)體現(xiàn)為提升企業(yè)的投資水平。為更深入地研究我國(guó)商品房金融化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制，本文進(jìn)一步探討兩種資本的比例與實(shí)體企業(yè)投資之間的關(guān)系。

我們采用國(guó)泰安經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）A股上市公司2010—2018年的企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。由于建筑業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)本身與商品房市場(chǎng)相關(guān)，其企業(yè)投資行為必然會(huì)受到房地產(chǎn)市場(chǎng)變化的影響，因而樣本中不包括建筑業(yè)企業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)企業(yè)。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，刪除2015年后上市的以及帶有ST（*ST）標(biāo)識(shí)的企業(yè)以及金融業(yè)企業(yè)，以保證數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度和準(zhǔn)確性。通過(guò)與24個(gè)?。▍^(qū)、市）的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，最終得到2097家企業(yè)的17 862條數(shù)據(jù)，并對(duì)所有樣本中的連續(xù)變量進(jìn)行前后2.5%縮尾處理，以消除極端值。

基本回歸模型設(shè)定如下：

Eninvi，t=α+Kratioi+ γControli+ηi+λt+εi，t（8）

其中，下標(biāo)i表示地區(qū)，下標(biāo)t表示時(shí)間。α為常數(shù)項(xiàng)，回歸方程中的其他各變量的含義如下：

Eninv代表企業(yè)投資，由當(dāng)期的固定資產(chǎn)、在建工程、工程物資三項(xiàng)之和來(lái)衡量[27]，并采用期初的總資產(chǎn)對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。在設(shè)置控制變量Control時(shí)，參考已有文獻(xiàn)，主要從企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模、融資約束、財(cái)務(wù)杠桿率以及成長(zhǎng)能力四個(gè)方面加以控制[29-30]，各控制變量具體刻畫(huà)方式如下：

總資產(chǎn)規(guī)模（Asset）：總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù);

融資約束（Constraint）：經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量/總資產(chǎn);

財(cái)務(wù)杠桿率（Leverage）：總負(fù)債/所有者權(quán)益;

成長(zhǎng)能力（Revenue）：營(yíng)業(yè)收入的同比增長(zhǎng)率。

我們采用面板固定效應(yīng)回歸模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，在控制行業(yè)及年份的基礎(chǔ)上，得到的回歸結(jié)果如表6（下頁(yè)）所示?？梢钥闯觯瑬|部、西部地區(qū)核心解釋變量Kratio的系數(shù)均至少在10%的水平下顯著為正，這意味著投資性購(gòu)房在一定程度上促進(jìn)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)的生產(chǎn)投資，為前文中得出的東部和西部地區(qū)金融化資本與非金融化資本比例與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率正相關(guān)提供了有力證據(jù)。

四、結(jié)論與政策建議

本文聚焦中國(guó)商品房金融化這一現(xiàn)象，利用我國(guó)2010—2018年24個(gè)省（區(qū)、市）的微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)商品房金融化程度進(jìn)行了測(cè)算，并采用理論與實(shí)證相結(jié)合的方法研究了全國(guó)及地區(qū)商品房金融化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，商品房金融化水平總體促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但存在一定的區(qū)域異質(zhì)性，其中，中部地區(qū)金融化資本與非金融化資本的規(guī)模之比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用最大，其次為西部和東部地區(qū)，但該作用在東北地區(qū)不明顯。此外，從微觀企業(yè)角度來(lái)看，東部和西部地區(qū)消費(fèi)者的投資性購(gòu)房需求所引致的房?jī)r(jià)升高會(huì)促進(jìn)實(shí)體企業(yè)投資，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；谏鲜鼋Y(jié)論，提出如下建議：

第一，推動(dòng)?xùn)|部地區(qū)商品房金融化與實(shí)體經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。近年來(lái)，盡管東部地區(qū)許多城市一度成為“炒房”熱地，經(jīng)過(guò)積極有效的房地產(chǎn)調(diào)控政策，房地產(chǎn)金融化資本與其他社會(huì)資本之間的規(guī)模之比已調(diào)整至有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平，但其拉動(dòng)效果較中西部偏低。建議持續(xù)關(guān)注東部地區(qū)商品房金融化程度，適度放松調(diào)控政策以促使商品房金融化資本與非商品房金融化資本趨于更加合意的比例。同時(shí)，在城鎮(zhèn)化不斷加速的大背景下，堅(jiān)持倡導(dǎo)消費(fèi)者根據(jù)自身收入水平選擇適合的居住條件及資金投資方式。

第二，適度控制中西部地區(qū)商品房投資性需求。當(dāng)前，中西部地區(qū)商品房金融化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效果較好，這一方面表明其資本比例較東部地區(qū)更加接近穩(wěn)態(tài)值，另一方面也意味著對(duì)樓市的放松很有可能會(huì)導(dǎo)致資本比例超越穩(wěn)態(tài)值，即金融化資本的過(guò)剩。盡管消費(fèi)者通過(guò)投資商品房賺取利差在某種程度上是對(duì)房?jī)r(jià)上升的理性反應(yīng)，但是，個(gè)體的理性選擇并不總意味著整體資源的最優(yōu)配置，尤其是對(duì)長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言。一旦房?jī)r(jià)泡沫破滅，不僅將對(duì)家庭部門(mén)造成巨大沖擊，而且會(huì)帶來(lái)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)。建議在適度控制中西部地區(qū)商品房投資性需求的同時(shí)，通過(guò)金融創(chuàng)新等方式增加家庭層面的投資渠道，分流商品房投資需求，健全房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展的長(zhǎng)效機(jī)制。

第三，多舉措擴(kuò)大實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)融資渠道。研究表明，商品房?jī)r(jià)格變動(dòng)會(huì)影響企業(yè)的投資行為，尤其是對(duì)于東部和西部地區(qū)，商品房資產(chǎn)價(jià)格的升高有利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值的提升，從而促進(jìn)其擴(kuò)大生產(chǎn)投資。因此，盡管高企的房?jī)r(jià)會(huì)帶來(lái)一些不穩(wěn)定因素，但房?jī)r(jià)過(guò)快的下降也會(huì)使企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值大幅走低，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。鑒于此，建議政府在引導(dǎo)商品房?jī)r(jià)格穩(wěn)定發(fā)展的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步擴(kuò)大實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)的融資渠道以降低其融資約束，減輕由于房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)企業(yè)投資能力的沖擊。

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The Measurement and Impacts of the Financialization of Real Estate in China： A Study Based on CFPS Micro Household Survey

SHENG Kun? ?CAO Ting-qiu

Abstract： This article defines the connotation of the financialization of commercial housing， and measures the level of financialization of commercial housing based on household micro-survey data in 24 provinces（autonomous regions and municipalities） in China from 2010 to 2018. Combined with neoclassical economic growth theory， we discuss the impacts of the ratio between financialized commercial housing capital and non-financialized commercial housing capital on output from both the theoretical and empirical aspects. Studies have shown that the current level of financialization of commercial housing in China has a positive effect on economic growth. However， further testing found that the degree of commercial housing financialization in different regions has heterogeneity in the impact of economic growth. Among them， the central and western regions have a greater driving force than the eastern region. From a micro perspective， we demonstrate the fact that the financialization of commercial housing in the eastern and western regions promotes the investment of real economy enterprises and thus stimulates economic growth. The financialization of commercial housing promotes economic growth， but blindly relying on "real estate speculation" to drive the economy is not sustainable. Based on targeted regulation of the investment demand for commercial housing in various regions， large fluctuations in the price of commercial housing should be avoided to ensure the long-term stable and healthy development of the real estate market.

Key words： the financialization of real estate; economic growth; corporate investment