區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的聯(lián)合影響分析

王琴英，王愛(ài)琳，常 昆

（1、北京工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100048 2、北京工商大學(xué) 中國(guó)食品安全研究中心，北京 100048）

區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的聯(lián)合影響分析

王琴英1、2，王愛(ài)琳1，常 昆1

（1、北京工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100048 2、北京工商大學(xué) 中國(guó)食品安全研究中心，北京 100048）

我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)基本面具有較強(qiáng)的相關(guān)性。本文構(gòu)建遞歸模型，反映區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的聯(lián)合影響，以及直接彈性與間接彈性關(guān)系。實(shí)證分析表明，區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)房地產(chǎn)供應(yīng)產(chǎn)生直接彈性影響；區(qū)域房地產(chǎn)投資引致的固定資產(chǎn)投資增速接近一倍；東部與中部的房地產(chǎn)投資能夠吸引資金市場(chǎng)的相應(yīng)供給，但西部的房地產(chǎn)投資缺乏資金支持；區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接影響略大于直接影響，其中，東部與西部的房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)效應(yīng)基本相同，但中部的直接帶動(dòng)效應(yīng)較弱。最后，本文提出了相應(yīng)的區(qū)域房地產(chǎn)調(diào)控政策建議。

房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)基本面；聯(lián)合影響；直接彈性；間接彈性

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)“區(qū)域分化”明顯，不同區(qū)域的房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的影響不盡相同。就東部地區(qū)而言，其房地產(chǎn)投資對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)供應(yīng)、固定資產(chǎn)投資、資金市場(chǎng)供給以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用仍然較強(qiáng)；而中部與西部面臨的房地產(chǎn)投資萎縮、房地產(chǎn)庫(kù)存嚴(yán)重等問(wèn)題對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)基本面的沖擊則愈加顯現(xiàn)。誠(chéng)然，區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的影響，不單單是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，而是涉及到經(jīng)濟(jì)基本面多個(gè)方面的聯(lián)合影響。那么，區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面哪些指標(biāo)產(chǎn)生顯著的聯(lián)合影響，其直接影響作用與間接影響作用有多大，這些問(wèn)題是本文的研究所在。

有關(guān)區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)層面的影響，國(guó)內(nèi)外研究主要圍繞房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用而展開。在其影響關(guān)系分析上，一類是利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間是否具有因果關(guān)系，并由此建立VAR模型；另一類是利用投入產(chǎn)出法或要素投入貢獻(xiàn)率分解法，運(yùn)用生產(chǎn)函數(shù)或拓展的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的投入產(chǎn)出關(guān)系。主要結(jié)論包括：Green（1997）[1]對(duì)1952—1992年美國(guó)住宅投資與GDP的影響關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，指出住宅投資是GDP的格蘭杰原因，且住宅投資引導(dǎo)了美國(guó)經(jīng)濟(jì)的周期變動(dòng)；Wigren和Wilhelmsson（2007）[2]利用14個(gè)歐洲國(guó)家的房地產(chǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為住宅投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了長(zhǎng)期的影響；梁云芳、高鐵梅等（2006）[3]運(yùn)用脈沖響應(yīng)模型，分析房地產(chǎn)投資的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響作用，認(rèn)為房地產(chǎn)市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)基本面之間既互相拉動(dòng)又互相牽制；孔煜（2009）[4]鑒于房地產(chǎn)業(yè)的區(qū)域性特征，分析指出我國(guó)東部與中部地區(qū)的房地產(chǎn)投資額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果關(guān)系，而西部地區(qū)并不存在這種因果關(guān)系；張洪、金杰等（2014）[5]利用1998—2010年我國(guó)70個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)，采用空間動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)方法，構(gòu)建了包括房地產(chǎn)投資及其空間效應(yīng)的空間動(dòng)態(tài)計(jì)量模型，實(shí)證分析房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的地區(qū)影響效果；等等。這些研究主要考慮房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的影響關(guān)系。本文以我國(guó)東部、中部和西部為研究對(duì)象，通過(guò)分析區(qū)域房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)基本面多個(gè)指標(biāo)的相關(guān)性，探討區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的聯(lián)合影響，由此建立聯(lián)立方程組形式的遞歸模型，以檢驗(yàn)影響關(guān)系的有效性，并估計(jì)其直接與間接影響作用的大小，從而為制定因地制宜的房地產(chǎn)調(diào)控政策提供量化依據(jù)。

二、區(qū)域房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)基本面的相關(guān)性

在房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)基本面構(gòu)成的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，房地產(chǎn)業(yè)通過(guò)房地產(chǎn)投資與房地產(chǎn)供應(yīng)（如：房屋面積與套數(shù)等）同全社會(huì)固定資產(chǎn)投資（簡(jiǎn)稱：固定資產(chǎn)投資）、資金市場(chǎng)供給以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緊密聯(lián)系。其中，房地產(chǎn)投資是固定資產(chǎn)投資的重要組成部分；房地產(chǎn)供應(yīng)所提供的產(chǎn)品及其帶動(dòng)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)發(fā)展，反映了房地產(chǎn)所屬產(chǎn)品及其相關(guān)產(chǎn)品的總消費(fèi)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的影響；而房地產(chǎn)業(yè)又是資金密集型產(chǎn)業(yè)，其吸引的資金流向帶動(dòng)人力與物力的集聚，直接或間接地拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，這里以房地產(chǎn)供應(yīng)、固定資產(chǎn)投資、資金市場(chǎng)供給以及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）組成經(jīng)濟(jì)基本面指標(biāo)。

考慮房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)基本面的區(qū)域差異，本文以我國(guó)28個(gè)?。ㄊ校檠芯繉?duì)象。為敘述方便，仍然將這28個(gè)?。ㄊ校﹦澐譃闁|部、中部和西部區(qū)域，東部包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括：山西、吉林、安徽、黑龍江、江西、河南、湖北、湖南；西部包括：廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏。同時(shí)，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，選擇的樣本區(qū)間為2005年1季度至2015年4季度。因數(shù)據(jù)缺失，西部區(qū)域數(shù)據(jù)未包含內(nèi)蒙古、西藏和新疆的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

我國(guó)東部、中部與西部的房地產(chǎn)投資總額不盡相同，但區(qū)域房地產(chǎn)投資占其固定資產(chǎn)投資比重的變動(dòng)態(tài)勢(shì)基本一致。圖1反映了2005年1季度至2015年4季度區(qū)域房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額占其固定資產(chǎn)投資額比重的變化（注：數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，消除了季節(jié)影響）。由圖1可見，東部、中部與西部的房地產(chǎn)投資占比分別在均值線25%、15%和20%上呈現(xiàn)基本一致的走勢(shì)。統(tǒng)計(jì)顯示，東部、中部和西部的房地產(chǎn)投資占比分別平均為24.79%、15.61%和19.82%，其波動(dòng)幅度均在一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差左右。近年來(lái)，各區(qū)域房地產(chǎn)投資占比都呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)，同樣是平均下降5個(gè)百分點(diǎn)。其中，東部從高位27.52%降至22%左右、中部由17.64%降至13%左右、西部從22.61%降至17%左右。究其緣由，東部、中部和西部的房地產(chǎn)投資與其固定資產(chǎn)投資的變化是同步的，兩者的相關(guān)系數(shù)都達(dá)到0.99以上，具有很強(qiáng)的相關(guān)性。

圖1 2005.1—2015.4季度我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)投資占其固定資產(chǎn)投資的比重

以區(qū)域房地產(chǎn)竣工面積與新開工面積之和表示房地產(chǎn)供應(yīng)，以廣義貨幣供應(yīng)量（M2）表示資金市場(chǎng)供給，統(tǒng)計(jì)顯示，東部房地產(chǎn)投資與其房地產(chǎn)供應(yīng)、資金市場(chǎng)供給以及GDP的相關(guān)系數(shù)分別為0.75、0.92和0.98；中部的分別為0.84、0.88和0.97；西部的分別為0.84、0.94和0.96。因而，區(qū)域房地產(chǎn)投資與房地產(chǎn)供應(yīng)、資金市場(chǎng)供給以及GDP之間也呈現(xiàn)較強(qiáng)的相關(guān)性。綜上所述，區(qū)域房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)基本面之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

三、區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的影響關(guān)系設(shè)定

1、提出假設(shè)

依據(jù)房地產(chǎn)理論和上述區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的相關(guān)性分析，假設(shè)房地產(chǎn)投資是影響經(jīng)濟(jì)基本面的直接外部因素，且通過(guò)經(jīng)濟(jì)基本面的內(nèi)部單向作用產(chǎn)生間接影響。對(duì)此，提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：區(qū)域房地產(chǎn)投資將帶動(dòng)房地產(chǎn)供應(yīng)、引致固定資產(chǎn)投資、吸引資金市場(chǎng)供給，進(jìn)而拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因而，區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)房地產(chǎn)供應(yīng)、固定資產(chǎn)投資、資金市場(chǎng)供給以及GDP產(chǎn)生直接的正向影響。

假設(shè)2：由于房地產(chǎn)供應(yīng)的增加會(huì)擴(kuò)大總消費(fèi)，減少總投資，但最終仍然是帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，由此，房地產(chǎn)供應(yīng)對(duì)固定資產(chǎn)投資、資金市場(chǎng)供給產(chǎn)生直接的負(fù)向影響，而對(duì)GDP產(chǎn)生直接的正向影響。

假設(shè)3：固定資產(chǎn)投資對(duì)資金市場(chǎng)供給、GDP產(chǎn)生直接的正向影響。

假設(shè)4：資金市場(chǎng)供給產(chǎn)生的集聚效應(yīng)將帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此，資金市場(chǎng)供給對(duì)GDP產(chǎn)生直接的正向影響。

2、遞歸模型的設(shè)立

（1）面板數(shù)據(jù)的指標(biāo)選取。依據(jù)上述東部、中部和西部區(qū)域的劃分，樣本數(shù)據(jù)為2005年1季度至2015年4季度各區(qū)域?qū)?yīng)?。ㄊ校┑募径葦?shù)據(jù)組成的面板數(shù)據(jù)，其中，東部是11個(gè)省（市）組成的樣本量為484的面板數(shù)據(jù)，中部是8個(gè)?。ㄊ校┙M成的樣本量為352的面板數(shù)據(jù)，西部是9個(gè)?。ㄊ校┙M成的樣本量為396的面板數(shù)據(jù)。在指標(biāo)與變量選取中，以各?。ㄊ校┓康禺a(chǎn)開發(fā)投資完成額表示房地產(chǎn)投資（記作：X）（單位：億元），以其房地產(chǎn)竣工面積與新開工面積之和表示房地產(chǎn)供應(yīng)（記作：Y1）（單位：萬(wàn)平方米），以其全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額表示固定資產(chǎn)投資（記作：Y2）（單位：億元），選取廣義貨幣供應(yīng)量（即：M2）表示資金市場(chǎng)供給（記作：Y3）（單位：億元），各?。ㄊ校〨DP（記作：Y4）（單位：億元）。同時(shí)，為避免數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)的異方差性，所有變量均以對(duì)數(shù)形式引入模型之中，簡(jiǎn)記為：ln（）。

（2）遞歸模型。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的聯(lián)立方程模型中，遞歸模型（Recursive Models）[6]以其獨(dú)特的內(nèi)生變量單向傳遞關(guān)系，通過(guò)聯(lián)立方程組的形式，系統(tǒng)地反映內(nèi)生變量之間、外生變量與內(nèi)生變量之間的因果依賴性以及直接與間接聯(lián)合影響關(guān)系。于是，遞歸模型的內(nèi)生變量為：房地產(chǎn)供應(yīng)、固定資產(chǎn)投資、資金市場(chǎng)供給以及GDP；外生變量為房地產(chǎn)投資。為簡(jiǎn)便起見，不妨將外生變量與滯后變量組成的向量簡(jiǎn)記為Z。由此，遞歸模型的對(duì)數(shù)形式表示成如下聯(lián)立方程組：

其中：隨機(jī)干擾項(xiàng)具有性質(zhì)cov（uit，ujt）=0，i≠j；i，j= 1，2，3，4。

在遞歸模型式（1）中，第一個(gè)方程為區(qū)域房地產(chǎn)供應(yīng)方程，假設(shè)房地產(chǎn)供應(yīng)主要由房地產(chǎn)投資及相關(guān)滯后變量所決定；第二個(gè)方程為區(qū)域固定資產(chǎn)投資方程，假設(shè)固定資產(chǎn)投資不僅受房地產(chǎn)投資及相關(guān)滯后變量的影響，而且與第一個(gè)方程的內(nèi)生變量（房地產(chǎn)供應(yīng)）有關(guān)，因而，將房地產(chǎn)供應(yīng)與房地產(chǎn)投資兩者都看作是決定固定資產(chǎn)投資的“原因”；由此類推，第三個(gè)方程為區(qū)域資金市場(chǎng)供給方程，假設(shè)決定資金市場(chǎng)供給的“原因”包含第一、第二個(gè)方程的內(nèi)生變量（房地產(chǎn)供應(yīng)、固定資產(chǎn)投資）以及房地產(chǎn)投資；第四個(gè)方程為區(qū)域GDP方程，假設(shè)GDP由第一至第三個(gè)方程的內(nèi)生變量以及房地產(chǎn)投資共同決定。于是，這些方程的內(nèi)生變量之間、外生變量與內(nèi)生變量之間形成了因果決定關(guān)系，其系數(shù)βij反映了經(jīng)濟(jì)基本面的內(nèi)部彈性影響；系數(shù)γij為房地產(chǎn)投資等外部因素影響經(jīng)濟(jì)基本面的直接彈性，而∑（βij×γkl）則為間接彈性。

四、區(qū)域房地產(chǎn)投資影響經(jīng)濟(jì)基本面的實(shí)證分析

1、面板數(shù)據(jù)的協(xié)整性與變截距效應(yīng)檢驗(yàn)

（1）面板數(shù)據(jù)的單位檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)顯示，東部區(qū)域的所有變量均為2階單整的非平穩(wěn)序列；中部與西部區(qū)域的變量則同為1階單整非平穩(wěn)序列。進(jìn)一步，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)顯示，各區(qū)域的這五個(gè)變量之間均存在協(xié)整關(guān)系方程。由于遞歸模型的單個(gè)方程均滿足最小二乘估計(jì)方法的基本假定，所以，對(duì)于單整階數(shù)相同且具有協(xié)整關(guān)系的面板數(shù)據(jù)，單個(gè)方程均可以直接用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。

（2）變截距效應(yīng)的檢驗(yàn)。依據(jù)面板數(shù)據(jù)的特征，遞歸模型的截距項(xiàng)或斜率系數(shù)可能隨橫截面單元的個(gè)體（即：?。ㄊ校┑牟煌兓痆7]。如果這些系數(shù)隨個(gè)體是不變的，其對(duì)應(yīng)的模型是固定效應(yīng)模型，估計(jì)的系數(shù)被稱為共同系數(shù)；如果截距項(xiàng)或斜率系數(shù)隨個(gè)體不同而變化，其模型被稱為變截距效應(yīng)模型或變斜率效應(yīng)模型。經(jīng)計(jì)算與檢驗(yàn)顯示，東部、中部與西部區(qū)域的面板數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)的遞歸模型具有變截距效應(yīng)，而斜率系數(shù)則是固定效應(yīng)。因此，各區(qū)域的遞歸模型具有變截距效應(yīng)的特征。

2、遞歸模型的估計(jì)

現(xiàn)分別利用東部、中部與西部區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，對(duì)遞歸模型的單個(gè)方程進(jìn)行逐個(gè)估計(jì)。由最小二乘法得到2005年1季度至2015年4季度我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)投資影響經(jīng)濟(jì)基本面的直接彈性與間接彈性，以及經(jīng)濟(jì)基本面指標(biāo)之間的內(nèi)部彈性，其變量指向關(guān)系與對(duì)應(yīng)的彈性系數(shù)如表1所示（因篇幅所限，未列出其變截距項(xiàng)部分的回歸結(jié)果），同時(shí)，模型的整體擬合效果較好，且不存在異方差和自相關(guān)性。因此，回歸方程可用于經(jīng)濟(jì)分析。

3、比較分析區(qū)域房地產(chǎn)投資的彈性影響

根據(jù)上述回歸系數(shù)，經(jīng)整理得到2005年1季度至2015年4季度我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)投資影響經(jīng)濟(jì)基本面的直接彈性與間接彈性，以及經(jīng)濟(jì)基本面指標(biāo)之間的內(nèi)部彈性，其變量指向關(guān)系與對(duì)應(yīng)的彈性系數(shù)如表1所示。

（1）直接彈性。一是房地產(chǎn)供應(yīng)：房地產(chǎn)投資對(duì)房地產(chǎn)供應(yīng)產(chǎn)生直接彈性作用，彈性值分別為0.527、0.685和0.545，即東部、中部與西部的房地產(chǎn)投資每提高1%，將使其房地產(chǎn)供應(yīng)（面積）分別上升0.527%、0.685%和0.545%，因而，不同區(qū)域的房地產(chǎn)供應(yīng)增速基本相同。二是固定資產(chǎn)投資：東部、中部與西部的直接彈性均接近于1，表明區(qū)域房地產(chǎn)投資引致的固定資產(chǎn)投資增速接近一倍。三是資金市場(chǎng)供給：東部與中部的直接彈性為正，分別為0.227和0.137，表明東部與中部的房地產(chǎn)投資每上升1%，將吸引資金的供給分別提高0.227個(gè)百分點(diǎn)和0.137個(gè)百分點(diǎn)；但西部的直接彈性是負(fù)值，這與理論上假設(shè)的正向影響不一致，說(shuō)明西部的房地產(chǎn)投資缺乏資金支持，其投資每提高1%，資金供給卻下降了0.135%。四是GDP：東部、中部與西部的直接彈性分別為0.198、0.06和0.165，即房地產(chǎn)投資每提高1%，將直接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別提高0.198個(gè)百分點(diǎn)、0.06個(gè)百分點(diǎn)和0.165個(gè)百分點(diǎn)。因此，東部與西部的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)效應(yīng)基本相同，而中部的帶動(dòng)效應(yīng)較弱。

（2）間接彈性。區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的間接影響，來(lái)自經(jīng)濟(jì)基本面的內(nèi)部影響關(guān)系和彈性作用。具體來(lái)說(shuō)：一是房地產(chǎn)供應(yīng)的負(fù)向傳遞作用，使固定資產(chǎn)投資增速下降。這與理論假定是一致的，說(shuō)明當(dāng)房地產(chǎn)供應(yīng)增加時(shí)，總消費(fèi)的擴(kuò)大使得總投資減少。經(jīng)計(jì)算，東部、中部與西部的固定資產(chǎn)投資間接彈性分別為-0.038、-0.223和-0.046。可見，東部和西部的間接彈性較小，這種間接影響不敏感；而中部的彈性較大，間接影響較為敏感，表明中部的固定資產(chǎn)投資缺乏后續(xù)支撐。二是西部的資金市場(chǎng)供給間接彈性增大。雖然西部房地產(chǎn)投資引致資金市場(chǎng)供給不足，但其間接帶動(dòng)的資金市場(chǎng)供給彈性較大，彈性為0.316。三是區(qū)域GDP的間接彈性大于直接彈性。區(qū)域房地產(chǎn)投資通過(guò)房地產(chǎn)供應(yīng)與資金市場(chǎng)供給對(duì)GDP產(chǎn)生間接作用，東部、中部和西部的間接彈性分別為0.220、0.211和0.179。比較而言，區(qū)域GDP的間接彈性略大于直接彈性。因此，區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接帶動(dòng)效應(yīng)不容忽視。

表1 2005.1—2015.4季度我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的影響系數(shù)

五、結(jié)論與政策建議

1、主要結(jié)論

我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)投資與房地產(chǎn)供應(yīng)、固定資產(chǎn)投資、資金市場(chǎng)供給以及GDP組成的經(jīng)濟(jì)基本面具有較強(qiáng)的相關(guān)性。構(gòu)建的遞歸模型反映了區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的聯(lián)合影響，以及直接彈性與間接彈性關(guān)系。實(shí)證分析表明，區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)房地產(chǎn)供應(yīng)產(chǎn)生直接彈性影響；區(qū)域房地產(chǎn)投資引致的固定資產(chǎn)投資增速接近一倍；東部與中部的資金市場(chǎng)供給具有正向直接彈性，表明房地產(chǎn)投資能夠吸引資金市場(chǎng)的相應(yīng)供給，但西部的房地產(chǎn)投資缺乏資金支持。同時(shí)，區(qū)域房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接影響略大于直接影響，其中，東部與西部的房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)效應(yīng)基本相同，但中部的直接帶動(dòng)效應(yīng)較弱。

2、政策建議

（1）保持房地產(chǎn)業(yè)平穩(wěn)發(fā)展，防止區(qū)域房地產(chǎn)投資的過(guò)度下滑對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生下行沖擊。區(qū)域房地產(chǎn)投資不僅直接影響房地產(chǎn)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、固定資產(chǎn)投資的增速、資金市場(chǎng)供給以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的間接影響。因此，在宏觀經(jīng)濟(jì)處于新常態(tài)的背景下，保持房地產(chǎn)業(yè)的適度發(fā)展，有利于創(chuàng)造一個(gè)穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，有利于穩(wěn)定發(fā)揮投資要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

（2）實(shí)施區(qū)域差異化的房地產(chǎn)投資策略。東部房地產(chǎn)投資的轉(zhuǎn)型升級(jí)，有利于經(jīng)濟(jì)基本面逐步退出對(duì)房地產(chǎn)的過(guò)度依賴。中部房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接帶動(dòng)效應(yīng)較弱，因而，需要將投資更多地轉(zhuǎn)移到其他產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由于西部房地產(chǎn)投資缺少資金供給的支持，因此，在資金供應(yīng)有限的條件下，應(yīng)適度開發(fā)房地產(chǎn)業(yè)，以保證其他行業(yè)發(fā)展的資金需求。

（3）區(qū)域房地產(chǎn)調(diào)控從需求側(cè)轉(zhuǎn)向供給側(cè)，以提高調(diào)控效果。近年來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)經(jīng)歷了大范圍的多輪房地產(chǎn)調(diào)控，盡管實(shí)施了差異化的區(qū)域限購(gòu)、限貸等需求管理政策，但始終未能達(dá)到預(yù)想的調(diào)控效果，而是落入“限購(gòu)限貸”與“放松限購(gòu)限貸”的循環(huán)圈?？蓪⑦@種以需求管理為主的調(diào)控轉(zhuǎn)向房地產(chǎn)供給側(cè)管理，即：在規(guī)范房地產(chǎn)有序開發(fā)的同時(shí)，提高房地產(chǎn)供應(yīng)的有效供給，將房屋的“空置”、“庫(kù)存”轉(zhuǎn)化為人們當(dāng)前的居住與商用需求，進(jìn)而使區(qū)域房地產(chǎn)調(diào)控跳出“循環(huán)圈”，達(dá)到預(yù)期的調(diào)控效果。

[1] Richard K Green. Follow the Leader：How Changes in Residential and Non-residential Investment Predict Change in GDP[J].Real Estate Economics，1997（25）.

[2] Wigren R，Wilhelmsson M.Construction investments and economicgrowthinWesternEurope[J].JournalofPolicyModeling，2007，29（3）.

[3] 梁云芳、高鐵梅、賀書平：房地產(chǎn)市場(chǎng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的實(shí)證分析[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2006（3）.

[4] 孔煜：我國(guó)房地產(chǎn)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009，28（5）.

[5] 張洪、金杰、全詩(shī)凡：房地產(chǎn)投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與空間效應(yīng)——基于70個(gè)大中城市的空間面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2014（1）.

[6] Wojciech W.Charemza，Derek F.Deadman.New Direction in Econometric Practice[M].Edward Elgar Publishing Limited，UK. Lyme，US. 1997.

[7] 白仲林：面板數(shù)據(jù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[M].南開大學(xué)出版社，2008.

（責(zé)任編輯：劉冰冰）

首都流通業(yè)研究基地資助項(xiàng)目，房地產(chǎn)與流通產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展研究，編號(hào)：JD-YB-2016-35；國(guó)家社科基金重大項(xiàng)目，糧食安全目標(biāo)下市場(chǎng)起決定作用的糧食價(jià)格形成機(jī)制研究，編號(hào)：14ZDA034；北京市社科基金項(xiàng)目，北京文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展效應(yīng)研究，編號(hào)：15JGA031；北京市社科基金項(xiàng)目，北京市出租車市場(chǎng)管制下的租金耗散與管制改革，編號(hào)：14JGB029。