區域房地產投資對經濟基本面的聯合影響分析

王琴英，王愛琳，常 昆

（1、北京工商大學 經濟學院，北京 100048 2、北京工商大學 中國食品安全研究中心，北京 100048）

區域房地產投資對經濟基本面的聯合影響分析

王琴英1、2，王愛琳1，常 昆1

（1、北京工商大學 經濟學院，北京 100048 2、北京工商大學 中國食品安全研究中心，北京 100048）

我國區域房地產投資與經濟基本面具有較強的相關性。本文構建遞歸模型，反映區域房地產投資對經濟基本面的聯合影響，以及直接彈性與間接彈性關系。實證分析表明，區域房地產投資對房地產供應產生直接彈性影響；區域房地產投資引致的固定資產投資增速接近一倍；東部與中部的房地產投資能夠吸引資金市場的相應供給，但西部的房地產投資缺乏資金支持；區域房地產投資對經濟增長的間接影響略大于直接影響，其中，東部與西部的房地產投資對經濟增長的帶動效應基本相同，但中部的直接帶動效應較弱。最后，本文提出了相應的區域房地產調控政策建議。

房地產投資；經濟基本面；聯合影響；直接彈性；間接彈性

一、引言

近年來，我國房地產市場“區域分化”明顯，不同區域的房地產投資對經濟基本面的影響不盡相同。就東部地區而言，其房地產投資對區域房地產供應、固定資產投資、資金市場供給以及經濟增長的帶動作用仍然較強；而中部與西部面臨的房地產投資萎縮、房地產庫存嚴重等問題對區域經濟基本面的沖擊則愈加顯現。誠然，區域房地產投資對經濟基本面的影響，不單單是對經濟增長的影響，而是涉及到經濟基本面多個方面的聯合影響。那么，區域房地產投資對經濟基本面哪些指標產生顯著的聯合影響，其直接影響作用與間接影響作用有多大，這些問題是本文的研究所在。

有關區域房地產投資對經濟層面的影響，國內外研究主要圍繞房地產投資對經濟增長的影響作用而展開。在其影響關系分析上，一類是利用格蘭杰因果關系檢驗房地產投資與經濟增長兩者之間是否具有因果關系，并由此建立VAR模型；另一類是利用投入產出法或要素投入貢獻率分解法，運用生產函數或拓展的柯布-道格拉斯生產函數，建立房地產投資與經濟增長的投入產出關系。主要結論包括：Green（1997）[1]對1952—1992年美國住宅投資與GDP的影響關系進行實證分析，指出住宅投資是GDP的格蘭杰原因，且住宅投資引導了美國經濟的周期變動；Wigren和Wilhelmsson（2007）[2]利用14個歐洲國家的房地產數據進行分析，認為住宅投資對經濟增長產生了長期的影響；梁云芳、高鐵梅等（2006）[3]運用脈沖響應模型，分析房地產投資的沖擊對經濟增長的長期影響作用，認為房地產市場與經濟基本面之間既互相拉動又互相牽制；孔煜（2009）[4]鑒于房地產業的區域性特征，分析指出我國東部與中部地區的房地產投資額與經濟增長互為因果關系，而西部地區并不存在這種因果關系；張洪、金杰等（2014）[5]利用1998—2010年我國70個大中城市的面板數據，采用空間動態面板數據方法，構建了包括房地產投資及其空間效應的空間動態計量模型，實證分析房地產投資對經濟增長的地區影響效果；等等。這些研究主要考慮房地產投資與經濟增長兩者之間的影響關系。本文以我國東部、中部和西部為研究對象，通過分析區域房地產投資與經濟基本面多個指標的相關性，探討區域房地產投資對經濟基本面的聯合影響，由此建立聯立方程組形式的遞歸模型，以檢驗影響關系的有效性，并估計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調控政策提供量化依據。

二、區域房地產投資與經濟基本面的相關性

在房地產業與經濟基本面構成的經濟系統中，房地產業通過房地產投資與房地產供應（如：房屋面積與套數等）同全社會固定資產投資（簡稱：固定資產投資）、資金市場供給以及經濟增長緊密聯系。其中，房地產投資是固定資產投資的重要組成部分；房地產供應所提供的產品及其帶動的相關產業的關聯發展，反映了房地產所屬產品及其相關產品的總消費對國民經濟的影響；而房地產業又是資金密集型產業，其吸引的資金流向帶動人力與物力的集聚，直接或間接地拉動國民經濟增長。因此，這里以房地產供應、固定資產投資、資金市場供給以及國內生產總值（GDP）組成經濟基本面指標。

考慮房地產投資與經濟基本面的區域差異，本文以我國28個省（市）為研究對象。為敘述方便，仍然將這28個省（市）劃分為東部、中部和西部區域，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，考慮數據的可獲得性和完整性，選擇的樣本區間為2005年1季度至2015年4季度。因數據缺失，西部區域數據未包含內蒙古、西藏和新疆的數據。數據來源于中經網統計數據庫、國家統計局。

我國東部、中部與西部的房地產投資總額不盡相同，但區域房地產投資占其固定資產投資比重的變動態勢基本一致。圖1反映了2005年1季度至2015年4季度區域房地產開發投資完成額占其固定資產投資額比重的變化（注：數據進行了季節調整，消除了季節影響）。由圖1可見，東部、中部與西部的房地產投資占比分別在均值線25%、15%和20%上呈現基本一致的走勢。統計顯示，東部、中部和西部的房地產投資占比分別平均為24.79%、15.61%和19.82%，其波動幅度均在一個標準差左右。近年來，各區域房地產投資占比都呈現下降態勢，同樣是平均下降5個百分點。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投資與其固定資產投資的變化是同步的，兩者的相關系數都達到0.99以上，具有很強的相關性。

圖1 2005.1—2015.4季度我國區域房地產投資占其固定資產投資的比重

以區域房地產竣工面積與新開工面積之和表示房地產供應，以廣義貨幣供應量（M2）表示資金市場供給，統計顯示，東部房地產投資與其房地產供應、資金市場供給以及GDP的相關系數分別為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，區域房地產投資與房地產供應、資金市場供給以及GDP之間也呈現較強的相關性。綜上所述，區域房地產投資與經濟基本面之間具有較強的相關性。

三、區域房地產投資對經濟基本面的影響關系設定

1、提出假設

依據房地產理論和上述區域房地產投資對經濟基本面的相關性分析，假設房地產投資是影響經濟基本面的直接外部因素，且通過經濟基本面的內部單向作用產生間接影響。對此，提出以下假設。

假設1：區域房地產投資將帶動房地產供應、引致固定資產投資、吸引資金市場供給，進而拉動國民經濟增長，因而，區域房地產投資對房地產供應、固定資產投資、資金市場供給以及GDP產生直接的正向影響。

假設2：由于房地產供應的增加會擴大總消費，減少總投資，但最終仍然是帶動經濟增長，由此，房地產供應對固定資產投資、資金市場供給產生直接的負向影響，而對GDP產生直接的正向影響。

假設3：固定資產投資對資金市場供給、GDP產生直接的正向影響。

假設4：資金市場供給產生的集聚效應將帶動經濟增長，因此，資金市場供給對GDP產生直接的正向影響。

2、遞歸模型的設立

（1）面板數據的指標選取。依據上述東部、中部和西部區域的劃分，樣本數據為2005年1季度至2015年4季度各區域對應省（市）的季度數據組成的面板數據，其中，東部是11個省（市）組成的樣本量為484的面板數據，中部是8個省（市）組成的樣本量為352的面板數據，西部是9個省（市）組成的樣本量為396的面板數據。在指標與變量選取中，以各省（市）房地產開發投資完成額表示房地產投資（記作：X）（單位：億元），以其房地產竣工面積與新開工面積之和表示房地產供應（記作：Y1）（單位：萬平方米），以其全社會固定資產投資總額表示固定資產投資（記作：Y2）（單位：億元），選取廣義貨幣供應量（即：M2）表示資金市場供給（記作：Y3）（單位：億元），各省（市）GDP（記作：Y4）（單位：億元）。同時，為避免數據可能出現的異方差性，所有變量均以對數形式引入模型之中，簡記為：ln（）。

（2）遞歸模型。在計量經濟學的聯立方程模型中，遞歸模型（Recursive Models）[6]以其獨特的內生變量單向傳遞關系，通過聯立方程組的形式，系統地反映內生變量之間、外生變量與內生變量之間的因果依賴性以及直接與間接聯合影響關系。于是，遞歸模型的內生變量為：房地產供應、固定資產投資、資金市場供給以及GDP；外生變量為房地產投資。為簡便起見，不妨將外生變量與滯后變量組成的向量簡記為Z。由此，遞歸模型的對數形式表示成如下聯立方程組：

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

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

四、區域房地產投資影響經濟基本面的實證分析

1、面板數據的協整性與變截距效應檢驗

（1）面板數據的單位檢驗與協整檢驗。面板數據的單位根檢驗顯示，東部區域的所有變量均為2階單整的非平穩序列；中部與西部區域的變量則同為1階單整非平穩序列。進一步，Johansen協整檢驗顯示，各區域的這五個變量之間均存在協整關系方程。由于遞歸模型的單個方程均滿足最小二乘估計方法的基本假定，所以，對于單整階數相同且具有協整關系的面板數據，單個方程均可以直接用最小二乘法進行估計。

（2）變截距效應的檢驗。依據面板數據的特征，遞歸模型的截距項或斜率系數可能隨橫截面單元的個體（即：省（市））的不同而變化[7]。如果這些系數隨個體是不變的，其對應的模型是固定效應模型，估計的系數被稱為共同系數；如果截距項或斜率系數隨個體不同而變化，其模型被稱為變截距效應模型或變斜率效應模型。經計算與檢驗顯示，東部、中部與西部區域的面板數據對應的遞歸模型具有變截距效應，而斜率系數則是固定效應。因此，各區域的遞歸模型具有變截距效應的特征。

2、遞歸模型的估計

現分別利用東部、中部與西部區域的面板數據，對遞歸模型的單個方程進行逐個估計。由最小二乘法得到2005年1季度至2015年4季度我國區域房地產投資影響經濟基本面的直接彈性與間接彈性，以及經濟基本面指標之間的內部彈性，其變量指向關系與對應的彈性系數如表1所示（因篇幅所限，未列出其變截距項部分的回歸結果），同時，模型的整體擬合效果較好，且不存在異方差和自相關性。因此，回歸方程可用于經濟分析。

3、比較分析區域房地產投資的彈性影響

根據上述回歸系數，經整理得到2005年1季度至2015年4季度我國區域房地產投資影響經濟基本面的直接彈性與間接彈性，以及經濟基本面指標之間的內部彈性，其變量指向關系與對應的彈性系數如表1所示。

（1）直接彈性。一是房地產供應：房地產投資對房地產供應產生直接彈性作用，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投資每提高1%，將使其房地產供應（面積）分別上升0.527%、0.685%和0.545%，因而，不同區域的房地產供應增速基本相同。二是固定資產投資：東部、中部與西部的直接彈性均接近于1，表明區域房地產投資引致的固定資產投資增速接近一倍。三是資金市場供給：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投資每上升1%，將吸引資金的供給分別提高0.227個百分點和0.137個百分點；但西部的直接彈性是負值，這與理論上假設的正向影響不一致，說明西部的房地產投資缺乏資金支持，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，即房地產投資每提高1%，將直接帶動經濟增長分別提高0.198個百分點、0.06個百分點和0.165個百分點。因此，東部與西部的經濟增長帶動效應基本相同，而中部的帶動效應較弱。

（2）間接彈性。區域房地產投資對經濟基本面的間接影響，來自經濟基本面的內部影響關系和彈性作用。具體來說：一是房地產供應的負向傳遞作用，使固定資產投資增速下降。這與理論假定是一致的，說明當房地產供應增加時，總消費的擴大使得總投資減少。經計算，東部、中部與西部的固定資產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投資缺乏后續支撐。二是西部的資金市場供給間接彈性增大。雖然西部房地產投資引致資金市場供給不足，但其間接帶動的資金市場供給彈性較大，彈性為0.316。三是區域GDP的間接彈性大于直接彈性。區域房地產投資通過房地產供應與資金市場供給對GDP產生間接作用，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，區域GDP的間接彈性略大于直接彈性。因此，區域房地產投資對經濟增長的間接帶動效應不容忽視。

表1 2005.1—2015.4季度我國區域房地產投資對經濟基本面的影響系數

五、結論與政策建議

1、主要結論

我國區域房地產投資與房地產供應、固定資產投資、資金市場供給以及GDP組成的經濟基本面具有較強的相關性。構建的遞歸模型反映了區域房地產投資對經濟基本面的聯合影響，以及直接彈性與間接彈性關系。實證分析表明，區域房地產投資對房地產供應產生直接彈性影響；區域房地產投資引致的固定資產投資增速接近一倍；東部與中部的資金市場供給具有正向直接彈性，表明房地產投資能夠吸引資金市場的相應供給，但西部的房地產投資缺乏資金支持。同時，區域房地產投資對經濟增長的間接影響略大于直接影響，其中，東部與西部的房地產投資對經濟增長的帶動效應基本相同，但中部的直接帶動效應較弱。

2、政策建議

（1）保持房地產業平穩發展，防止區域房地產投資的過度下滑對國民經濟產生下行沖擊。區域房地產投資不僅直接影響房地產關聯產業的發展、固定資產投資的增速、資金市場供給以及經濟增長，而且對經濟增長產生顯著的間接影響。因此，在宏觀經濟處于新常態的背景下，保持房地產業的適度發展，有利于創造一個穩定的宏觀經濟環境，有利于穩定發揮投資要素對經濟增長的貢獻。

（2）實施區域差異化的房地產投資策略。東部房地產投資的轉型升級，有利于經濟基本面逐步退出對房地產的過度依賴。中部房地產投資對經濟增長的直接帶動效應較弱，因而，需要將投資更多地轉移到其他產業領域，以促進區域經濟增長。由于西部房地產投資缺少資金供給的支持，因此，在資金供應有限的條件下，應適度開發房地產業，以保證其他行業發展的資金需求。

（3）區域房地產調控從需求側轉向供給側，以提高調控效果。近年來，我國房地產市場經歷了大范圍的多輪房地產調控，盡管實施了差異化的區域限購、限貸等需求管理政策，但始終未能達到預想的調控效果，而是落入“限購限貸”與“放松限購限貸”的循環圈。可將這種以需求管理為主的調控轉向房地產供給側管理，即：在規范房地產有序開發的同時，提高房地產供應的有效供給，將房屋的“空置”、“庫存”轉化為人們當前的居住與商用需求，進而使區域房地產調控跳出“循環圈”，達到預期的調控效果。

[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：房地產市場與國民經濟協調發展的實證分析[J].中國社會科學，2006（3）.

[4] 孔煜：我國房地產發展與經濟增長關系的實證研究[J].工業技術經濟，2009，28（5）.

[5] 張洪、金杰、全詩凡：房地產投資、經濟增長與空間效應——基于70個大中城市的空間面板數據實證研究[J].南開經濟研究，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：面板數據的計量經濟分析[M].南開大學出版社，2008.

（責任編輯：劉冰冰）

首都流通業研究基地資助項目，房地產與流通產業鏈發展研究，編號：JD-YB-2016-35；國家社科基金重大項目，糧食安全目標下市場起決定作用的糧食價格形成機制研究，編號：14ZDA034；北京市社科基金項目，北京文化創意產業發展效應研究，編號：15JGA031；北京市社科基金項目，北京市出租車市場管制下的租金耗散與管制改革，編號：14JGB029。