經(jīng)濟建設(shè)中房地產(chǎn)管理有重要的作用，房地產(chǎn)的經(jīng)濟模式和經(jīng)濟制度應(yīng)用有新的管理要點，不管對于什么方面大家也都要將房地產(chǎn)應(yīng)用多加注意。

　　摘要：消費水平對房地產(chǎn)業(yè)的影響影響個人消費支出水平的因素有很多，如個人收入水平( 特別是個人可支配收入水平) 、收入分配狀況、商品價格水平、消費者偏好等。當(dāng)居民消費水平提高，房地產(chǎn)商品等價高，耐用產(chǎn)品的需求也會增大; 反之，則縮小。

　　關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)業(yè),房地產(chǎn)應(yīng)用,房地產(chǎn)論文

　　一、房地產(chǎn)與宏觀經(jīng)濟互動機制的理論詮釋

　　( 一) 宏觀經(jīng)濟對房地產(chǎn)發(fā)展的制約作用

　　1. 國內(nèi)生產(chǎn)總值 ( GDP ) 對房地產(chǎn)業(yè)的影響一國 GDP 的大幅增加，反映出該國經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，國民收入增加，消費能力增強，房地產(chǎn)購買力的整體水平也隨之增強，有利于房地產(chǎn)市場繁榮發(fā)展。相反，房地產(chǎn)市場會出現(xiàn)衰退現(xiàn)象。

　　推薦期刊：《中外房地產(chǎn)導(dǎo)報》2006年全新改版，本著"開發(fā)顧問、置業(yè)參考"的辦刊方向，開設(shè)了以"專題"為開卷的欄目20多個，內(nèi)容涉及中外房地產(chǎn)業(yè)的諸多方面，集政策性、指導(dǎo)性、服務(wù)性、知識性于一本，深受業(yè)界和讀者的好評和認可。

　　2. 利率對房地產(chǎn)周期的影響一般說來，利率變動與房地產(chǎn)周期波動呈反方向變動。利率下調(diào)，房地產(chǎn)市場景氣上升; 利率走高，房地產(chǎn)市場趨于蕭條。利率高低通過影響房地產(chǎn)投資規(guī)模和居民儲蓄及消費信貸兩方面對房地產(chǎn)業(yè)施加影響。

　　3. 信貸規(guī)模對房地產(chǎn)業(yè)的影響當(dāng)房地產(chǎn)業(yè)運行良好，收益豐厚，不確定性減少，信貸分布向房地產(chǎn)業(yè)傾斜的幅度加大，信貸規(guī)模激增; 相反則會出現(xiàn)信貸規(guī)模的下降。

　　4. 通貨膨脹對房地產(chǎn)周期的影響當(dāng)發(fā)生通貨膨脹時，理智的消費者會選擇購買房產(chǎn)等真實資產(chǎn)以抵御物價上漲帶來的持有貨幣貶值，在經(jīng)濟的發(fā)展過程中，通貨膨脹與通貨緊縮交替變化，勢必影響房地產(chǎn)投資預(yù)期回報率的周期性變化，從而導(dǎo)致房地產(chǎn)經(jīng)濟發(fā)生周期性的波動。

　　( 二) 房地產(chǎn)價格對宏觀經(jīng)濟的顯著影響1. 房地產(chǎn)價格影響消費的渠道

　　(1) 房地產(chǎn)所有者的財富效應(yīng)。這主要是指房地產(chǎn)價格的波動導(dǎo)致房地產(chǎn)所有者財富的波動，進而影響消費支出和短期邊際消費傾向，最終影響宏觀經(jīng)濟發(fā)展的效應(yīng)。

　　(2) 潛在購房者的儲蓄效應(yīng)。我國城鎮(zhèn)居民的住房支付能力并不高，房地產(chǎn)價格的上漲會迫使不少希望購買住房的居民節(jié)衣縮食，削減當(dāng)期消費，增加儲蓄，以保證足夠的能力在將來購買住房。

　　(3) 租房居住者的預(yù)算約束效應(yīng)。家庭的消費預(yù)算通�？刂圃谀撤N范圍內(nèi)，一項費用的增多必然引起其他費用的降低。由于房地產(chǎn)價格的上漲會引起租金價格的同步上漲，租房費用增加迫使租房者不得不減少其他消費支出。

　　(4)消費者的預(yù)期效應(yīng)。房地產(chǎn)價格的上漲可能導(dǎo)致消費者對未來的預(yù)期增強，從而造成其目前房產(chǎn)消費增加。

　　2. 房地產(chǎn)價格影響投資的渠道

　　(1) 信貸投資效應(yīng)。房地產(chǎn)業(yè)被認為是宏觀經(jīng)濟的晴雨表，房地產(chǎn)價格的上升預(yù)示著經(jīng)濟景氣周期的來臨，居民和企業(yè)會對未來有良好的預(yù)期，從而促使其加大投資力度，同時，也會促進企業(yè)和居民抵押物價值的上升，放大企業(yè)和居民的融資能力，使得他們的融資能力增強，從而促進其投資的增長。

　　(2) 產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)。房地產(chǎn)發(fā)展可以通過建筑業(yè)間接帶動水泥、鋼鐵、玻璃、運輸?shù)认嚓P(guān)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展。

　　房地產(chǎn)價格的上漲還會擴大其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的投資，最終實現(xiàn)社會總投資的增加。

　　二、基于VAR模型的實證分析

　　( 一) 數(shù)據(jù)處理1. 數(shù)據(jù)選取范圍與來源說明本文選用 1998 年第 1 季度至 2008 年第 4 季度之間的季度數(shù)據(jù)，研究全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、國內(nèi)貸款余額、居民儲蓄存款期末余額、消費物價總指數(shù)、3 年期貸款利率之間的關(guān)系。本文數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟景氣月報、中國人民銀行網(wǎng)站、Wind 資訊、中宏數(shù)據(jù)庫等。

　　2. 季節(jié)調(diào)整本文各經(jīng)濟變量都是時間序列，用季節(jié)影響因子除以原來的序列，從而得到消除季節(jié)影響的時間序列。本實證分析是用計量經(jīng)濟學(xué)軟件 EViews5. 0操作完成，經(jīng)濟變量在 EViews5. 0操作及模型中的代碼含義見表1。

　　( 二) 序列平穩(wěn)性檢驗在對變量進行 VAR 模型分析之前，首先進行變量的平穩(wěn)性檢驗。變量只有在 1 階差分平穩(wěn)的條件下，才能進行 VAR 模型分析。

　　檢驗?zāi)骋粫r間序列是否平穩(wěn)，通常使用單位根檢驗。若序列存在單位根，則說明序列是非平穩(wěn)的; 反之則說明該序列是平穩(wěn)的。本文采用 ADF 檢驗對各個變量分別進行單位根檢驗。

　　在此，首先對季節(jié)調(diào)整后的人均 GDP 進行單位根檢驗。(見表 2)可見，與 t 統(tǒng)計量的臨界值相比較，在 1%、5%和10% 的檢驗水平下，不能拒絕原假設(shè)，即可以認為序列RJGDPSA 至少有一個單位根，是非平穩(wěn)的。

　　從表 3 可以看出，序列 RJGDP 一階差分的 ADF 檢驗 t 統(tǒng)計量比 1% 、5% 和 10% 檢驗水平下的臨界值都小。因此，可以拒絕原假設(shè)，即可以認為一階差分序列 D(RJGDPSA) 沒有單位根，是平穩(wěn)的，也即序列RJGDPSA是一階差分平穩(wěn)的，即 I(1)。

　　其次，用同樣方法分別對表 1 中其他變量進行單位根檢驗得到: 在 1%檢驗水平下，國內(nèi)信貸余額、居民儲蓄存款期末余額和消費物價總指數(shù)均是一階差分平穩(wěn)的，即 I(1) ; 在5% 檢驗水平下，季節(jié)調(diào)整后的房地產(chǎn)開發(fā)投資額是一階差分平穩(wěn)的，即 I(1) ; 三年期貸款利率的原序列在 5%的檢驗水平下水平平穩(wěn)，即 I(0)。

　　綜上所述，除 3 年期貸款利率外，其余 5 個經(jīng)濟變量皆是水平序列非平穩(wěn)、一階差分序列平穩(wěn)，可對這五個經(jīng)濟變量進行 VAR 模型估計。

　　( 三)VAR 模型的估計西姆斯1980年提出 VAR 模型是非結(jié)構(gòu)化的模型，即變量之間的關(guān)系并非以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)的，不需要依賴“難以置信”的假定，可應(yīng)用于大規(guī)模宏觀經(jīng)濟的研究。本小節(jié)欲構(gòu)造房地產(chǎn)開發(fā)投資額與宏觀經(jīng)濟具體指標的 VAR 模型。為減少數(shù)據(jù)的波動、消除異方差性，先對這5個變量取自然對數(shù)，得到新的序列 XDYE1、RJGDP1、SAVE1、CPI1、KFTZE1，并引入建立 VAR 模型。

　　我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與宏觀經(jīng)濟互動關(guān)系實證研究131Enterprise Economy2012年第3期( 總第379期)我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與宏觀經(jīng)濟互動關(guān)系實證研究投資的影響最大。居民儲蓄存款期末余額增長 1%，房地產(chǎn)開發(fā)投資額相應(yīng)地提高大約 0. 86%; 消費物價總指數(shù)上升 1% ，房地產(chǎn)開發(fā)投資額相應(yīng)地增長大約 0. 32% ;國內(nèi)信貸余額增長 1%，房地產(chǎn)開發(fā)投資額相應(yīng)地大約提高 0. 23%; 人均 GDP 提高 1% ，房地產(chǎn)開發(fā)投資額相應(yīng)地大約增長 0. 20%。

　　( 五)Granger 因果關(guān)系檢驗Granger 因果性表示的是時間序列之間的領(lǐng)先與滯后關(guān)系，只是時間上的因果關(guān)系，重在影響方向的確認，而非完全的因果關(guān)系。VAR 模型給出每個內(nèi)生變量相對于模型中其他內(nèi)生變量的 Granger 因果關(guān)系檢驗統(tǒng)計量和其相應(yīng)的概率值。

　　內(nèi)生變量 KFTZE1 相對于 RJGDP1 的 x2統(tǒng)計量 =4. 76，其相應(yīng)的概率值 0. 09。因此，KFTZE1 對應(yīng)的方程在 10%檢驗水平下不能將 RJGDP1 排除，即 10%檢驗水平下變量 RJGDP1 是 KFTZE1 的 Granger 原因; 內(nèi)生變量KFTZE1 相對于 XDYE1 的 x2統(tǒng)計量 = 6. 41，其相應(yīng)的概率值 0. 04。因此，KFTZE1 對應(yīng)的方程在 5%檢驗水平下不能將 XDYE1 排除，即 5% 檢驗水平下變量 XDYE1是 KFTZE1 的 Granger 原因; KFTZE1 與其他變量之間的因果關(guān)系不顯著。

　　經(jīng)過同理分析可得出: 1% 檢驗水平下變量 SAVE1是 CPI1 的 Granger 原因，KFTZE1 是 RJGDP 的 Granger原因; 在 10% 檢驗水平下 XDYE1 是 SAVE1 的 Granger原因; 其他變量之間的因果關(guān)系不顯著。

　　( 六) 方差分解分析方差分解是研究 VAR 模型動態(tài)特征的方法，通過分析每個新息沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。

　　從表 2 - 10 可見，房地產(chǎn)開發(fā)投資額第 1 季度預(yù)測的標準差等于 0. 10，第 2 季度預(yù)測的標準差是 0. 12。而且，隨著預(yù)測期數(shù)的推移，價格預(yù)測的標準差也緩慢增加。KFTZE1 列表示房地產(chǎn)開發(fā)投資額預(yù)測的標準差中由其自身引起的部分百分比，其他變量列含義類推，而這五列的百分比之和為 100。

　　在一期預(yù)測中，房地產(chǎn)開發(fā)投資預(yù)測標準差全部由其自身擾動所引起的。隨著預(yù)測期的推移，大約在第12期左右，房地產(chǎn)開發(fā)投資額分解結(jié)果基本穩(wěn)定，房地產(chǎn)開發(fā)投資額預(yù)測標準差有50%左右是其自身擾動引起的，33%左右是國內(nèi)信貸余額擾動引起的，5%左右是居民儲蓄存款擾動引起的，2%左右是消費物價總指數(shù)擾動引起的。

　　三、政策建議

　　( 一 ) 對房地產(chǎn)進行宏觀調(diào)控，實現(xiàn)與國民經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調(diào)由于房地產(chǎn)開發(fā)投資額與人均 GDP 存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且在一定檢驗水平下，互為 Granger 原因。一旦發(fā)展失衡，房地產(chǎn)發(fā)展過快，脫離了國民經(jīng)濟的承載能力，那么房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展勢必會停滯，甚至倒退，不僅會影響其健康發(fā)展，而且會給整個國民經(jīng)濟的良性發(fā)展帶來威脅。

　　(二)加強房地產(chǎn)信貸風(fēng)險管理，維護金融與經(jīng)濟穩(wěn)定經(jīng)實證分析國內(nèi)信貸余額提高 1%，房地產(chǎn)開發(fā)投資額相應(yīng)地大約增長 0. 23%。因此必須加強房地產(chǎn)信貸的管理，嚴格控制風(fēng)險，防止銀行貸款為房地產(chǎn)業(yè)的過熱發(fā)展推波助瀾。首先，建立和完善房地產(chǎn)信貸風(fēng)險的監(jiān)測指標體系; 其次，加強房地產(chǎn)信貸風(fēng)險管理; 再次，加強金融監(jiān)管。

　　( 三 ) 優(yōu)化住房供給結(jié)構(gòu)，完善房屋租賃市場改進房型設(shè)計， 控制套型面積，積極建設(shè)滿足中低收入家庭住房需求的小戶型住宅。大力發(fā)展住房租賃市場，建立梯級消費觀念，鼓勵暫時無購房能力者通過租賃解決住房問題。

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