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房地產業固定資產投資范文1
關鍵詞：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）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）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）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）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?？紤]房地產投資與經濟基本面的區域差異，本文以我國28個?。ㄊ校檠芯繉ο?。為敘述方便，仍然將這28個?。ㄊ校﹦澐譃闁|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、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。
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。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?。ㄊ校┑募径葦祿M成的面板數據，其中，東部是11個?。ㄊ校┙M成的樣本量為484的面板數據，中部是8個?。ㄊ校┙M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?。ㄊ校〨DP（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（RecursiveModels）[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。
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。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。
（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。
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?？蓪⑦@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。
參考文獻
[1]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）.
[2]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）.
[3]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）.
房地產業固定資產投資范文2
［關鍵詞］廣州市；房地產業；金融風暴
［中圖分類號］F293.35 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2010）48-0008-04
1 前 言
我國在美國次貸危機及后來的全球金融危機的影響下,出口和FDI方面出現了明顯的負面變化。房地產業在我國經濟發展過程中有著舉足輕重的地位,而廣州作為全國經濟發展的一個典型代表,其房地產業的變化及其采取的政策對各地的房地產市場的管理都有一定的借鑒作用。因此,本文選取廣州市房地產市場作為分析對象,選取廣州市的宏觀經濟數據和房地產業的相關行業數據進行分析,旨在從房地產變化的內因和外因兩方面來分析這次金融風暴給我國的房地產業帶來的影響,得出這種影響和變化的大小及其方向,以及出現這種影響的原因和我們應該采取的對策。
2 文獻綜述
彭紅艷(2009)認為中美之間的貿易主要集中在服裝、鞋類等勞動密集型產品,收入彈性較小,在金融風暴下美國居民對這些商品的需求可能不降反升,同時美國經濟放緩會增加業務外包的可能,有利于我國增加對世界其他地區的出口,但是金融風暴會使中美貿易中的非經濟因素干擾增加,人民幣升值壓力加大,貿易環境可能會惡化。
黃潤中(2007)認為從產品結構與國際競爭力看我國具有絕對比較優勢的低端產品出口彈性受出口對象國經濟環境惡化的影響不大,中國所保持的巨額貿易順差使人民幣仍具有很強的升值潛力,我國實行相對嚴格的資本管制政策也使國內經濟受國際金融事件的影響大為減弱,但國際短期融資市場中仍然存在大量不確定因素會對我國的FDI有負面影響。
3 數據分析
3.1 廣州市社會宏觀經濟數據
宏觀經濟數據選取的是廣州市的地區生產總值及其增長率、三大產業的增加值比重、全社會固定資產投資和城鎮居民可支配收入。
2007年第3季度地區生產總值為4996.96億元,比2006年同期增長14.5%,其中第一產業增加值比重為2.41%,第二產業增加值比重為40.65%,第三產業增加值比重為56.94%；第4季度地區生產總值為7050.78億元,比2006年同期增長14.5%,其中第一產業增加值比重為2.3%,第二產業增加值比重為39.9%,第三產業增加值比重為57.8%。2008年第1季度地區生產總值為1746.64億元,比2007年同期增長11.1%,第一產業增加值比重為2%,第二產業增加值比重為37.5%,第三產業增加值比重為60.5%；2008年第2季度地區生產總值累計為3733.53億元,比2007年同期增長11.9%,其中第一產業增加值比重為1.93%,第二產業增加值比重為39.72%,第三產業增加值比重為58.35%;2008年第3季度地區生產總值累計為5921.66億元,比上一季度增長12.1%,其中第一產業增加值比重為1.96%,第二產業增加值比重為39.89%,第三產業增加值比重為58.15%,2008年第4季度地區生產總值為8215.82億元,比上年同期增長12.3%,其中第一產業增加值比重為2.04%,第二產業增加值比重為38.94%,第三產業增加值比重為59.02%。2009年第1季度地區生產總值為1837.88億元,比2008年同期增長8%,其中第一產業增加值比重為1.99%,第二產業增加值比重為35.52%,第三產業增加值比重為62.49%。
全社會固定資產投資2007年第3季度累計達11038212萬元,比2007年同期增長8.8%。第4季度累計達18633437萬元,比2007年同期增長9.8%,2008年第1季度全社會固定資產投資為3169347萬元,比2007年同期增長10.7%;第2季度累計達7542205萬元,比2007年同期增長13%;第3季度達12378996萬元,比2007年同期增長12.1%;第4季度達21045635萬元,比2007年同期增長12.9%。2009年第1季度全社會固定資產投資達3769589萬元,比2008年同期增長18.9%。
城鎮居民人均可支配收入2007年第3季度累計達16788.65元,比2006年同期增長11%;第4季度達22469.22元,比2006年同期增長13.2%。2008年1季度城鎮居民人均可支配收入達7361.07元,比2007年同期增長5.8%;第2季度累計達13213.7元,比2007年同期增長10.2%。第3季度達19229.19元,比2007年同期增長12.3%。第4季度累計達25316.72元,比2007年同期增長12.7%。2009年第1季度達8109.29元,比2008年同期增長10.2%。
3.2 房地產基礎數據分析
2007年第3季度,廣州市房地產開發投資額累計達到4328495萬元,比2006年同期增長28.6%。第4季度累計達到7038031萬元,比2006年同期增長26.4%。2008年第1季度房地產開發投資額達1372234萬元,比2007年同期增長23.9%;第2季度累計達3191215萬元,比2007年同期增長19.7%;第3季度達5171575萬元,比2007年同期增長19.5%;第4季度達7624286萬元,比2007年同期增長8.3%。2009年第1季度達1250749萬元,比2008年同期增長-8.9%,近期首次出現負增長。
從2007年第3季度開始房地產投資占固定資產投資和地區生產總值的比重保持了增長的態勢,但是在2008年第4季度后兩個數據都出現了較明顯的下降。如表1所示。
從2007年7月美國爆發次貸危機以來,為考察廣州經濟受其影響的程度,取CPI、出口總值累計數和與2006年同期相比增長率以及進出口差額的數據來衡量。由于房地產投資中住宅性住房投資占絕大多數,因此本文取房屋價格指數來衡量廣州市房地產業所受影響。數據如表2所示。
從居民消費價格指數和房屋價格指數的關系圖,房屋價格不計入居民消費價格指數,發現這兩個數據基本保持了一致的發展態勢,從2008年8月開始都出現了下降的趨勢。
從表2中發現衡量國外對廣州經濟影響的重要參數：出口總值、出口比上年同期增長率和進出口差額都出現了負面變化。出口比上年同期增長率除了2007年7月和2008年1月達到20%以上外,大都保持在十位數左右的增長速度,到2009年甚至連續出現了負增長,這在以往都是極少出現的現象,而進出口差額除了在2007年7月~12月保持了較明顯的增長外,到2008年也開始出現了急劇下跌的態勢,甚至出現負數,2008年11月出現了井噴的增長后又出現了連續下降的趨勢。
由于數據可得性的限制,本文對于房地產資金來源基礎數據取廣東省2007年第1季度與2008年第1季度的數據作對比,以此作為廣州市房地產資金來源基礎數據的參考。
從表3中可以發現2008年第1季度房地產資金來源較2007年第1季度有較快增長,其中,國內貸款和自籌資金的增長速度明顯,其他資金來源也占較大份額,但是與此對比的是外資所占比重出現了下降,其下降幅度達到了47.34%。
4 原 因
從上文的數據分析中發現衡量宏觀經濟狀況的數據都呈現出良好的發展態勢,地區生產總值和居民可支配收入都保持了較平穩的增長趨勢,這說明廣州經濟沒有受到美國次貸危機及其后的金融風暴的太大影響。
社會固定資產投資與其他數據不同的是,在2007年第3季度到2009年第1季度這段時間,保持了絕對增長的態勢,尤其是在2009年第1季度,社會固定資產投資增長幅度較之以前更加明顯,并且固定資產占GDP的比重除了2008年第1季度外都保持在20%以上。這一方面說明了社會固定資產投資,尤其是國內投資對熨平經濟波動,保持社會經濟平穩快速發展起到了重要的作用,另一方面說明了社會固定資產投資的增加是廣州市應對美國次貸危機及其帶來的金融風暴的負面影響的措施。
廣州市2007年第3季度―2009年第1季度這段時間,房地產投資占固定資產投資比重保持的增長勢頭直至2008年3季度才出現了逆轉,這一方面是由于美國次貸危機及其帶來的金融風暴影響的滯后性;另一方面也是由于房地產投資是長期投資行為,因此房地產投資決策的變化也具有一定的時滯。我國在美國發生次貸危機后加強了房地產行業的監管,2007年9月央行和銀監會《關于加強商業性房地產信貸管理的通知》,要求嚴格住房消費貸款管理,對已利用貸款購買住房對又申請購買第二套(含)以上住房的,首付比例不得低于40%,貸款利率不得低于同期同檔次基準利率的1.1倍。對購買首套住房且套型建筑面積在90平方米以下的,貸款首付比例不得低于20%；對購買首套自住房且套型建筑面積在90平方米以上的,貸款首付比例不得低于30%。這個政策是在美國次貸危機爆發后出臺的。美國次貸危機引起我國房地產市場外資抽逃的現象,對我國房地產市場更是雪上加霜，這也直接導致了在2008年第3季度開始的房地產投資占固定資產投資比重的逆轉。
從居民消費價格指數和房屋價格指數的關系圖可以看出,居民消費價格指數和房屋價格指數成基本同方向的變動,由于房屋價格指數不計入居民消費價格指數,所以兩者的同方向變動可以解讀為CPI對房屋價格的影響是同方向的。
從上面的圖表還可以發現,廣州市的房地產投資占地區生產總值的比重雖然有波動,但是都保持在30%以上,在美國次貸危機以及之后的金融危機爆發后,廣州市的房地產市場仍舊保持著較高的投資比例,其中一個很重要的原因是國外資金占廣州房地產市場的資金比重有限,在大量投放的國外資金出現抽逃時,廣州的房地產市場能仍舊保持一個較健康的狀況。根據2008年度廣東省房地產市場的分析報告中外資的比例就可以大致看出廣州市房地產中外資所占的比例大小,根據這一分析報告,2007年第1季度外資占廣東省房地產投資的3.5%,到2008年第1季度外資占廣東省房地產投資的1.47%,下降了2.03個百分點,所占比例非常小,但是國內貸款和自籌經費卻出現了都接近50%的增長速度,這不僅減輕了外資抽逃的影響,而且使本地區的房地產市場抵抗國際風險的能力大大增強。
5 對 策
第一,針對廣州市房地產市場在美國次貸危機和隨之而來的金融風暴帶來的影響下的表現,我們可以做出一些應對措施。為保證經濟的平穩快速健康的發展,增強抵御外部風險的能力,應加大國內對固定資產的投資,擴大就業面,緩解由于房地產市場受沖擊而帶來的嚴重的失業問題,同時保證地區生產總值的增長,創造良好穩定的經濟環境。
第二,政府要利用好財政政策和貨幣政策這兩個工具,由于政策的滯后性特征,在采取政策時努力做到預見性,在控制房地產泡沫時要嚴格地控制泡沫破裂后可能產生的經濟萎縮、就業減少、房價過度下跌、居民收入下降等負面影響。如《關于加強商業性房地產信貸管理的通知》是為了控制當時房地產的泡沫,但是當時美國已出現次貸危機,并且金融風暴的趨勢已形成,廣州市房價在之后出現了明顯的下降,導致建筑、鋼鐵、水泥等行業的負面變化,因此我國又接連出臺了一系列刺激房地產市場的措施：央行在2008年9月~12月,連續5次降息；財政部下調契稅稅率,居民首次購買普通自住房和改善型普通住房提供的貸款利率下限調整到貸款基準利率的0.7倍,最低首付款比例調整到20%,還調整了個人住房公積金貸款利率,同時允許地方政府制定鼓勵住房消費的收費減免政策。這些措施在廣州市的房地產市場上得到了一定的收效。
第三,政府應加大對國際游資的監管和完善人民幣匯率的形成機制。國際游資主要是由于人民幣升值預期所引起,當前人民幣升值的外部壓力既來自外界政治力量,也包括國際游資的壓力,在這種情況下,無論人民幣升值或者貶值,都可能引發過度反應,造成人民幣的過度升值或者貶值,而這種過度會給經濟帶來嚴重的影響,因此我國政府和金融監管部門應當進一步完善人民幣匯率的形成機制,使人民幣升值保持一種合理的增長方式。若不加以控制,一旦外部環境變化,這些國際游資就會立即抽逃,加大房地產市場的投資風險。
第四,保障社會的就業水平和人民的收入水平的平穩增長,創造有效需求。根據2008年第1季度廣東省房地產市場分析報告可以看出,2007年廣東省第1季度的市場消化系數是1.7404,到2008年第1季度增加了0.9442,達到2.6849,可以看出包括廣州市在內的房地產市場在這一時期市場銷售情況良好,房地產市場活躍,消化能力增強,這一方面是政策刺激房地產消費的原因,另一方面是人民的收入水平在平穩的增長,增加了房地產的有效需求。
參考文獻：
［1］ 李定安，周建波.成本和需求的變動對商品房價格影響分析［J］.價格月刊,2007(11).
［2］ 廣東省房協市場分析課題組.2008年1季度廣東房地產市場分析報告［R］.廣東省房協,2008.
［3］ 黃浩波.房地產經濟泡沫與對策簡論［J］.商場現代化,2008(1).
［4］李木祥.中國房地產泡沫研究［M］.北京：中國金融出版社,2007.
房地產業固定資產投資范文3
關鍵詞：南昌市；房地產市場；泡沫
中圖分類號：F127.56 文獻標識碼：A 文章編號：1003－4161(2011)03－0052－03
一、房地產泡沫及其成因
美國著名經濟學家Charles P.Kindleberger認為：房地產泡沫可以理解為房地產價格在一個連續的過程中保持持續上漲，這種價格的上漲使人們產生價格會進一步上漲的預期，并不斷吸引新的買者――隨著價格的不斷上漲與投機資本的持續增加，房地產的價格遠遠高于與之對應的實體價格，由此導致房地產泡沫。簡言之，房地產泡沫就是房地產由于過度投機而產生虛偽的需求從而使房地產的價格虛高。
一般來說，房地產泡沫的成因，主要有以下三個方面。
(一)土地稀缺
眾所周知，土地是一切經濟活動的載體，而土地的最大經濟特征就是稀缺性，與其他生產要素相比，土地的供給彈性最小。土地的稀缺性是房地產泡沫產生的基礎。房地產與人們和企事業單位的生產生活等切身利益息息相關。由于土地的有限性，且房地產兼有資產和消費品兩重性，從而使人們對房地產價格的上漲存在著很樂觀的預期，導致土地價格的上揚，從而使房地產價格偏離資產的實際價值，為泡沫的生成提供了基礎條件。
(二)投機需求膨脹
投機需求膨脹是房地產泡沫產生的直接誘因。對房地產出于投機目的的需求，即人們買樓不是為了居住，而只是為了轉手倒賣。而市場上總有一批從眾參與者，他們沒有足夠的信息來源，也觀測不到準確的信息，他們對未來預期的形成主要依賴于市場上其他人的行為來選擇自己的行為策略。由于從眾行為的出現，導致當有少數人預期房價上升而購房投資時，有更多的人也會增加對房地產的投機需求，使房地產的價格上升。這種行為一旦形成你追我趕的態勢，就很難抑制，房地產泡沫隨之產生。
(三)過度放貸
金融機構過度放貸是房地產泡沫產生的直接助燃劑。由于房地產價值量大的特點，房地產泡沫能否出現，一個根本的條件是市場上有沒有大量的資金存在。由于房地產是不動產，容易查封、保管和變賣，使銀行部門認為這種貸款風險很小，在利潤的驅動下銀行也非常愿意向房地產投資者發放以房地產作抵押的貸款。此外，銀行部門還會過于樂觀地估計抵押物的價值，從而加強了借款人投資于房地產的融資能力，大量銀行資金的介入，進一步地加劇了房地產價格的膨脹和泡沫的產生。
(四)投資渠道狹窄
隨著南昌市經濟發展，市民手中積累了一些財富，讓這些資金保值增值是他們日思夜想的問題。老百姓的資金沒有地方投資，錢放在銀行儲蓄，大家不甘心，因為相對于通貨膨脹來說，利率很低。目前，南昌市實體經濟的投資渠道明顯偏窄，很多行業都是國有資本在壟斷，民間資本難以進入。由于實體行業投資渠道受限，且受金融危機的影響行業利潤下降，于是股市和樓市變成了他們尋求的有效投資通道。相對于股市，房地產這種固定資產更具有保值增值的效果，大量資金自然涌入房地產市場。
二、房地產泡沫的危害
(一)造成經濟結構失衡
房地產泡沫的存在意味著投資于房地產有更高的投資回報率。在泡沫經濟期間，大量的資金向房地產行業集聚，意味著生產性企業缺乏足夠的資金，或者說難以用正常的成本獲得生產所必需的資金。但每個行業都是社會必不可少的，而且作為經濟發展的龍頭也不一定就只有房地產一個行業。房地產只是一個階段經濟發展的龍頭，良性發展時龍頭作用顯著；然而房地產不可能成為永遠的龍頭，如果一旦失去控制，那就可能成為危害經濟、社會健康發展的禍首。房地產泡沫把經濟發展引向崩潰的邊緣，重蹈日本、中國香港、美國、迪拜等房地產泡沫帶來的嚴重經濟危機。
(二)導致金融危機
房地產業與銀行的關系非常密切，這主要是由房地產業投入大、價值高的特點決定的。有資料表明，目前房地產開發企業項目投入資金中約20%－30%是銀行貸款；建筑公司往往要對項目墊付約占總投入30%－40%的資金，這部分資金也多是向銀行貸款。此外，至少一半以上的購房者申請了個人住房抵押貸款。這幾項累加，房地產項目中來自于銀行的資金高達61%。房地產泡沫把銀行變成了房貸銀行，使得銀行資產驟然增高風險，而一些需要資金的生產企業貸款大量減少，長此下去，隨著房地產泡沫的破裂，銀行也將風險大增，危害國家的金融安全，并引起連鎖反應。比如2008年美國房地產次貸危機引發的全球金融危機。
(三)引發政治和社會危機
房地產泡沫的破滅往往伴隨著經濟蕭條，企業財務營運逐漸陷入困境，大量的工廠倒閉，失業人數劇增，居民實際收入下降。由于經濟不景氣和個人收入水平的下降，居民對未來懷有不同程度的憂心，因此會減少當期的消費，擴大收入中的儲蓄部分，以防不測。個人消費的萎縮又使生產消費品的產業部門陷入困境，進入經濟危機的惡性循環。在經濟危機下，犯罪案件會激增。馬來西亞1997年房地產泡沫破滅以后，當年的犯罪率比1996年增加了38%。由于人們對日益惡化的經濟危機感到不滿，社會危機將逐漸加劇。
三、南昌市房地產市場泡沫分析
目前，判斷房地產市場是否存在泡沫，國際上通用的指標有房價增長率與GDP增長率之比、房地產投資額與固定資產投資額之比、房價收入比、租售比。其他的一些指標還有空置率、施工面積與竣工面積比等等。我們將運用房價上升幅度與GDP增幅之比、房地產投資額與固定資產投資額之比、房價收入比三項指標，采用數據對比法來分析評價南昌市房地產市場2007年至2010年期間的泡沫問題，并提出一些對策建議，希望有助于南昌市房地產市場的健康發展。
(一)房價增長率與GDP增長率之比
房價上升幅度與GDP增幅之比是測量房地產相對于實體經濟(GDP)增長速度的動態相對指標。GDP增長率反映的是用貨幣表示的居民可供最終消費的商品和勞務的實際增長程度。其中，該年的當年價國內生產總值與該年不變價國內生產總值的比值，即為國內生產總值平減指數，既反映了私人消費品，也反映了公共部門、生產資料和成本、進出口商品和勞務的價格變動程度，比一般的物價指數吏綜合。房屋及相關的建材等行業的商品和勞務作為其中一部分，其價格走勢當然與國內生產總值平減指數具有相當的一致性。房價增長幅度與GDP增長速度的對比度，經常被人們作為房地產泡沫的判斷尺度。該指標值越大，房地產泡沫的程度就越大；一般認為，當房價上漲幅度是
GDP增幅的2倍以上時，認為房價很不正常，有較大泡沫；只要前者的增長速度不超過后者，就可以認為不存在房地產泡沫。因而，在一般情況下，我們只要將房屋價格的上漲率與反映全部商品及勞務價格變動的GDP平減指數比照，就可以測定房地產在全部商品體系中價格的走向，從而為房地產業的冷熱判斷提供依據。
2007年，南昌市GDP為1390.1億元，按可比價格計算同比增長15.5%，房屋均價為4256.8元/m2，房價增長率為17%：2008年，南昌市GDP為1660.8億元，按可比價格計算同比增長15%，房屋均價為4990元/m2，房價增長率為17.2%；2009年，南昌市GDP為1837，5億元，按可比價格計算同比增長13.1%，房屋均價為4645元/m2，房價增長率為-6.9%；2010年，南昌市GDP為2207億元，按可比價格計算同比增長14%，房屋均價為5573元/m2，房價增長率為19.98%?？梢杂嬎愠?，南昌市2007年房價增長率與GDP增長率比值為1.1；2008年為1.15；2009年為-0.53；2010年為1.43。從這一指標來看，都未達到“2”的警戒線，說明南昌市房地產投資在2009年至2010年之間還是處于安全線內的。但我們也看到，除了2009年因國家政策對房地產市場的宏觀調控及全球金融危機的影響，房價出現負增長外，其他各年房價上漲速度都超過了GDP增長速度，且呈增速加快態勢，這說明南昌房地產市場出現一定的過熱現象。
(二)房地產投資額與固定資產投資額之比
房地產投資額與固定資產投資額之比。這一指標可以反映用于房地產業的投資占某一地區全社會固定資產投資額的比例，用來說明某一地區當年有多少資金投入到房地產業。國際公認是不宜超討10%。
2007年，南昌市房地產投資額為125.6億元，投資增長率為13.4%，固定資產投資總額為809.92億元，增長率為26.23%：2008年，南昌市房地產投資額為163.3億元，投資增長率為30%，固定資產投資總額為1086.05億元，增長率為34.09%：2009年，南昌市房地產投資額為198.25億元，投資增長率為21.4%，固定資產投資總額為1464.9億元，增長率為34.88%；2010年南昌市房地產投資總額為230.15億元，投資增長率為16.1%，固定資產投資總額為1935.6億元，增長率為32%，可以算出2007年南昌市房地產投資額與固定資產投資額之比為16%；2008年為15%；2009年為14%；2010年為12.3%。從這個結果可以看出，該比例超過了國際公認是否存在泡沫的臨界點10%，但在2009年至2010年期間南昌市房地產投資額與固定資產投資額的比值是呈現下降趨勢的，說明還沒有出現全局性的房地產泡沫現象。
(三)房價收入比
房價收入比是指城市的平均住房價格與每戶家庭可支配收入之比。房價收入比反映了居民家庭對住房的支付能力和承擔能力，比值越高，支付能力就越低。國際比較通行的說法認為，房價收入比在3－6倍之間為合理區間。
從表2可以計算出南昌市2007年的房價收入比為9.77；2008年為9.9l；2009年為8.46；2010年為9.15。從這個結果可以看出，南昌市商品房房價收入比較高，且呈放大現象，說明南昌市房地產市場存在著一定的泡沫。
四、南昌市房地產市場未來發展的建議
通過對南昌市房地產泡沫指標的數據對比分析，我們認為：近年來，南昌市房地產市場已經出現了輕度泡沫。結合上述對南昌市房地產市場的分析，就未來南昌市房地產市場健康發展，提出幾點建議。
(一)完善住房供應體系，加快南昌市保障性住房建設步伐
按照“政府保障基本需求，市場提高住房水平”的思路，擴大有效供給，加快保障性住房建設的步伐。在保障性住房的建設方式上，南昌市應將經濟適用住房和廉租住房的建設向更加合理化和人性化方向推進。一要合理規劃商品房建設用地范圍，不應在離市中心較遠的位置建設經濟適用住房，這樣是變相的拉平房價，使得經濟適用住房的價格和周邊商品房價格持平。而應在配套設施較為齊全的區域建設保障性住房小區，有助于城市資源合理利用。二應采取多租少售模式。南昌市正處于城市化加速發展時期，未來，部分進城務工農民和城市低收入家庭的住房問題將日益嚴峻，他們沒有能力去支付房價和銀行貸款利率，只能靠租房來解決問題。保障性住房采取多租少售模式可以讓更多的進城務工農民和城市低收入家庭生活安定。
(二)加強南昌市房地產市場監管，保證市場運行的穩定性
政府應抓好南昌市閑置土地的清理和利用，嚴格執行閑置土地的開發期限，打擊開發商囤積土地的行為。加強對南昌市商品住房預售行為的監管，未取得預售許可的商品住房項目，房地產開發企業不得進行預售，不得以認購、預訂、排號、發放VIP卡等方式向買受人收取或變相收取定金、預定款等性質的費用。加大對捂盤惜售、哄抬房價等違法違規行為的查處力度，對開發商限期生產、限價銷售、限融資渠道、限信貸規模，對已取得預售許可的房地產開發企業，要在規定時間內一次性公開全部房源，嚴格按照申報價格，明碼標價對外銷售，銷售的價格不得超過申報價格。以控制價格短期內的波動變化，確保房地產銷售的市場秩序。
(三)保持南昌市房貸的穩定，限制投機性購房需求
近期，國家采取了嚴厲的房地產調控政策，房地產企業從銀行獲得的貸款額大幅度下跌，這會導致投資在房地產市場中的資金突然減少，部分開發商資金鏈斷裂，使得樓盤停工、建筑工人失業、商品住房供應減少，這樣的結果可能會導致惡性循環。因此，南昌市不應隨著國家宏觀調控的政策而急劇減少房貸額，而應采取逐漸遞減的方式進行，從而維護南昌市房貸的平穩。另外，銀行要密切關注放貸對象的信用等級，認真核實貸款申請人信息，采用差別信貸政策，提高居民家庭購買第二套及以上住房貸款首付比例和貸款利率。如果住房投機炒作者的首付比例和貸款利率上升到一定程度，其購買住房貸款風險也會立刻顯現出來。信貸政策的收緊與成本的提高會限制投機購房需求。
(四)改善投資環境，拓寬南昌市民投資渠道
南昌市應該著眼于拓寬私人投資渠道，打破管制和壟斷，讓民營企業可以進入更多行業投資。降低行業進入門檻，降低高管制的一些行業的投資門檻，比如公用事業、基礎設施建設、金融、旅游等，通過改善投資環境，讓更多的民間資本進入實體行業，讓投資實業經濟的民間資本獲利。只有這樣，才能疏導擁積在房地產市場的資金，維持房地產市場健康發展。
參考文獻：
[1]李木祥，中國房地產泡沫研究[M]，北京：中國金融出版社，2007
[2]李延喜，次貸危機與房地產泡沫[M]，北京：中國經濟出版社，2008
[3]何毅，王春璽，關于江西房地產市場的實證分析與發展建議[J]，江西社會科學，2009
[4]李濤，伍建平，房地產泡沫的成因及防范措施探討[J]，山東理工大學學報，2004，(02)
[5]華偉，房地產經濟學[M]，上海：復旦大學出版社，2004
[6]包宗華，房地產先導產業與泡沫經濟[M]，北京：中國財政經濟出版社，1994
[7]南昌市統計局，nctj.省略
房地產業固定資產投資范文4
1、數據來源。為相對全面和科學地分析經濟增長的貢獻因素，除了選擇房地產開發投資數據外，還進一步選取其他兩個重要影響因素，即非房地產固定資產投資和勞動投入量兩個變量。70個大中城市房地產開發投資（REI）、扣除房地產開發投資以外的固定資產投資（K）和勞動投入量（L）的面板數據來源是《中國城市統計年鑒》、《中國區域統計年鑒》和各個省市統計年鑒，樣本期間為1996年至2010年。
2、實證分析。（1）樣本分類。采用多指標聚類分析方法對70個大中城市進行分類。多指標聚類分析采取的是離差平方和法，其思想來源于方差分析，先將N個樣本各自成一類，然后每次減少一類，每減少一次離差平方和就會增加，選擇使類內平方和增加最小的兩類合并，直到N個樣本聚成一類為止。在城市規模指標的衡量上，選取市轄區人口、GDP和建成區面積作為衡量指標，多指標聚類分析結果見表3。由上表可以看出按照人口規模，經濟規模和城市面積將全部70個城市分為三類。其中：第一類城市中的上海、北京、廣州、深圳四個城市其經濟總量都在全國城市前列，2009年其市轄區GDP分別位于全國第一、二、三、四位，建成區面積也分列全國第三、一、二、四位，市轄區人口也都在全國城市前列，為超大規模城市；其余城市2009年的市轄區建成區面積大都在330平方公里以上，市轄區人口大都在300萬以上，經濟總量也大都位居全國前列，屬三類城市中的較大規模城市。第二類中的城市大多是省會城市或沿海城市，其最近12年的經濟總量以1998年的價格計算均值都在200億元以上。截止2009年末，市轄區建成區面積大都在150平方公里以上，市轄區人口數量大都在150萬以上，無論是其經濟總量、人口數量還是其建成區面積都比較大，屬三類中的中等規模城市。第三類城市相對于前兩類城市來說，其經濟實力較弱、建成區面積較小，人口總量較少，多為三線城市，其市轄區人口密度也相對較小，為三類城市中的較小規模城市。（2）模型估計、選擇及解釋。為消除異方差影響，對GDP、REI、K和L分別取對數，得到lnGDP、lnREI、lnK和lnL，并運用沃爾德（Wald）F檢驗法對個體效應顯著性進行檢驗，檢驗結果為：第一類：F=91.32>F(15,173)=1.7245第二類：F=51.54>F(23,261)=1..5708第三類：F=45.062>F(29,237)=1.5023檢驗結果表明，三類城市的F統計量都大于其在5%時的顯著水平，拒絕了所有系數可混合性的零假設，因此，相對于混合效應模型來說，固定效應模型更為合適。為此，通過廣義最小二乘法，分別建立三類城市對應的模型。第一類城市中，房地產投資對經濟增長的彈性系數為0.0992，除房地產外的其他固定資產投資對經濟增長的彈性系數為0.1006，勞動力對經濟增長的彈性系數為0.1937。房地產投資對經濟增長的貢獻，在三者中最低，表明第一類城市的經濟增長依賴于房地產投資相對較弱。這或許是因為第一類城市的發展已超越一定階段，經濟中包括技術、人力等因素對經濟增長的貢獻超過了含量并不算太高的資本———房地產業投資所發揮的作用。第二類城市中，房地產投資對經濟增長的彈性系數為0.1894，除房地產外的其他固定資產投資對經濟增長的彈性系數為0.05915，勞動力對經濟增長的彈性系數為0.0798。相較于第一類城市和第三類城市，第二類城市中房地產投資對經濟增長的拉動能力是三類城市中最高的，表明第二類城市的經濟增長更多地依賴房地產投資。這或許是第二類城市經濟發展處于起步階段，含量并不算太高的資本密集型產業———房地產業對其經濟促進作用已開始充分發揮，而包括技術、人力等因素對經濟增長的貢獻尚未開始發揮。第三類城市中，房地產投資對經濟增長的彈性系數為0.1367，除房地產外的其他固定資產投資對經濟增長的彈性系數為0.1661，勞動力對經濟增長的彈性系數為0.0633。第三類城市中房地產對經濟增長的貢獻，介于第一類城市和第二類城市之間，表明第三類城市的經濟雖較多地依賴房地產投資，但受經濟發展程度等諸多因素影響，房地產投資對經濟增長的貢獻尚未完全發揮。這或許暗示，隨著第二類城市的進一步發展和第三類城市經濟的起步，當第二類城市的技術、人力因素等對經濟增長的貢獻超越含量并不高的資本貢獻時，第三類城市的房地產投資對經濟增長的貢獻將躍居首位。
二、結論及建議
房地產業固定資產投資范文5
銀行貸款對控制流動性的作用有限
銀行貸款僅占固定資產投資資金來源的一小部分，并且比重仍在下降，從2000年的平均24％下降到2006年前5個月的17％。與此相對應，自行融資作為固定資產投資的主要資金來源，從2000年的45％上升到2006年的56％(圖1)。進一步分析自行融資的構成發現，其中約66％為自有資金，主要來自企業的留存利潤或自身現金流：其余34％主要是非正式融資，如企業間信貸和來自非正規金融機構、家庭成員和朋友的貸款。這說明，中國的投資熱潮主要來自企業自身的現金流和銀行系統以外的私人資金，而并非銀行貸款。我們再次強調，只有當整體流動性得到控制的時候，調控措施才會有效，而這必須有人民幣升值的配合。
行政措施不可能有效抑制外資進入房地產市場
作為房地產市場調控的一部分，政府宣布了限制外資投資房地產的新規定。需要指出的是，盡管外資對房地產的投資在增加，但只占房地產業總投資很小的比例(低于2％，見圖2)。由于新規定比較溫和，其對控制房地產投資和冷卻市場過熱的作用不大。尤其是在外資投資房地產比較集中、房地產市場泡沫最大的幾個城市，如北京、上海和深圳，這些規定的作用更為有限，只具有象征性意義。從根本上來說，資金流入國內房地產市場是因為看好中國的增長潛力，并希望從被低估的人民幣中獲利。因此，長期來看，這些行政措施不可能有效地抑制外資進入國內房地產市場。
固定資產的投資結構開始趨于平衡
近期固定資產投資增長加速，使市場對經濟過熱更加擔心。但是有跡象表明，投資結構開始向健康的方向調整，這對防止系統性投資過熱有一定作用。從固定資產投資的行業分布看，房地產投資依然是增長最強勁的，有色金屬類、非金屬礦業類及水泥等建筑材料類都有投資過度之嫌。另一方面，交通運輸等瓶頸行業的投資也在加速，水務、環境等公用事業類投資也有快速增長，這些投資對經濟的長期可持續發展是必需的。此外，最容易出現投資過度的金屬制品、鋼鐵行業的增長則趨向溫和。
房地產業固定資產投資范文6
引言
我國的房地產市場是在改革開放以后逐漸建立起來的，經歷了從無到有并逐步發展成熟這一過程。但是，由于缺乏有效的監控和管理，我國房地產市場一度出現混亂，暴露出一些深層次的問題。從這一時期我國的房地產投資來看，1992年僅為541億元，到2008年這一數值已經達到了31203億元。從1992年到2008年期間，我國房地產投資增長了57.68倍。從房地產投資占固定資產投資的比重看，年平均增長率為14.83%。1992-1994年的增長率低于平均增長率，到1996年，增長率達到16.8%。1997-1998年的增長率又走低，1999年略有回升，2000年又超過平均增長率。此后，從2000年到2005年呈現持續上升趨勢，2004年達到18.7%，之后兩年稍有下降，2007年又達到18.4%。
從房地產投資增長速度和全社會固定資產投資增長速度方面進行比較，可以看出二者基本一致，一個周期的時間約為五年左右。但是，兩者的波動幅度有差別，房地產投資波動幅度明顯大于全社會固定資產投資變動幅度。
再從交易層面看，1992年、1993年的商品房銷售面積和銷售額都比上年有大幅度增長。商品房銷售面積1992年、1993年分別比上年增長42%和56%，商品房銷售額則分別比上年增長79%和102%。反映出市場異常活躍，交易量迅速增加。到1994年，商品房銷售面積僅比1993年增長8%。在 1996年，商品房銷售面積出現了負增長。由于住房制度改革，從1998年起商品房銷售面積出現大幅增長。從1998年到2009年期間，在商品房銷售面積高速增長的大趨勢下，2004年和2006年出現了兩個低點，增長率分別為13.39%和 11.48%，呈現出波動性。從1992年到2009年整個期間看，商品房銷售面積和銷售額兩者的波動趨勢基本一致。
我國房地產經濟波動影響因素分析
（一）人均可支配收入
影響房地產波動的因素很多，這些因素對房地產波動影響的顯著程度不同。在這些因素中，有的因素無法量化，有些指標的數據無法收集。鑒于此，本文從各類指標中主要選擇以下周期成分指標研究其與房地產波動的關系。
人均可支配收入主要取決于消費者的收入水平，收入水平的變動會影響消費者對房地產業的支付水平，支付能力的調整又影響到房地產的需求水平，進而影響房地產波動。
（二）宏觀經濟政策
我國正處于經濟轉軌時期，政府既是產業政策的制定者又是宏觀經濟的調控者，同時還是經濟體制改革的推動者和經濟制度變遷的供給者。政府在經濟運行中具有獨特的地位，其行為是影響經濟運行的重要因素。在房地產經濟運行過程中，政府實施的宏觀政策對房地產經濟波動的形成具有重要影響。
（三）土地因素
房地產土地市場包括土地一級市場和二級市場。經過測算，我國的土地出讓收入增長率、本年完成開發土地面積增長率和房地產價格變化率在總體上呈現出明顯的一致性。
（四）資金因素
本文選取房地產開發投資、本年資金來源這兩個指標來分析資金因素對房地產波動的影響。根據《中國統計年鑒》的數據，1997-2007年，房地產開發企業約有40%的資金直接來自銀行貸款。2008年，全國房地產開發企業到位資金38146.03億元，其中國內貸款7256.55億元，利用外資726.33億元，外商直接投資643.98億元，自籌資金15081.27億元，自有資金8688.87億元，其他途徑籌資15081.88億元，定金及預付款項9286.09億元?？梢钥闯?，在我國房地產業資金來源中，房地產開發企業大量依賴銀行貸款。
（五）商品房空置率
根據《中國統計年鑒》的數據，發現我國1992年到2008年的商品房空置率波動和投資波動具有明顯的相關性。但空置率的波動滯后于投資的波動。反過來，空置率也會引導新的投資，但目前在我國指導效果并不是很明顯。投資擴張對空置率的反應比投資收縮對空置率的反應要慢一些。
（六）心理因素
心理因素對房地產經紀波動的影響主要體現在短期的市場波動上，因為房地產投資者或購買者出于對未來房價的預期以及從眾行為的影響，他們的行為具有投機性。而時間越長，市場參與者信息溝通越充分，人民的心理變化相對越平穩。因此，心理因素對房地產波動的影響尤為重要。
我國房地產波動影響因素實證檢驗
（一）模型的選取與數據說明
解釋變量選取以下指標：地產投資占固定資產投資的比重；商品房空置面積；人均可支配收入；土地價格；央行法定存款準備金率。被解釋變量選取房地產價格指標。
（二）研究變量數據說明
1.房地產投資占固定資產投資的比重(x1)。房地產投資占固定資產投資比重的大小還與其他行業的固定資產投資額有關，可以有效地削弱內生性問題。
2.商品房空置面積(x2)。商品房空置面積等于商品房竣工面積減去銷售面積之差，它是一個反映房地產市場供求變化的指標。
3.人均可支配收入(x3)。
4.土地價格(x4)。土地價格屬于房地產開發的內在可變成本，土地價格的高低直接影響著房地產市場價格的高低，因此，土地價格是一個內生變量。
5.法定存款準備金率(x5)。法存率的高低會從供給和需求兩個方面影響房地產市場。
6.房地產價格(y)，該指標直接反映房地產市場的波動狀況。
本文選取1992年到2010年的數據,本文的數據來源于《中國統計年鑒》、中國人民銀行網站和國研網。
（三）數據處理與分析
根據以上數據之間的關系，本文確定的實證研究模型形式為：
y=c(1)+c(2)*x1+c(3)*x2+c(4)*x3+c(5)*x4+c(6)*x5，運用eviews6.0軟件，采用ols方法對原始數據進行擬合檢驗。
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（四）檢驗結果分析
表1給出了實證分析的結果，從中可以看出：
1.系數的顯著性。除了常數項在10%的顯著性水平上顯著以外，其余各變量均在1%的顯著性水平上顯著，因此，各系數的回歸結果良好。
2.擬合優度?？蓻Q系數r2和調整的可決系數r2分別為0.878和0.832，說明模型對樣本觀測值的擬合程度較好。解釋變量與被解釋變量之間存在明顯的因果關系，y值變化的83.2%可以由其他五個變量的變化來解釋。
3.模型總體線性關系的顯著性。f統計量的值為18.778，給定顯著性水平α=0.05，fα（k，n-k-1）=fα（5，9）=3.48，f值遠大于fα，由此說明模型的線性關系在95%的置信水平下顯著成立。
4.序列相關性檢驗。d.w值為1.87，樣本容量n=19，解釋變量p=5，查d.w檢驗表，可得到dl=0.86，du=1.85，可見d.w值在區間( du，4- du)內，且該值接近2，該模型通過5%顯著水平下的d.w檢驗，不存在相關性。
5.根據程序輸出結果，可以建立計量模型為：
y=1106.01-12.22x1+0.0043x2+ 0.096x3+0.988x4+34.113x5
由檢驗結果可知，x2變量的系數為0.0043，盡管數值上較小，但結果顯著，因此商品房空置面積是影響房地產價格的重要因素，具有明顯的經濟含義，所以仍保留該變量。從以上分析可以看出，在導致我國房地產價格波動的因素中，存款準備金率變動是影響房地產波動的最主要因素，而房地產投資、土地價格和人均收入水平對房地產波動均有顯著影響，商品房空置面積影響較小。
結論與建議
房地產業是我國國民經濟的重要支柱，它的興衰、波動不僅影響到相關行業，也深刻影響著億萬居民的生活福祉。因此，盡量減少房地產波動對國內經濟波動的影響，保持經濟社會穩定，是當前及今后一段時期必須正視的問題。
（一）加強和改善宏觀調控
考慮到目前我國房地產市場成長與發育仍不健全，政府宏觀調控對我國房地產波動有著極其重要的影響，甚至某種程度上，體現出房地產經濟周期特有的“政策周期”，可以考慮從以下方面進行調控：
1.繼續實行積極的財政政策，發揮財政的先行和引導作用。引導社會投資方向，使房地產投資效率更高，方向更明確，以便減少房地產波動對經濟平穩和健康發展的沖擊。此外，政府應進一步豐富房地產投資主體結構；密切關注房地產投資規模的變化，保持房地產投資規模與宏觀經濟規模相適應；完善并規范政府投資，通過適當調整政府投資完成的土地開發等政策型房地產開發活動，間接調控全社會房地產投資行為。
2.實施靈活的貨幣政策。央行在調控經濟時，不僅要運用數量型貨幣政策工具，亦應適時地運用價格型貨幣政策工具，通過對利率水平、利率結構的調整，進而影響房地產市場的供求狀況，以實現中央政府的調控意圖。同時，可以考慮實行選擇性貨幣政策工具，運用不動產信用控制和差別利率手段以及相關配套政策的實施，確保房地產業及實體經濟的平穩發展。
3.為確保房地產經濟健康穩定發展，除綜合運用財政、貨幣政策外，還應重視配合運用產業政策，為房地產的發展和減少周期波動作出努力。
（二）規范土地一級市場
強化政府對土地批租和土地供應的管理工作，實現國家對土地一級市場的有效經營。
1.規范土地交易行為。對一定時期的土地供應應有公開透明的規劃；對于土地轉讓方式逐漸全部采用市場化的招投標、拍賣形式，減少行政性、非市場化土地出讓方式，改變土地出讓過程中的“雙軌制”現象，防止尋租行為的發生，最大限度地實現國有土地的潛在價值，減少土地炒作投機行為。
