中国房地产开发及投资经济效应分析，本文主要内容关键词为：房地产开发论文,中国论文,效应论文,经济论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F293 [文献标识码]A [文章编号]1006-5024(2011)08-0005-05
一、引言
中国房地产业是在改革开放后发展并兴起的独立产业，是国民经济的重要组成部分，房地产业的健康发展与人民的生活息息相关。自1998年7月3日国务院发布《关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》，终止了沿袭约40年的住房实物分配制度以来，我国的房地产从蹒跚学步成为拉动我国经济发展的支柱产业。伴随着全国房地产业的发展，房地产行业不仅带动了相关产业的发展，也对解决剩余劳动力作出了重大贡献。2004年以来，中国房地产市场进入了一个全新的加速增长期，房地产逐渐发展成为国民经济增长的支柱产业。2009年房地产行业完成开发投资3.62万亿元，同期商品房新房销售规模为4.40万亿元，房地产投资增长对于GDP增长的贡献超过20％[1]。近两年来，住宅建设对经济增长的贡献率均在1.5个百分点左右。
但是，伴随着房地产业的迅猛发展，高房价也成为全社会关注的焦点。国务院总理温家宝[2]2011年3月5日在十一届人大四次会议上《政府工作报告》中指出“坚定不移地搞好房地产市场调控。加快健全房地产市场调控的长效机制，重点解决城镇中低收入家庭住房困难，切实稳定房地产市场价格，满足居民合理住房需求”。十二五规划纲要[3]指出“完善土地供应政策，增加住房用地供应总量，优先安排保障性住房用地，有效扩大普通商品住房供给；健全差别化住房信贷、税收政策，合理引导自住和改善性住房需求，有效遏制投机投资性购房；加快制定基本住房保障法，修订完善城市房地产管理法等相关法律法规。完善住房公积金制度，加强管理和扩大覆盖范围。加强市场监管，规范房地产市场秩序；加快住房信息系统建设，完善信息发布制度。”
二、中国房地产开发成本及相关费用的构成分析
通过房地产开发成本费用的分析，有助于清晰地找到高房价成因，以便于为政府遏制房价过快上涨提供政策切入点。
(一)中国房地产开发成本费用的基本构成
第一、开发成本费用：
(1)土地费，即为开发经营者依法获得土地使用权时，所交付的土地使用权出让、转让税费、征地拆迁和安置补偿费用。
(2)前期工程费，即为规划、设计、项目可行性研究，水文地质勘察、测绘，环境评估，临时水、电、路、场地平整费等支出。
(3)建筑、安装工程费，即为房屋主体部分的土建(含桩基)工程、水电安装工程、装修工程等建设发生的费用。
(4)基础设施建设费，即为经规划部门批准建设的住宅小区用地规划红线以内的道路、供水、供电、供气、通讯、照明、园林、绿化、环卫、排污、排洪等工程发生的费用。
(5)公共配套设施建设费，即为居住小区服务的公共设施和生活服务设施的建设费用，包括教育、医疗卫生、文化体育、商业服务、金融邮电、社区服务、行政管理、市政公用设施。
(6)开发间接费，为开发经营者直接经营组织、管理开发项目发生的各项费用。
第二、期间费用：包括为管理费用、财务费用、销售费用等与住宅开发项目有关的支出。管理费用为企业行政管理部门为管理和组织经营活动而发生的各项费用。财务费用为开发经营者为筹措资金而发生的各项费用，包括企业经营期间发生的利息净支出、汇兑净损益、调剂外汇手续费、金融机构手续费，以及企业筹资发生的其他财务费用。销售费用为开发企业在销售产品或者提供劳务等过程中发生的各项费用，以及专设销售机构的各项费用。
第三、税金：税金为依据国家税收法律、法规应当缴纳的营业税、城市维护建设税等。
第四、商品住宅开发期间依法应当缴纳的其他行政性事业性收费，例如城市基础设施建设费等[1]。
房地产开发成本、税费及收入衡量的指标界定如表1所示。
(二)总成本构成量化分析
本文作者2008年下半年对北京、上海、广州等9个城市的62个开发商，涉及81个房地产项目进行了市场调研，并结合观察地产网[4]的研究报告整理中国房地产开发费用构成及各部分所占的比例，如图1所示：房地产开发总成本中土地使用成本占绝大部分，占了约41％的比例，其次是建筑、安装工程费占约30％，随后是财务费用、销售费用各占6.93％和6.52％。紧接着便是市政工程占5.37％，开发间接费和前期工程费比例相当，均占3.32％，所占比例最少的项目为公共配套设施，所占比例仅仅0.4％。
图1 中国房地产开发中总成本构成比例
(三)总费用支出及总销售收入流向量化分析
在我国房地产开过中的总费用支出去向如图2所示。从总体来看，房地产开发费用中主要分为两部分，一部分为总成本，另一部分为总税收，即总费用=总成本+总税收。而在下图中将总费用分为土地成本+总税收与出土外的其他成本两部分进行考察，前者主要流向了政府，在图中可以看出，总支出费用中有将近一半的费用流向了政府[2]。
图2 中国房地产开发总费用支出对比分析
而中国房地产开发项目的全部销售收入流向如图3所示，其全部销售收入有三个流向：其中土地出让金、总税收以及非税收费流向政府，另一部分为非土地成本补偿，而全部销售收入减去流向政府的部分和非土地成本补偿的部分剩下的即为企业剩余。由图3可以看出，以下几个城市中，销售收入流向政府部门最多的地区是上海，占了将近62％的收入比例，其次是北京，占了约42％的比例，广州房地产销售收入中流入政府部门的比例也多达1/3。
图3 中国房地产总销售收入流向对比分析
从各个项目成本的比重来看，成本控制的重点顺次为：土地费用→建筑、安装工程费→财务费用→销售费用→行政性事业性收费→前期工程费及开发间接费。同时，我们不难发现，包括地价和税收在内的整个政府性费用支出占到了房地产开发费用支出的近50％，而房地产开发所得的销售收入中也有近1/3以上的销售收入流向政府。因此，抑制过热的房地产市场，控制不断高涨的房地产价格，维护房地产健康发展的关键手段之一，也就在于控制房地产的开发成本，从政府的角度规制房地产行业的发展，依据政府颁发的相关政策、法律法规，进行房地产市场的宏观调控。
三、房地产投资的经济效应分析——以辽宁省为例
为了分析房地产投资与经济增长的关系，本文选取辽宁省为研究对象，以2005年第一季度至2010年第二季度为数据样本空间，分析辽宁省的房地产投资变动对经济增长的影响，以及二者之间是否存在长期协整关系和Granger因果关系。
(一)数据选取与处理
本文选取辽宁省2005年第一季度至2010年第二季度的数据为样本，用计量软件Eviews6.0进行变量间的协整关系、Granger因果关系检验。其中经济增长的指标用辽宁省国内生产总值GDP表示，用房地产投资额(H)作为反映房地产投资的指标。数据见表2。由于数据的自然对数变换不会改变原数据间的性质和关系，也不会影响其变化趋势，还可以消除数据中可能存在的异方差问题，故将GDP和H分别取自然对数为LNGDP、LNH。
(二)变量的平稳性检验
因为年度经济数据可能出现不平稳性从而导致产生伪回归方程，而且协整检验要求协整变量必须具有相同的单整阶数，因此，需要对时间序列数据进行平稳性检验。目前，常用的平稳性检验方法为单位根检验，如果一个时间序列的一阶自回归模型特征方程含有单位根，则该时间序列为非平稳性序列，该非平稳时间序列经过K次差分如果消除了单位根，则称之为K阶单整，记作I(K)。如果两个的非平稳性时间序列经过K次差分后消除了单位根，则表明两个非平稳性序列为同阶单整，便可进行相应的协整检验。因而，本文采用ADF进行变量间的平稳性检验，检验结果如表3所示：所有变量及其一阶差分在5％置信水平上都是非平稳的，但其二阶差分序列在5％置信水平上都达到平稳状态，即LNGDP和LNH都是二阶单整序列I(2)，符合协整检验的基本条件。
(三)协整分析及检验
由于E-G两步协整检验法在有限样本条件下所得结果存在偏差，而且样本容量越小，偏差越大。鉴于本文选取的时间样本数据容量小于30个，且涉及2个变量，因此，为了克服多变量小样本条件下E-G两步法参数估计的不足，本文采用Johansen方法进行协整检验。
1.滞后阶数K的选择
在进行Johansen协整检验前必须确定VAR模型的滞后期K。为了确定模型的合适滞后长度K，首先选择尽可能大的滞后阶数5，得出如表4的结果：本文根据AIC和SC准则来确定最优滞后阶数。由表4看出：当滞后期为5时，LNGDP、和LNH组合的AIC、SC值最优，故这里VAR模型的最优滞后期为5。
2.Johansen协整检验及结果分析
由于协整检验是对无约束的VAR模型施以协整向量约束后的VAR模型，因此，进行协整检验的滞后阶数应该等于无约束的VAR模型的最优滞后阶数减1，即Johansen协整检验的最优滞后阶数为4。检验结果如表5所示：
(2)“( )”内的数值表示标准差。
所有检验的原假设都是“不存在协整关系”，拒绝原假设则意味着变量间存在长期的协整关系。从表6中可以看出，对于经济增长指标(GDP)和房地产投资(H)两个变量协整关系的检验中，迹检验和最大特征根检验结果都表明变量间存在1个协整关系。
取标准化的协整向量，由所得标准化协整方程写出以货物贸易额为因变量的协整关系式，表示三个变量间的长期均衡关式如下：
从1式可以看出，辽宁省国民生产总值与辽宁省房地产投资之间存在长期均衡关系。房地产投资与辽宁省国民生产总值的弹性约为0.48，也就是说，当辽宁省房地产投资每增加一个百分点时，则促进辽宁省经济增长约0.48个百分点。
(四)建立误差修正模型
两个变量之间存在协整关系，表明二者之间存在长期稳定的均衡关系。但是实际经济数据却是由“非均衡过程”生成的[5]，即我们实际观察到的只是两变量间的短期或非均衡关系，两个变量很少能处于均衡点上。实际上，变量间的长期均衡就是其在短期不断动态调整过程中实现的，误差修正模型就是实现变量间短期均衡向长期均衡修正的重要机制。以稳定的时间序列作为误差修正项，建立LNGDP与LNH的误差修正模型如下：
(五)格兰杰因果关系检验
协整检验的结果可以说明变量之间是否存在长期均衡的关系，但这种关系是否具有因果性需要进一步验证。而Granger因果关系是用来确定经济变量之间是否存在因果关系以及影响的方向，其检验思想是：如果X的变化引起了Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前，即X是Y的原因，反之亦然。按此思路，对LNGDP和LNH进行Granger因果关系检验，具体检验结果如表8：
表8的检验结果说明，在5％显著水平上，滞后1、2、3期时辽宁省国民生产总值GDP和辽宁省房地产投资之间具有Granger双向因果关系，滞后4时LNGDP和LNRI具有单向Granger因果关系，即房地产投资不是国民生产总值GDP的Granger原因，而GDP是房地产投资的Granger原因，在滞后阶数为5阶及以后，国民生产总值GDP与房地产投资之间互不具有Granger因果关系。
四、结论
本文从微观的角度，通过对地产开发成本费用的分析，发现以地价和税收为主的整个政府性费用支出占到了房地产开发费用支出的近50％，而房地产开发所得的销售收入中也有近1/3的以上的销售收入流向政府。因此，抑制过热的房地产市场，控制不断高涨的房地产价格，政府肩负重要责任。
本文从宏观的角度，通过对辽宁省2005年第一季度到2010年底二季度的GDP与房地产投资季度数据的协整分析，发现房地产投资与经济增长之间存在长期均衡关系，且房地产投资对经济增长的长期弹性为0.48。因此，政府相关部门在进行房地产宏观调控时应该持慎重的态度，既要充分肯定房地产投资对经济增长的贡献，也要认清当前房地产行业过热的行为对民生以及社会福利侵蚀的事实，力争在二者之间找到均衡点。政府在控制房地产投资规模的同时，也应引导包括房地产相关产业的结构升级，规范房地产业向中低价位的商品房、保障性住房、安居工程投资，以保证房地产业与宏观经济的长期均衡发展。