房价上涨与企业投资：基于BVAR-DSGE 模型的分析

刘河北，曹 慧，蒙莉丝

（1.广西财经学院 海上丝绸之路与广西区域发展研究院，广西 南宁 530003；2.广西大学 工商管理学院，广西 南宁 530004；3.柳州职业技术学院 贸易与旅游管理学院，广西 柳州 545001）

一、前言

党的十九届五中全会提出，要加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。但是近年来，中国经济面临着“脱实向虚”和企业金融化问题，大量资金流向股市和房地产等金融领域，而实体经济则持续低迷。本文基于房价上涨，探讨中国经济在投资领域的“脱实向虚”问题以及房价上涨影响经济内循环的机理。统计数据发现，全国平均房价由2000 年第一季度的2 126 元/平方米上涨至2021 年第二季度的10 484 元/平方米，期间上涨了近5 倍；固定资产投资增长率由2009 年6 月的33.6%逐渐下降至2019 年12 月的5.4%，且房地产投资增速长期高于固定资产投资增速；房地产投资与GDP 之比，由2000 年的5.48%上升至2020 年的约14%①数据来源于《中国统计年鉴2021》。。如何解释以上现象？房价上涨与房地产投资、固定资产投资有何内在关联？如何诠释其中蕴含的经济学机理？本文拟在BVAR-DSGE 模型框架下探讨这一问题。

对于房价与投资，国外文献主要从经验证据与理论模型两个角度展开探讨。在经验证据方面，Gan（2007）［1］分析了日本20 世纪90 年代房地产市场崩溃对企业投资的影响，研究发现当房产价值下降10%时，企业投资将下降0.8%。Chaney et al.（2012）［2］利用美国1993—2007 年的样本数据，发现不动产价格冲击将显著影响商业投资，当不动产价值上涨1 美元时，美国企业将增加0.06美元的投资。Liu et al.（2013）［3］发现美国的土地价格与投资之间存在一种显著的正向联动关系，基于递归的贝叶斯向量自回归（Bayesian Vector Autoregression，简称为BVAR）模型发现正向的土地价格冲击导致投资增加，同时消费和就业上升。Fougère et al.（2019）［4］利用法国微观企业数据，发现不动产价格对企业投资的影响取决于企业持有不动产的多寡。在理论模型方面，Kiyotaki et al.（1997）［5］、Bernanke et al.（1999）［6］基于一般均衡模型，较早地研究了企业资产净值与企业投资的关系，发现两者存在显著的正相关关系，并且信贷约束具有金融加速器机制。Liu et al.（2013）［3］将企业的信贷约束融入动态随机一般均衡（Dynamic Stochastic General Equilibrium，简称为DSGE）模型当中，发现正向的住房偏好冲击导致企业增加投资，同时住房偏好冲击能够解释美国投资波动的30～50%，土地的抵押效应和再分配效应是土地价格影响宏观经济的主要内在机制。需要说明的是，以上文献将投资视为一个整体，并未将投资区分为房地产投资与非房地产投资，因此得到的结论较为一致，即房价上涨与企业投资存在显著的正相关关系。Iacoviello et al.（2010）［7］构建了一个含有商业投资和住宅投资的多部门新凯恩斯DSGE 模型，数值模拟发现住房偏好冲击导致商业投资下降、住宅投资上升，他们认为价格粘性和替代效应是房价影响商业投资和住宅投资的主要机制。

国内文献对房价上涨与企业投资的研究，主要集中于经验研究，且存在不同观点。如曾海舰（2012）［8］利用2003—2009 年中国上市公司数据，发现房产价值将影响公司的投融资活动，房产价值增加1 元，投资将增加约0.04 元。余静文等（2015）［9］发现房价上涨对企业的投融资行为存在流动性效应和杆杠挤出效应，他们利用中国工业企业数据和35 个大中城市房价数据，发现房价上涨能够缓解企业的融资约束，流动性效应大于杆杠挤出效应，所以在整体上房价上涨导致企业投资上升。另外一些文献则发现房价上涨将挤出固定资产投资，且存在不同的挤出渠道，如房价上涨通过吸引非房地产企业进入房地产行业（荣昭等，2014［10］）、房价上涨挤出了工业企业的研发投入和创新（王文春等，2014［11］）、增加对风险小利润高的房地产行业投资能够规避经营风险（刘行等，2016［12］）、金融资产风险与收益的错配使得金融资产如房地产的投资收益率高于固定资产的投资收益率（张成思 等，2016［13］）、房地产投资对金融效率的抑制作用（彭俞超 等，2018［14］）等，都将挤出固定资产投资。常卉颉等（2015）［15］进一步研究了房价波动对城镇居民消费的影响。

与以上文献不同，对于房价上涨与企业投资的关系，本文首先将投资区分为房地产投资和不包括房地产投资的固定资产投资①本文的固定资产投资为净固定资产投资，即在固定资产投资数据中剔除房地产投资，下同。统计数据显示，中国的房地产投资占固定资产投资的比重约为20%。，然后利用BVAR 模型得到房价上涨与房地产投资、固定资产投资之间关系的特征事实，最后构建一个含有房地产部门、异质性家庭和企业信贷约束的DSGE 模型，在模型拟合特征事实的基础上，探讨房价上涨与房地产投资、固定资产投资之间关系的内在经济学机理。机制分析表明，一方面由于企业存在信贷约束，房价上涨将产生正向的抵押效应，即房价上涨提高了房产价值和企业借贷能力，放松了企业的融资约束，进而使企业同时增加房地产投资和固定资产投资。另一方面房价上涨提高了房地产投资的回报率，使企业增加房地产投资而减少固定资产投资，即挤出效应。当房价上涨的挤出效应大于抵押效应时，挤出效应占优，房价上涨将挤入房地产投资、挤出固定资产投资。在这个过程中，一方面房地产投资上升，导致企业债务上升，企业增加房产购买；另一方面由生产函数、资源总约束公式和资本动态方程可知，固定资产投资下降将导致投资需求和资本总量下降，引致产出下降，进而抑制消费和就业，阻碍了经济内循环的畅通。

此外，现有文献对企业金融化、房地产领域和金融领域的脱实向虚的成因与后果展开了广泛的探讨（王国刚，2018［16］；彭俞超 等（2018）［17］），但从房价上涨影响企业投资行为的角度来探讨“脱实向虚”的文献较少，本文即是从这一视角出发。在经济双循环方面，现有文献探讨了经济双循环的理论基础、时代背景、概念特征、学理内涵与外延等（余淼杰，2020［18］，黄群慧，2021［19］），以及如何畅通双循环的方法如促进技术进步、扩大内需、产业升级、降低物流成本和要素市场改革等（王微等，2020［20］；刘瑞等，2021［21］），但是这些措施都过于宏大，且缺乏聚焦和深入研究。本文研究发现，房价上涨对固定资产投资产生了挤出效应，进而导致消费、就业和产出下降，阻碍了经济内循环，其政策含义是减弱或抑制房价上涨的挤出效应则有利于经济内循环的畅通。

本文与Liu et al.（2012）［3］的不同之处体现在以下两点：第一，他们将投资看成一个整体，而本文则将投资区分为房地产投资和非房地产投资；第二，他们强调房价上涨所产生的资产抵押效应和土地分配效应，而本文则认为房价上涨所产生的资产抵押效应和挤出效应是理解房价上涨与企业投资的关键。本文余下部分结构安排如下：第二部分基于BVAR 模型给出房价上涨与企业投资之间的特征事实；第三部分构建动态随机一般均衡（DSGE）模型；第四部分为数值模拟；第五部分为结论和政策建议。

二、房价上涨与企业投资：来自BVAR 模型的证据

为了探讨房价上涨与企业投资的内在关系，本文将企业投资区分为固定资产投资和房地产投资，同时构建了一个包含房价、固定资产投资和房地产投资的三变量BVAR 模型，时间跨度为2000 年第一季度至2021 年第二季度，数据均来自国家统计局。其中，房价为全国商品房的平均价格，由于国家统计局未直接给出商品房的价格，本文利用“房价=商品房销售额/商品房销售面积”获得相应的房价数据。

对以上三个变量，首先以2000 年为基准利用季度CPI 数据进行平减，得到变量的实际值；而后利用X-12 方法进行季节调整，取对数，采用HP 滤波剔除长期趋势，得到各变量相应的波动项数据。最后利用三个变量的波动项数据，在进行单位根平稳性检验和VAR 系统稳定性检验之后，确定最优滞后阶数为2 期，同时参照Liu et al.（2013）［3］的方法，构建三变量的BVAR 模型，先验分布为Sims-Zha 中的Normal-Flat 分布，其中三变量的Cholesky 排序为固定资产投资、房地产投资、房价①稳健性检验发现先验分布假设、Cholesky 排序的变化不会对BVAR 模型的脉冲响应结果产生实质性差异。，这一排序设定一方面意味着房价将直接影响固定资产投资和房地产投资，另一方面能够保证BVAR 模型的脉冲响应结果与理论模型的模拟结果具有可比性。

图1 给出了1%的房价上涨冲击，对房地产投资和固定资产投资的脉冲响应，虚线表示95%置信度的置信区间，横轴表示期数（季度），纵轴表示偏离稳态百分比。由图1（a）可知，在1%的房价上涨冲击下，房地产投资在期初快速上升，在第三期达到顶峰为0.18%，而后缓慢下降，具有一定的持续性，并于第八期回归初始稳态。由图1（b）可知，固定资产投资在期初快速下降，在第二期达到谷底为-0.17%，而后逐步回归初始稳态，具有一定的持续性。此外，利用最小二乘法对房价的波动项数据，进行AR（1）回归分析，发现房价波动的持续性为0.61。下文将通过构建DSGE 模型，来解释图1 的特征事实，并分析房价上涨影响企业投资的内在机理。

图1 1%的房价上涨冲击对房地产投资和固定资产投资的脉冲响应

三、DSGE 模型

为了拟合房价上涨与房地产投资、固定资产投资之间的特征事实，本文以Liu et al.（2013）［3］模型为基础，构建了一个含有房地产部门、异质性家庭和企业信贷约束的DSGE 模型，并在住房偏好冲击下展开探讨。本文模型包括三类代表性主体，分别为李嘉图家庭、非李嘉图家庭和企业家，相应地用o、n、e 进行区分，同时融入了一般性生产部门和房地产部门，市场形态均为完全竞争市场。

（一）李嘉图家庭

假设经济体中存在许多无限期生存的李嘉图家庭。李嘉图家庭在t 期，通过选择变量集最优化其期望贴现效用：

其中，AP，t服从 AR（1）过程表示住房偏好的长期均值，PAP∊［0，1］为住房偏好冲击的持续性为白噪声过程，满足N（0，σ2AP）。为了与本文研究主题一致，下文将住房偏好冲击统称为房价冲击。

李嘉图家庭的预算约束条件为：

其中，假定一般价格水平为1，变量Pht为相对于一般价格水平的住房价格，即房价。δh为住房的折旧率。变量Wt和Rt分别为t 期的真实工资和家庭资产回报率。在给定目标函数（1）式和预算约束条件（3）式的情况下，构建拉格朗日函数，分别对求导，记 λ1，t为（3）式的朗格拉日乘子，得到相应的一阶条件为：

（二）非李嘉图家庭

非李嘉图家庭拥有与李嘉图家庭相同的偏好和效用，并在t 期通过选择变量集最优化其期望贴现效用：

非李嘉图家庭的预算约束条件为：

在给定目标函数（8）式和预算约束条件（9）式的情况下，构建拉格朗日函数，分别对求导，记λ2，t为（9）式的拉格朗日乘子，得到相应的一阶条件为：

需要说明的是，本文并没有在模型中导入非李嘉图家庭的信贷约束，这主要是因为在数值模拟的过程中，发现非李嘉图家庭的信贷约束不是理解和解释房价上涨与企业投资的核心因素，即不是拟合图1 的必要因素。在本文模型中，李嘉图家庭和非李嘉图家庭的主要区别体现在两者的主观贴现因子不同。

（三）企业家

假设经济体中存在许多无限期生存的企业家，企业家拥有资本并受到信贷约束。本文假定住房进入企业家的效用函数，这意味着房产不仅具有生产属性，而且还具有消费属性，对企业家而言，既是投资品又是消费品，与杨赞等（2014）［22］对住房的假定和研究结论一致。企业家的最优化过程分为两步，分别为追求效用最大化和利润最大化。第一步，企业家在t 期，通过选择变量集，最优化其期望贴现效用：

企业家的预算约束条件和信贷约束条件分别为：

其中，变量Qt为资本重置价格托宾q，δ 为资本折旧率，变量为资本回报率。参数θe为企业的贷款价值比（Loan-To-Value，LTV），企业能够获得的贷款数量是其抵押的房产和物理资本市场价值的一个比率。假设存在资本调整成本是资本调整函数，稳态时因此将资本积累方程设定为：

在给定目标函数（14）式和约束条件（15）、（16）式的情况下，构建拉格朗日函数，分别对求导，记分别为（15）式和（16）式的拉格朗日乘子，得到相应的一阶条件为：

第二步，企业家在生产过程中追求利润最大化，其生产函数为规模报酬不变的柯布-道格拉斯形式：

其中，变量Yt为产出，α 为劳动报酬份额，变量Lt为总就业。总就业由李嘉图家庭和非李嘉图家庭的劳动供给构成，即：

假定企业家的利润为 ，其利润最大化问题为：

（四）房地产部门

参照Justiniano et al.（2015）［23］的方法，将房地产部门的生产函数设定为：

求解（28）式，相应的一阶条件为：

此外，新建住房ht与存量住房Ht的动态关系可表述为：

其中，存量住房Ht由李嘉图家庭、非李嘉图家庭与企业家三者的住房需求共同构成：

（五）资源约束与加总

总产出由总消费、固定资产投资和房地产投资品三者构成：

李嘉图家庭、非李嘉图家庭和企业家三者在资产负债和消费上的数量加总关系分别为：

四、数值模拟

（一）参数校准

本文采用校准方法，对第三部分模型的参数进行设定。对于主观贴现因子，参照何青等（2015）［24］的做法，本文将李嘉图家庭、非李嘉图家庭和企业家的贴现因子 β0、βn和 βe分别设定为0.99、0.985 和0.95。为了体现李嘉图家庭和非李嘉图家庭在劳动供给弹性上的差异，本文参照王君斌等（2020）［25］的做法，将李嘉图家庭劳动供给弹性的倒数b0设定为2，非李嘉图家庭的bn设定为3。采用劳动时间对李嘉图家庭和非李嘉图家庭的稳态劳动供给进行校准，每天工作8 小时一周工作5 天时，相应的劳动时间为0.238，依据该值，将李嘉图家庭的劳动供给设定为0.2，非李嘉图家庭的劳动供给设定为0.25。

对于中国的生产函数和资本折旧率，参考大部分文献的做法，将生产函数中的劳动份额α 设定为0.5，将季度资本折旧率δ 设定为0.025。对于住房的折旧率，参照侯成琪等（2014）［26］的做法，将住房的季度折旧率δh设定为0.008。参照Justiniano et al.（2015）［23］的做法，将住房供给弹性ηh设定为600。参照王君斌等（2021）［27］的做法，将资本品价格对投资资本比的弹性系数η 设定为0.3。高然等（2017）［28］采用中国数据对企业的贷款价值比进行贝叶斯估计，得到中国企业的贷款价值比为0.1351，由于本文的企业贷款价值比与他们的设定方式一致，因此借鉴该值将企业贷款价值比 θe设定为 0.1351。

为了便于将BVAR 模型的脉冲响应与理论模型的脉冲响应进行对比，本文第二部分计算得到的房价波动持续性为0.61，因此将理论模型中的房价冲击的持续性pAP设定为0.61，相应的标准差设定为1%。此外，在给定以上参数值和理论模型最优化一阶条件的前提条件下，效用函数中消费与闲暇的相对权重ΩO和Ωn，消费与住房的相对权重κO、κn和κe，均可以通过各一阶条件方程之间的数量关系计算得到。

表1 参数校准值

（二）模型的脉冲响应

图2 为基于第三部分DSGE 模型的设定下，1%正向的房价上涨冲击［即住房偏好冲击（2）式］对主要宏观变量的脉冲响应。由图2 中房地产投资和固定资产投资的脉冲响应可知，在正向房价上涨冲击下，房地产投资在第一期上升0.003%，并在第四期达到顶峰，呈驼峰状，而后逐步回归稳态；固定资产投资在受到冲击的第一期下降0.8%，而后逐步回归稳态，具有一定的持续性。由此可知，图2 中房地产投资和固定资产投资的脉冲响应，能够较好地拟合图1 中BVAR 模型的结果，也即本文构建的DSGE 模型能够较好拟合中国房价上涨与企业投资之间的特征事实。

图2 1%正向的房价冲击对主要宏观变量的脉冲响应

（三）内在传导机制

由图2 可知，在正向的房价上涨冲击下，宏观经济呈现“脱实向虚”。具体而言，在冲击发生的第一期，房价上涨0.9%而资本的托宾Q 下降为-0.23%，进而导致房地产投资在第一期上升为0.003%而后在第四期达到顶峰，固定资产投资则在第一期下降为-0.8%，企业债务在第一期上升为0.6%，企业持有的房产上升0.119%。与此同时，产出在第一期下降为-0.068%，就业下降为-0.13%，消费在第一期上升为0.15%而后从第四期开始下降为负。随着时间的推移，所有变量逐渐回归稳态。因此，在期初房价上涨通过使房地产投资上升和固定资产投资下降，进一步阻碍了经济内循环的畅通。

最后，对于企业的投资决策而言，当房价上涨的挤出效应大于抵押效应时，此时挤出效应占优，房价上涨导致房地产投资、企业债务和企业持有的房产上升，进而挤出固定资产投资和实体经济，消费、固定资产投资、就业和产出下降，宏观经济出现“脱实向虚”，经济内循环进一步受到阻碍，如图2 所示。

此外，在第三部分DSGE 模型的基础上，在非李嘉图家庭部分加入了信贷约束，数值模拟发现非李嘉图家庭的信贷约束没有在本质上改变图2 的脉冲轨迹，因而它不是理解房价上涨与企业投资之间关系的必要因素。

（四）稳健性分析

为了使模型结果更加稳健，本文对模型结构参数取不同值进行稳健性检验。对非李嘉图家庭和李嘉图家庭的劳动供给弹性 bn和 bO在［1，3］之间取值；对住房的季度折旧率 δh在［0.005，0.015］之间取值；企业贷款价值比 θe在［0.1，0.2］之间取值；对住房供给弹性 ηh在［400，1600］之间取值；对资本品价格对投资资本比的弹性系数η 在［0.1，0.8］之间取值。数值模拟发现，以上结构参数取值的变化，不会使房价与房地产投资、固定资产投资的动态关系发生实质性的变化，其他宏观变量的动态轨迹也没有发生本质改变。这意味着本文模型的结果是稳健的。

五、结论和政策建议

近年来，中国经济面临着“脱实向虚”的问题，在投资领域表现为房地产投资的增速较快且长期高于固定资产投资，房地产投资与GDP 之比呈现上升趋势，而固定资产投资增速则呈现长期下降趋势。与此同时，中国商品房的平均价格在2000—2021 年期间上涨了近5 倍。本文在BVARDSGE 模型框架下解释上述宏观经济现象，首先基于宏观统计数据将投资区分为房地产投资和不包括房地产投资的固定资产投资，而后构建了一个含有房价、房地产投资和固定资产投资的三变量BVAR 模型，发现在房价上涨冲击下，房地产投资上升而固定资产投资下降，两者的脉冲响应具有一定的持续性，而且在统计上显著。然后，构建一个包含房地产部门、异质性家庭和企业信贷约束的DSGE 模型，数值模拟发现DSGE 模型能够较好地拟合BVAR 模型的脉冲响应结果。进一步的机制分析表明，由于将信贷约束施加于企业部门，对企业而言，房价上涨对房地产投资和固定资产投资存在抵押效应和挤出效应，当房价上涨的挤出效应大于抵押效应时，企业将增加房地产投资而减少固定资产投资。在这一个过程中，一方面房地产投资上升，导致企业债务上升，企业增加房产购买；另一方面固定资产投资下降将导致资本的托宾Q、投资需求和资本下降，引致产出下降，进而抑制消费和就业，阻碍了经济内循环的畅通。

基于以上分析，本文的政策建议体现为如下三点。第一，由于本文将房价上涨视为外生变量，过快、过高的房价上涨将导致房地产投资上升而固定资产投资下降，因此稳房价是遏制经济“脱实向虚”和畅通经济内循环的关键之一。一方面因地制宜，因城施策，对于住房需求比较大的一二线城市应该扩大土地供给和住房供给，租售并举，形成商品房、保障房等多层次的住房供应体系。另一方面通过提高房贷利率、收紧住房按揭的信贷投放等方式，对住房需求进行合理引导，在长期内平滑家庭的住房需求，形成合理的房价预期，进而达到稳房价的目的。

第二，房价上涨导致投资房地产能够带来较高的投资回报率，因此在稳房价的同时，通过减税降费、鼓励技术进步等方式提高固定资产投资的回报率，降低住房与资本回报率之间的溢价，引导资本回流到实体经济，促进经济“脱虚向实”，助推中国经济高质量发展，有利于经济内循环的畅通。

第三，调整对家庭的信贷投放结构。家庭债务主要由一般性消费贷款和住房按揭贷款两部分组成，目前住房按揭贷款占家庭债务的比重约为80%。因此，金融机构提高对家庭一般性消费贷款的投放比重，降低对住房按揭贷款的投放比重，不仅能够降低住房需求，而且能够促进消费，有利于房地产行业与实体经济的协同发展。