黃 文

一、引 言

近年來，我國房地產(chǎn)市場獲得長足發(fā)展。一方面，房地產(chǎn)業(yè)投資額快速增長;另一方面，商品房銷售額和銷售面積也在大幅增長。然而，房價的快速上漲也帶來諸多問題，飽受詬病。截至2016年11月，一線城市百城住宅平均價格同比增長25．20%、二線城市同比增長17．89%、三線城市同比增長9.24%，其中一線城市住宅均價6年內(nèi)翻倍，并且還處于快速上升中。房價的上升牽動著決策者、普通居民、金融機構(gòu)的神經(jīng)，已然成為社會發(fā)展的熱點問題。貨幣政策制定需要兼顧房地產(chǎn)市場承受能力，居民面臨基本生活住房、改善性住房甚至投資性房地產(chǎn)的購買決策，同時金融機構(gòu)需要合理配置資產(chǎn)，保持資產(chǎn)負債表健康。在宏觀經(jīng)濟增速放緩的大背景下，房價的快速上漲為貨幣政策的制定和實施帶來了極大的挑戰(zhàn)，主要表現(xiàn)就是房地產(chǎn)投機盛行。當前，投資房地產(chǎn)比投資實業(yè)、股票市場的收益更高，形成房價越高、投機越盛的惡性循環(huán)，而且剛性住房需求者無力購買，有房者和無房者的財富水平不斷拉大，不利于社會的和諧發(fā)展。房價上升的溢出效應(yīng)究竟如何，其對經(jīng)濟增長、居民財富效應(yīng)以及物價上漲的變化貢獻有多大，值得深入研究。因此，在總結(jié)國內(nèi)外關(guān)于房地產(chǎn)價格波動溢出效應(yīng)研究成果的基礎(chǔ)上，提出ARDL模型，以綜合分析房價波動對投資、消費以及通貨膨脹的影響，并采用誤差修正模型檢驗房價波動與宏觀經(jīng)濟的短期動態(tài)效應(yīng)與長期關(guān)系。

二、文獻綜述

從宏觀層面看，房地產(chǎn)周期與經(jīng)濟周期高度相關(guān)，且這一現(xiàn)象普遍存在于世界各國［1-3］。同時，房價上升極易引起泡沫經(jīng)濟，威脅金融機構(gòu)安全，對金融穩(wěn)定造成負面影響［4-6］。

相關(guān)研究表明，房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的重要性日益突出，主要體現(xiàn)在以下3個方面:房地產(chǎn)開發(fā)投資增長速度較快、房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資本形成的比重不斷上升、房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的貢獻率不斷提高［7］。夏明通過2007年投入產(chǎn)出表發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)投資可以在很大程度上拉動采掘業(yè)、原材料加工和能源加工、器材制造、倉儲業(yè)、租賃業(yè)等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而對房地產(chǎn)服務(wù)業(yè)的拉動效用相對較小，但是房地產(chǎn)投資對商務(wù)服務(wù)、住宿、金融等行業(yè)的拉動效果不容忽視。綜合來看，房地產(chǎn)投資和服務(wù)對經(jīng)濟增長的拉動達到10．7%，這就表明房地產(chǎn)已經(jīng)成為我國宏觀經(jīng)濟的重要組成部分，是維持經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要力量［8］。許憲春等把房地產(chǎn)經(jīng)濟劃分為房地產(chǎn)開發(fā)投資、房地產(chǎn)生產(chǎn)和房地產(chǎn)消費3大類別，通過2004—2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，自2004年以來，房地產(chǎn)開發(fā)投資對GDP增長的直接貢獻均維持在5．8%以上，其中2009年達到了13．3%;2013年房地產(chǎn)生產(chǎn)對GDP增長的間接貢獻達到24．8%;房地產(chǎn)消費對GDP也有較為穩(wěn)定的貢獻［9］。部分學(xué)者認為，房價波動對宏觀經(jīng)濟的影響應(yīng)分別進行短期和長期考察，波動程度也應(yīng)成為重要的參考變量。如駱永民等在構(gòu)建動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)模型和數(shù)值模擬的基礎(chǔ)上進行分析發(fā)現(xiàn)，房價上升雖然在短期內(nèi)會給宏觀經(jīng)濟帶來負面影響，但是從長期來看則會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極作用［10］。原鵬飛等基于DSGE模型系統(tǒng)分析房價上漲對經(jīng)濟增長、收入分配和貧富差距的影響，認為房價的上漲可以刺激房地產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，帶來宏觀經(jīng)濟的快速增長，同時帶動進口、出口的小幅增長［11］。巴曙松等構(gòu)建DSGE模型，通過脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，房價的攀升會造成經(jīng)濟增長的波動，對經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展造成較大阻礙，為此應(yīng)運用貨幣政策穩(wěn)定房價進而穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟［12］。

至于房地產(chǎn)價格波動的財富效應(yīng)，多數(shù)文獻從其對居民消費的影響展開研究，并認為存在著雙重影響:一方面，投資房地產(chǎn)可以直接拉動住房、建材和耐用消費品的消費，間接帶來建筑工人消費增加;另一方面，會對其他消費產(chǎn)生較大的擠出效應(yīng)。Campbell等認為，房地產(chǎn)是家庭財富的重要組成部分，房價波動主要通過財富渠道影響住戶的消費決策。擁有住房者會因為房價的正向波動增加消費，而對于租房者而言，房價的正向波動卻會帶來消費的負面影響［13］。Davis等基于美國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費與房地產(chǎn)投資之間存在正向關(guān)系［14］。杜莉等運用我國172個地級市2002—2006年的數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)市場每單位價格增長1 000元人民幣，平均消費水平將減少0．8%～1%，且這一現(xiàn)象可以從財富效應(yīng)、抵押效應(yīng)和購買住房的壓力效應(yīng)3方面解釋［15］。楊俊杰運用真實經(jīng)濟周期(RBC)模型分析認為，房價的波動會對消費造成負面影響，利用2000—2010年數(shù)據(jù)進行檢驗發(fā)現(xiàn)，房價正向波動提高了消費者預(yù)期收益從而減少消費［16］。也有學(xué)者認為，房地產(chǎn)在我國發(fā)展尚不成熟，對財富效應(yīng)的影響有限，比如霍釗認為，房地產(chǎn)的財富作用并不顯著［17］。田磊運用ARCH模型和多元GARCH模型進行研究發(fā)現(xiàn)，當房價較高時，房地產(chǎn)會對消費造成極大擠占，影響消費需求擴張，進而危害宏觀經(jīng)濟［18］。

大部分文獻的研究都認為，房價對未來的通貨膨脹具有顯著預(yù)測力，并且這種預(yù)測力強于股票價格。Kontonikas等估計房價對總需求和通貨膨脹的影響發(fā)現(xiàn)，房價對總需求具有重要影響，并且住房價格波動與未來消費價格膨脹之間具有高度正相關(guān)性［19］。Tkacz等分別檢驗股價與房價對加拿大GDP和通貨膨脹的預(yù)測能力發(fā)現(xiàn)，房價能夠幫助預(yù)測未來產(chǎn)出與通貨膨脹［20］。段忠東構(gòu)建四象限模型對房價、物價水平和產(chǎn)出三者間關(guān)系進行理論研究，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，長期內(nèi)房價會對物價水平構(gòu)成顯著正向影響，但是物價水平的正向波動會帶來房價的正向波動，即房價在影響物價水平時也會受到物價和產(chǎn)出水平的正向反饋，這種正向反饋很可能會誘發(fā)經(jīng)濟過熱和房價泡沫［21］。進一步探究房價波動影響通貨膨脹的持續(xù)時間，高東勝運用2005年7月至2010年10月全國大中城市的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)，從短期來看，房價正向波動能通過住房投資、消費等多種渠道實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟增長的加快，但這種拉動也是以增加通貨膨脹壓力為代價的，房價上漲對通貨膨脹的影響大約持續(xù)兩年［22］。

對房地產(chǎn)市場及宏觀經(jīng)濟的研究可以看出，多數(shù)學(xué)者都認為房地產(chǎn)市場對宏觀經(jīng)濟具有重要影響，這種影響不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟增長方面，還體現(xiàn)在其對國民消費、物價穩(wěn)定的作用上。由于現(xiàn)有研究多集中在房價波動和宏觀經(jīng)濟單一變量的關(guān)系，并不能從多角度充分說明房價的影響廣度和深度。因此，在已有研究基礎(chǔ)上，綜合考慮房價波動的投資效應(yīng)、財富效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)，將房價波動與投資增長、財富效應(yīng)、通貨膨脹納入統(tǒng)一的分析框架。此外，大部分學(xué)者選擇傳統(tǒng)的VAR模型作為研究工具，然而VAR模型要求所有變量同階單整，這在一定程度上增加了金融時間序列研究的難度，而ARDL模型不僅不需要同階單整，而且能夠通過進一步構(gòu)建誤差修正模型檢驗經(jīng)濟變量間的長期關(guān)系，如李富有等［23-25］均使用ARDL模型分析經(jīng)濟變量間的長短期效應(yīng)，以更貼合經(jīng)濟實際運行軌跡。因此，以房價對宏觀經(jīng)濟的影響機制為基石，運用ARDL模型檢驗房價波動對經(jīng)濟增長、消費水平和價格波動的短期影響和長期影響，從而使得研究結(jié)論具有更強的解釋力和更高的準確度。

三、變量選取與模型確定

1．變量選取與描述性統(tǒng)計

①采用70個大中城市新建住宅價格指數(shù)當月同比增長率(housep)作為反映房價波動的變量。全國70個大中城市是由國家統(tǒng)計局選擇與公布的經(jīng)濟發(fā)展較快的地區(qū)，其房地產(chǎn)開發(fā)投資額占全國城市房地產(chǎn)投資開發(fā)總額的80%以上，是極具代表性的城市房價樣本。住宅價格分為新建和二手房價格，雖然兩者存在差異，但是其趨勢基本相同，所以新建住宅價格可以在一定程度上反映經(jīng)濟體房價波動。

②以社會消費品零售總額同比增長率(retail)表征財富效應(yīng)波動的指示變量，社會消費品零售總額指批發(fā)和零售業(yè)、住宅和餐飲業(yè)以及其他行業(yè)直接售給城鄉(xiāng)居民和社會集團的消費品零售額，其可以作為社會總體消費水平的代表，因此可以表征財富效應(yīng)。

③以工業(yè)增加值當月同比增長率(iva)作為宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)的反映變量，由于缺乏國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的月度數(shù)據(jù)，所以，為保證和其它數(shù)據(jù)的頻率相同及存在足夠的數(shù)據(jù)量，采用和GDP高度相關(guān)的工業(yè)增加值作為指示變量，用以表征投資效應(yīng)。

④用居民消費價格指數(shù)(cpi)作為反映通貨膨脹水平的變量，居民消費價格衡量了物價水平隨時間的變動情況。

自2005年以來，政府對過快上漲的房價調(diào)控力度加大，房價增速波動效應(yīng)明顯。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，采用2005年7月至2016年11月的月度數(shù)據(jù)為樣本，并以EVIEWS作為主要的數(shù)據(jù)處理軟件。選取的變量見表1，變量的時序為圖1。

表1 變量及其說明

由圖1可知，70個大中城市新建住宅價格指數(shù)當月同比增長率與cpi當月同比增長率、社會消費品零售總額同比增長率、工業(yè)增加值當月同比增長率之間無明顯的相關(guān)關(guān)系。但是在某些時間節(jié)點，如2008年之前，四者均呈水平趨勢，工業(yè)增加值當月同比增長率圍繞某一水平線震蕩;2008年11月，四者均呈現(xiàn)斷崖式下跌，于2009年1月左右跌至最低點，之后逐漸上升，并在2010年2月達到較高值;此后，除房價波動較大外，其他變量波動幅度較小。

2．ARDL 模型設(shè)定

相比VAR模型，自回歸分布滯后模型(ARDL)只需要變量滿足I(0)或I(1)，但并不要求變量為同階單整，而且能綜合考察長短期效應(yīng)，因此具有廣泛的適用性和明顯的優(yōu)勢。研究過程將采用ARDL模型檢驗我國房價波動對宏觀經(jīng)濟變量的影響。

消費效應(yīng)、投資效應(yīng)與通貨膨脹效應(yīng)相互制約:首先，對于一個家庭部門而言，在財富一定的約束條件下，消費與投資短期存在著此消彼長的關(guān)系，投資需求的增加必然會減少消費需求。但是從長期來看，隨著投資回報的收回，消費需求不斷增加，最終引致消費效應(yīng)。消費需求促進社會再生產(chǎn)，工業(yè)增加值提高，由此產(chǎn)生投資效應(yīng)。其次，短期內(nèi)商品價格有所上升，考慮民眾購買商品的剛性需求和反應(yīng)時滯，在一定收入水平下消費數(shù)量下降的并不明顯，短期內(nèi)消費總量仍是處于上升趨勢。隨著物價的進一步上升，民眾購買力下降，從而減少購買或?qū)ふ姨娲?，從而消費需求下降。同理，消費下降使得商品供大于求，短期內(nèi)物價下跌，但隨著消費的進一步下降，市場中的多數(shù)廠商破產(chǎn)倒閉，商品市場成為壟斷市場，廠商成為產(chǎn)品價格的制定者，由此產(chǎn)生壟斷利潤，最終物價上升。最后，工業(yè)增加值的上升使得商品供給增加，從而物價總體下降，而物價的下降會使得生產(chǎn)利潤下滑，產(chǎn)品的供給減少，工業(yè)增加值下降，投資效應(yīng)減弱。

由此，構(gòu)建如下ARDL模型:

圖1 2005—2016年各變量趨勢圖

式中，retailt、ivat、cpit、housept分別為 t期的社會消費品零售總額同比增長率、工業(yè)增加值當月同比增長率、居民消費者價格指數(shù)和新建住宅價格指數(shù)當月同比增長率 Δretailt、Δivat、Δcpit、Δhousept為 retailt、ivat、cpit、housept的一階差分;βi、γi、δi、εi為系數(shù)，α為 常 數(shù) 項，x= (retail，iva，cpi，housep)'，ζ =(θ，ι，κ，λ)'，θ、ι、κ、λ 分別為 retailt、ivat、cpit、housept的系數(shù)，ηt為誤差項。

如果式(1)通過邊界協(xié)整檢驗，則可估計誤差修正模型(ARDL-ECM)并進行分析。誤差修正模型如式(2)所示:

式中，φ 為修正后 ζ，ecmt－1為修正后的 xt－1，υt為誤差項。

四、變量檢驗與實證結(jié)果

1．單位根檢驗

鑒于ARDL模型對時間序列的平穩(wěn)性存在要求，首先采用 ADF方法對其單位根進行檢驗(表 2)。

表2 單位根檢驗結(jié)果

從表2可以看出，housep和cpi在5%的置信度下為I(0)序列，retail和 iva則為 I(1)序列，此時VAR模型失效，但ARDL模型依然可以得出穩(wěn)健和有效的結(jié)果。

2．邊界協(xié)整檢驗

采用AIC指標選擇最佳滯后階數(shù)，確定retail、iva和cpi3個變量的最佳滯后階數(shù)分別為12階、5階和9階，然后進行邊界協(xié)整檢驗，即檢驗原假設(shè)θ=ι=κ=λ=0。如果F統(tǒng)計量大于邊界值，則拒絕原假設(shè)，表明變量間存在協(xié)整關(guān)系，可以進一步估計誤差修正模型;如果F統(tǒng)計量小于邊界值，則無法拒絕原假設(shè)(表3)。

表3 邊界協(xié)整檢驗結(jié)果

從表3可以看出，retail、cpi作為被解釋變量時，與其它變量存在協(xié)整關(guān)系，可以進一步構(gòu)建誤差修正模型;iva作為被解釋變量時，沒有通過邊界協(xié)整檢驗，因此可以認為iva與其它變量不存在長期協(xié)整關(guān)系。

3．財富效應(yīng)與通貨膨脹效應(yīng)

基于邊界協(xié)整檢驗結(jié)果，以retail、cpi分別作為被解釋變量進行分析(表4、5)。

表4 房價波動的財富效應(yīng)

表5 房價的通貨膨脹效應(yīng)

研究過程中主要關(guān)注模型檢驗結(jié)果中housep和retail及其滯后項之間的關(guān)系。表4顯示，housep對retail并不存在長期影響，從短期看，房價對社會消費品零售總額存在顯著影響，證明房價波動的財富效應(yīng)的存在。由于住房需求普遍存在，房價上升帶來的房地產(chǎn)價值增加往往會被未來住房消費價格上升所抵消，房價波動的財富效應(yīng)的作用空間非常有限，此外，由于缺乏反向抵押貸款這類可以讓其不出售資產(chǎn)就可以獲得財富凈值的住房價值轉(zhuǎn)換產(chǎn)品。具體來看，房價波動當期即會對消費水平產(chǎn)生顯著影響，Δhousep系數(shù)為－0．435，在10%的顯著性水平下顯著，說明房價波動當期即顯著影響居民的正常消費。但 Δhousept－2系數(shù)為 0．498，即代表滯后兩期房價上漲會刺激消費，可能的原因是房價上漲會引起住房擁有者財富的增加，刺激該群體的消費。綜合來看，房價上漲最直接的影響是侵蝕總體消費，經(jīng)市場充分消化后，住房擁有者變現(xiàn)或改變消費預(yù)期后會在相同程度上帶來消費的回升。

表5顯示，房價對通貨膨脹水平具有顯著影響，但是影響偏短期。Δhousep系數(shù)為0．388，且在1%的顯著性水平下顯著，Δhousept－1系數(shù)為 0．279，在10%的顯著性水平下顯著，表明房價上漲會在很大程度上帶來通貨膨脹率上升。房地產(chǎn)市場價格的正向波動產(chǎn)生正向通貨膨脹效應(yīng)，即房價波動對居民消費需求以及企業(yè)的投資需求有正向刺激，而短時間內(nèi)供給很難完全匹配這種需求的增加，因而表現(xiàn)為社會膨脹水平的提高。這種正相關(guān)的變動關(guān)系一方面可能源于房地產(chǎn)作為固定資產(chǎn)直接計入產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，影響廠商的邊際貢獻進而波及至其定價決策，傳導(dǎo)至整個經(jīng)濟體后，整體物價水平呈現(xiàn)隨房價增長而上升的趨勢;另一方面，房價波動同時會顯著影響市場主體的投資和儲蓄行為，進一步改變社會的總供給和總支出。此外，房價上漲會通過金融加速器效應(yīng)使流通中的貨幣增加，通過貨幣乘數(shù)效應(yīng)進一步放大流通中的貨幣總量，使貨幣內(nèi)生性增強，也易進一步誘發(fā)通貨膨脹。滯后兩期市場有一定修復(fù)，但整體來看房價和通貨膨脹水平呈正相關(guān)。

五、結(jié)論與建議

自住房制度改革以來，房地產(chǎn)逐漸成為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)價格波動的溢出效應(yīng)為理論與實務(wù)界所關(guān)注。在此背景下，將房地產(chǎn)價格、投資效應(yīng)、財富效應(yīng)以及物價效應(yīng)納入統(tǒng)一分析框架，基于宏觀經(jīng)濟變量的月度數(shù)據(jù)構(gòu)建ARDL模型，從房價波動的投資效應(yīng)、財富效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)3個維度檢驗房價波動的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn):①在短期內(nèi)房價上升會產(chǎn)生財富效應(yīng)，但從長期來看，房價上漲會通過財富效應(yīng)侵蝕當期消費，經(jīng)市場充分消化后，住房擁有者變現(xiàn)或改變消費預(yù)期后會在相同程度上帶來消費的回升。②房價通過影響宏觀經(jīng)濟的關(guān)鍵變量cpi，會帶來通貨膨脹水平的提高，房地產(chǎn)價格對于宏觀經(jīng)濟發(fā)揮著先行指示器的作用。③實證研究并未發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價格波動與投資額之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，這與慕金強［26］的研究結(jié)論具有相似之處，投資額的增加更多的是依靠經(jīng)濟增速與物價水平，而不是取決于房價波動。同時，考慮到中國房地產(chǎn)的投機特征，游資沖擊所引致的房價上升并不會使得資本真正進入實體經(jīng)濟中，因而房價的上升并不會明顯提高工業(yè)增加值。

此次研究結(jié)論的啟示在于以下3個方面。

第一，抑制投機，讓房地產(chǎn)回歸使用功能。由于房地產(chǎn)價格波動在短期內(nèi)會影響居民的財富效應(yīng)，特別是當房地產(chǎn)價格上升時會給居民帶來財富快速增加的幻覺，于是居民大量投資會轉(zhuǎn)向房地產(chǎn)市場，由此使得房地產(chǎn)的居住、使用功能逐漸弱化，而其投資的金融屬性日益增強。資金源源不斷地進入房地產(chǎn)業(yè)，必然催生房地產(chǎn)泡沫。在“買漲不買跌”的投資心理驅(qū)使下，一旦房地產(chǎn)行業(yè)有所波動，尤其是當房地產(chǎn)價格下降時，隱藏其中的“灰犀?！本蜁杆亠@化，從而誘發(fā)系統(tǒng)性金融風險，危及金融穩(wěn)定與安全，并對實體經(jīng)濟產(chǎn)生巨大沖擊。因此，管理當局應(yīng)該繼續(xù)完善政策措施，抑制房地產(chǎn)投資需求，讓房地產(chǎn)回歸其提供居住功能的本質(zhì)。

第二，關(guān)注房地產(chǎn)價格波動引發(fā)的物價水平變化，提高貨幣政策有效性。從長期來看，房地產(chǎn)價格波動是誘發(fā)物價波動的一個因素，這應(yīng)該引起貨幣當局的重視。經(jīng)濟增長、充分就業(yè)、穩(wěn)定物價和內(nèi)外均衡是貨幣政策的目標，而在我國貨幣政策目標更偏重于經(jīng)濟增長與物價穩(wěn)定。在貨幣政策制定與調(diào)整過程中，如果貨幣當局沒有充分認清房地產(chǎn)價格在商品價格波動中的作用，則會削弱貨幣政策調(diào)整的針對性與有效性，甚至可能誤傷其他的產(chǎn)業(yè)。在社會優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)短缺的背景下，缺乏針對性的貨幣政策調(diào)整可能會導(dǎo)致資金向房地產(chǎn)業(yè)集聚，進一步助推房地產(chǎn)價格的非理性上漲。

第三，強實抑虛，防范資金在房地產(chǎn)市場空轉(zhuǎn)。房地產(chǎn)價格波動與全社會投資之間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，這在一定程度上說明了房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對社會其他行業(yè)的投資具有虹吸效應(yīng)。中國房地產(chǎn)價格連續(xù)多年的快速上升，而居民高杠桿的操作進一步放大了房地產(chǎn)價格上升的幅度。房地產(chǎn)業(yè)高杠桿源于商業(yè)銀行提供的住房抵押貸款這種制度性安排，以及房地產(chǎn)業(yè)從商業(yè)銀行獲得的過度融資，形成了事實上的政府與商業(yè)銀行對房地產(chǎn)業(yè)的隱性擔保。逐利是資本的本性，在社會資源約束客觀存在的條件下，大量資本涌入房地產(chǎn)在行業(yè)空轉(zhuǎn)，從而對社會經(jīng)濟其他行業(yè)產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，由此使得部分其他行業(yè)面臨融資約束問題。因此，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革進程中，強實抑虛的一個重要舉措就是將房地產(chǎn)業(yè)內(nèi)空轉(zhuǎn)的資金引導(dǎo)進入實體經(jīng)濟的其他行業(yè)與部門。

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