房地產市場化改革與實體經濟發展
——兼論金融的調節作用

一、引言

實體經濟是一國經濟的立身之本與財富之源(黃群慧，2017)。黨的十九大以來，以習近平同志為核心的黨中央高度重視發展壯大實體經濟，作出了振興實體經濟的一系列重大決策部署。黨的十九屆五中全會提出，要“堅持把發展經濟著力點放在實體經濟上……推進產業基礎高級化、產業鏈現代化，提高經濟質量效益和核心競爭力”?？梢?，做大做強實體經濟已經成為“十四五”規劃乃至 2035年遠景目標的關鍵一環，其重要性不言而喻。

近年來，宏觀經濟“脫實向虛”問題引起社會廣泛關注。一方面，隨著我國步入工業化階段后期，受人力資本、工資收入水平、國際分工格局等綜合條件制約，實體經濟轉型升級難度不斷加大，制造業面臨結構性失衡以及產能過剩等問題(余泳澤等，2017)，實體經濟投資回報率隨之下降，增速下滑；另一方面，受貨幣政策寬松等影響，金融業和房地產業持續擴張，呈現交替繁榮景象(彭俞超等，2018)，房價持續上漲，助推大量金融資源涌入房地產行業并在其內部空轉(孟憲春等，2018)，導致實體經濟融資成本進一步上升，實體產業空心化趨勢日益顯著。金融的過度支持使得房地產市場呈現一片虛假繁榮，虛擬經濟在自我循環中逐漸走向泡沫化，系統性金融風險隱現。很多學者將這種“虛實背離”的根源歸咎于房地產市場的過度發展，甚至稱之為“經濟的房地產化”(易憲容，2017)，這不禁讓人思考，中國的房地產市場究竟和實體經濟之間存在怎樣的內在關聯？于實體經濟而言，房地產是惡魔還是天使？二者之間是拉動還是擠出？亦或者兩種效應同時存在？金融又在其中扮演怎樣的角色？一系列問題值得深入研究。

中國房地產市場的發展壯大與市場化改革息息相關。上世紀70年代末，住房領域的市場化探索(1)鄧小平同志于1978年9月和1980年4月相繼就住房問題發表談話，提出了住房“商品化”的改革思路和設想。率先拉開了整個房地產行業市場化改革的序幕，但直到1998年7月，國務院印發《關于進一步深化城鎮住房制度改革加快住房建設的通知》，福利分房宣告終止，住房分配貨幣化全面展開，這個時候真正意義上的房地產市場才開始逐漸形成，并發展壯大起來(2)1998年5月，央行出臺《關于加大住房信貸投入，支持住房建設與消費的通知》及《個人住房貸款管理辦法》，住房按揭金融模式確立；2002年5月，原國土資源部發布《招標拍賣掛牌出讓國有土地使用權規定》，土地招拍掛制度形成，土地出讓市場化成型。。多年來，隨著市場化改革的不斷深入，市場機制不斷發揮作用，資源配置效率得到顯著增強，房地產市場得以通過自身的充分發展帶動國民經濟上下游行業實現聯動發展。然而值得警醒的是，越來越多的市場僵化與扭曲現象(張曉晶等，2018)引起大家關注，如租購失衡、供需錯配、住房空置、土地財政、炒房投機、調控僵化、企業信用缺失等，嚴重威脅著房地產市場的平穩健康發展。黨的十八大以來，中央在控制房價上漲的同時，開始著手推動房地產市場的長效機制建設，旨在通過重建市場秩序，規范和約束資本市場、租賃市場、土地市場等，讓住房回歸居住屬性，取得積極成效。2020年至今，受新冠肺炎疫情蔓延和國際環境復雜多變雙重影響，房地產行業和其他國民經濟重要行業遭遇短期“斷崖式下滑”，一些頭部企業出現融資鏈斷裂、債務違約等新情況新問題，為扭轉不利局面，進一步推動經濟發展質量變革、效率變革和動力變革，中共中央、國務院連續印發了《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》、《關于新時代加快完善社會主義市場經濟體制的意見》等綱領性文件，要求從土地、勞動力、資本、技術、數據等五方面推進市場化改革，進一步激發要素市場活力，這將對我國房地產市場的未來走向產生重大影響。十四五時期，我國將加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，其中，房地產作為鏈接國內大循環的關鍵，對暢通國民經濟上下游產業，激發內需增長活力，實現產供銷有效銜接具有重大作用。為此，牢牢把握房地產市場平穩健康發展的大方向，重視市場體系建設和制度建設，充分發揮房地產壓艙石作用，適當弱化其金融屬性，堅持運用市場化的改革思維解決現實中的各種扭曲和矛盾，是貫徹落實中央“房住不炒”定位，推動房地產與實體經濟均衡發展的應有之義。

二、文獻綜述

目前，關于房地產市場與實體經濟發展的文獻主要分為兩類：第一類，是以金融發展為第一視角，在探討金融市場與實體經濟互動關系時，兼論房地產在其中所起的作用。黃群慧(2017)采用部門觀的界定方法(巫強等，2020)，將金融與房地產業劃歸廣義虛擬經濟的范疇；他認為，“虛擬經濟”以金融為核心，之所以把房地產業歸入虛擬經濟，主要是因為其愈來愈呈現出的金融衍生品屬性特征。劉志彪(2015)、孟憲春、張屹山等(2018)認為，中國經濟“脫實向虛”的根源在于虛擬經濟發展不足，金融市場受到抑制，難以為市場主體提供更多的投融資選擇，而房地產相對其他金融資產而言，具有收益高、穩定性高、準入門檻低等特點，故而引發社會瘋狂投機房地產，最終導致資產價格泡沫化升高。近年來，微觀層面的企業金融化問題越來越受到學者們關注，他們認為，企業金融化是宏觀經濟“脫實向虛”的主要助推動力(彭俞超等，2018；劉貫春等，2020；樂云等，2020)，由于實體經濟持續低迷，大量非金融企業更多地通過布局金融資產(包括跨行業投資房地產等)以規避經營風險、獲取利潤，企業的金融化程度越來越高(李秋梅等，2020)，實體經濟有效投資呈現不斷下降趨勢，金融支持實體經濟面臨嚴峻挑戰。

第二類文獻，通常是選取房地產投資、房地產信貸(況偉大，2011)、房地產消費(韓立巖，1999；許憲春等，2015)、房價等變量來作為房地產市場的代理變量，間接探討房地產與實體經濟的辯證關系。彭俞超等(2018)分析探討了房地產投資結構與金融效率之間的關系，他們發現，當房地產投資占固定資產投資比重偏離其最優結構時，繼續刺激房地產，增加其投資將對金融效率產生顯著的抑制效應，從而削弱金融對實體經濟的促進作用。關于房價上漲與實體經濟的關系，當前，學者們普遍認為，其拉動效應與擠出效應同時存在(鄭東雅等，2019)，一方面，房價上漲會拉動相關產業投資，實體經濟投資隨之上升，與此同時也會抑制其他實體經濟部門投資(如制造業等)，從而擠出實體經濟投資。許桂華等(2017)、杜書云等(2020)探討了房價波動對金融服務實體經濟效率的影響，他們發現房價上漲顯著降低了金融支持實體經濟效率，其空間效應表明，當臨近省份房價上漲時，本省房價受到帶動隨之上漲，更多金融資源更有動機向房地產領域配置，從而大大削弱金融支持實體經濟效率的提高。此外，陳斌開等(2018)、羅雙成等(2018)、鄭駿川(2018)等學者也選用房價作為房地產市場的代理變量進行了相關研究。不可否認，房價問題是當前中國房地產市場的突出問題，房價漲跌一頭連著生產和投資，一頭牽著民生和消費，在暢通國內大循環、穩定產業鏈供應鏈等方面具有舉足輕重的作用，而房地產投資、消費、信貸等關鍵變量也確實能夠代表一定時期內房地產市場的波動和發展狀況，但同時上述變量又都存在一定的片面性，在實際分析中，各代理變量之間往往存在諸多矛盾之處，因而缺乏系統性和完整性(許憲春等，2015)。此外，房地產市場核心指標變動從根本上是源于改革開放以來的市場化探索與體制轉型實踐，前者是表象，后者才是本源。

與已有研究相比，本文可能的邊際貢獻包括以下三個方面：第一，為現有關于房地產市場與實體經濟相關研究提供了新的分析視角。有別于以往研究中選取關鍵指標作為房地產市場的替代變量，本文嘗試從市場化改革的視角，構建房地產行業的市場化指數來探討房地產市場資源配置效率變動與實體經濟的關系。第二，揭示了房地產市場化改革驅動實體經濟發展的內在機理。本文認為，房地產領域一系列的市場化制度安排，如土地招拍掛制度、信貸制度、公積金制度、商品房預售制度、交易和產權制度等，推動和促進了房地產市場的發展壯大，進而通過產業聯動效應、要素融合效應和融資激勵效應等促使實體經濟得以不斷實現量和質的提升。第三，本文為進一步貫徹落實中央“房住不炒”定位，構建房地產市場平穩健康發展的長效機制提供了新的改革思路。本文認為，當前，中國的房地產市場供需逐漸趨于平衡，應當果斷停止以往“寬、怠、慢、松”的市場治理理念，重視和加強房地產市場要素體系、組織體系、法制體系、監管體系、信用體系和信息體系建設，致力于培育和打造成熟、健全、有效的市場主體和框架結構。針對現階段日漸僵化的房地產市場化制度體系，應當不失時機地推進土地出讓、房地產信貸、住房公積金、以及相關交易與產權等全方位制度改革，在支持住和抑制炒方面構建完整的市場化體制機制，而不應長久地寄希望于階段性、差異性的調控政策(3)因為在當前“一城一策”、“因城施策”大背景下，房地產調控的主體是地方政府，而地方政府基于經濟增長、就業率穩定等目標約束，很難摒棄自身的短視行為，往往傾向于將房地產作為短期刺激經濟的手段，這一點已被大多數學者廣泛認同。。未來一段時期內，在“穩房價、穩地價、穩預期”政策框架下，應當充分發揮房地產壓艙石的作用，一方面為傳統實體經濟轉型升級爭取時間空間，另一方面，緊抓各類產業園區加快產城融合有利契機，以實體為本，統籌推進住房、教育、醫療、交通、物流、養老、休閑、娛樂、商業等公共配套服務建設，為國家級新區、國家自主創新區、自由貿易區、綜合配套改革區等發展高端制造與現代服務業提供便利。

本文的剩余部分安排如下：第三部分，理論分析與研究假設；第四部分，研究設計；第五部分，實證結果分析；第六部分，進一步討論；第七部分，結論討論與政策啟示。

三、理論分析與研究假設

(一)房地產市場化改革與實體經濟發展

取消價格管制、停止住房實物分配，充分發揮價格調節供求的杠桿作用，是房地產市場化改革的核心內容。1998年至今，中國房地產市場實施的一系列市場化制度安排，如土地招拍掛制度、商品房預售制度、住房信貸制度、公積金制度等助推房地產市場不斷發展壯大，進而拉動實體經濟持續發展。具體而言，房地產市場化改革通過產業聯動、要素融合、融資激勵等三大效應發揮作用。具體地，產業聯動效應:房地產業天然地具有關聯產業眾多(孟憲春等，2018)、資金需求龐大、與民生息息相關等特點，市場化改革的作用在于降低行業準入門檻以加劇市場競爭，加快供求匹配速率以扭轉結構失衡，打破地區封鎖與行業壟斷以形成統一開放市場，加強法制建設以規范市場秩序約束主體行為等，持續的房地產市場化改革有利于壯大房地產市場規模、整合行業資源，并有效帶動上下游實體產業聯動發展。要素融合效應:房地產市場化改革極大地優化了土地、資本、勞動力等要素資源配置，降低了實體企業的生產和經營成本，特別是制造業企業得以將更多的優質資源投入到研發創新領域。另一個視角，房地產本身也是一種生產要素(彭俞超等，2018)，它與設計施工領域的新技術、新材料相融合，可有效縮短工期提高廠房質量；與制造業生產領域的新設備、新工藝相融合，大大提高了生產效率；與公共服務領域的新基建、新動能相融合，增強了城市服務實體經濟的綜合能力；與產業鏈供應鏈中的新業態新場景相融合，有利于激發實體企業開發新產品提供新服務的內生動力。融資激勵效應:信貸制度、土地出讓制度以及商品房預售制度等建立并趨于完善，助推房地產開發經營與城市開發建設日漸融為一體，為獲取充足的財政資金以實現地方經濟“促增長”、“保增長”、“穩增長”的目標，地方政府主要通過三種途徑獲取融資：其一是通過低價出讓工業用地，“以地引資”發展工業園區(陸銘等，2019)，從地方經濟增長中獲取稅收紅利；其二，出讓住宅、商服等經營性用地使用權獲取級差地租(陳金至等，2021)，并在房產建設、交易、保有等環節征收稅費；其三，將土地注入地方融資平臺，撬動金融杠桿獲取巨額基建資金(Wu，2019；魏萬青等，2020)。上述三個環節之間繼起疊加，彼此激勵相容并高效運轉，在現有的官員晉升制度和GDP競賽激勵下，地方政府秉承“項目為王”發展理念，更傾向于將有限的財政資金投向與房地產和基建相關的上下游行業和重點領域，從而大大加快了中國的工業化進程和水平(劉元春等，2020)，實體經濟亦獲得了充分發展。上述三大效應并非彼此孤立，而是相互影響相輔相成，其中，融資激勵效應由于其顯著的金融支持屬性而對產業聯動和要素融合相應具有放大和加乘的作用。據此，本文提出核心假說1、核心假說2以待實證檢驗：

H1：房地產行業的市場化改革顯著推動了當地實體經濟的發展。

H2：金融發展能夠顯著增強房地產市場化改革對實體經濟的拉動作用。

(二)金融過度支持、房地產市場化改革僵化與宏觀經濟“脫實向虛”

金融資本具有逐利性。1998年至今，新型城鎮化與新型工業化齊頭并進(劉元春等，2020)并釋放出強大的投資、消費需求，供求失衡必然帶來房價、地價以及租金價格的快速上漲(Chen and Wen，2017)。反過來，價格的快速上漲以及巨大的盈利空間助推越來越多的金融資本要素瘋狂涌向房地產行業，并在其內部空轉套利。房地產成為炙手可熱的優質資產，其投資屬性不斷被社會放大，而房地產市場已有的一系列市場化制度安排，如土地招拍掛制度、商品房預售制度、住房信貸制度、公積金制度等則成為金融資本“棄實投虛”進入房地產領域的助推器和“護身符”(魏瑋等，2017)，金融的過度支持催生了房地產市場泡沫(Wang et al.，2015)，客觀上加劇了實體經濟的融資困境，最終導致宏觀經濟“脫實向虛”(Caballero et al.，2016)。近年來，“房住不炒”成為調控主基調(張協奎等，2020)，房價地價急速上漲趨勢受阻。然而，由于受到地方經濟增長目標約束、系統性金融風險防控、住房租賃市場發展、新冠疫情沖擊等多種因素制約，房價地價持續在高位徘徊，“穩地價穩房價穩預期”的總體政策取向并未從根本上緩解房地產業對實體經濟的“抽血效應”。這種情況下，金融能否有效支持和服務實體經濟(馬勇等，2021)的關鍵就在于金融市場自身的發展水平以及金融資源向實體經濟配置的渠道是否通暢(許桂華等，2017)。換言之，當金融資源向實體經濟配置的渠道無法得到根本改善時，那么，金融市場的發展水平越高，金融資本流向房地產行業套利(例如流向住房租賃市場等)的可能性就越大，而房地產市場現行的制度體系又日趨僵化，很難對市場上愈演愈烈的投機炒房行為(孟憲春等，2018)進行有效防范，最終的結果很可能就是系統性金融風險(彭俞超等，2018；Berkes et al.，2012)有增無減，且房地產對實體經濟的拉動作用也會大打折扣。據此，本文提出第三個研究假說以待實證檢驗：

H3：不同地區因金融發展水平不一，其在房地產市場化改革拉動實體經濟發展中有可能表現出或增強或削弱的異質性差異。金融越發達的地區，金融支持房地產的動機越強，易導致房地產市場化改革對實體經濟的拉動作用受到不同程度的削弱。

圖1 房地產市場化改革驅動實體經濟發展的作用機理資料來源：作者自制。

四、研究設計

(一)計量模型設定

為檢驗假說1的合理性，本文設定如下基準計量模型：

Reit=α0+α1Rmiit+γMit,j+μi+yeart+εit

(1)

其中，i表示地區，t表示年份。Re是被解釋變量，表示實體經濟發展水平，即實體經濟增長率。Rmi是核心解釋變量，表示某一地區的房地產市場化程度，用房地產市場化指數進行度量。M是一系列可能影響實體經濟增長的信息集，包含城鎮化水平、財政支持、基礎設施、技術創新、金融發展、對外直接投資、對外開放程度、人力資本等。μ為不隨時間變化的個體效應，year為時間效應，ε為隨機擾動項。

為驗證假說2和假說3，以進一步明晰房地產市場化水平、金融發展與實體經濟發展之間的辯證關系，本文對模型(1)進行改進，以金融發展為調節變量，加入房地產市場化與金融發展交互項，構建以下計量模型：

Reit=α0+α1Rmiit+α2Rmiit*Findit+α3Findit+γM,it,j+μi+yeart+εit

(2)

其中，Re為實體經濟發展水平，Rmi為核心解釋變量房地產市場化水平，Find為調節變量：金融發展，Rmi*Find為房地產市場化與金融發展交互項，為避免和緩解交互項可能產生的多重共線性問題，本文對核心解釋變量Rmi和調節變量Find分別進行了對中處理，然后生成交互項。α1為主效應，α2為調節效應。M,為除金融發展外其他影響實體經濟發展的控制變量集。α2是我們重點關注的系數，當α2>0，表明正向調節效應成立，反之，則表明負向調節效應成立。具體地，當α2>0且α1>0時，表明金融發展在房地產市場化改革影響實體經濟發展過程中起到了顯著的強化作用，當α2<0且α1>0時，則表明金融發展在房地產市場化改革影響實體經濟發展過程中起到了顯著的抑制作用，以此類推。

(二)變量選取與說明

1.被解釋變量：實體經濟發展(Re)。

學術界對于實體經濟的認識經歷了一個由淺到深的過程(黃群慧，2017)。目前，學者們普遍認同寬窄兩個口徑的實體經濟構成，即狹義的實體經濟特指制造業，廣義的實體經濟包含除房地產和金融業以外的全部行業(張林等，2020)。這種從具體的產業層面界定和劃分實體經濟的觀點和思路逐漸在實踐中贏得廣泛共識，在實證研究中也便于量化。從已公開的統計數據和資料分析，省級層面的實體經濟規模測算和評價已十分完備，地級市層面尚處于空白領域，很多文獻采用第二產業占GDP的比重作為地市層面實體經濟規模的代理變量，具有一定的合理性，但該指標并不能準確完整地反映實體經濟的真實水平，存在測度偏誤的可能。因此，本文對于“實體經濟規模”的測度采用目前多數學者的做法，從各省歷年GDP中剔除房地產業增加值和金融業增加值，為消除價格因素的影響，本文對所有數據進行了平減處理?！皩嶓w經濟發展”反映的是一個地區實體經濟規模增減變動的一般趨勢和過程，水平值并不是本文關注的重點，實體經濟增長率的高低反映了實體經濟發展的總體水平，故本文以實體經濟增長率來度量實體經濟發展。在后續穩健性檢驗部分，本文還采用實體經濟占GDP的比重、實際工業增加值作為實體經濟的替代變量，以豐富和夯實本文的研究結論。

2.核心解釋變量：房地產市場化指數(Rmi)。

一直以來，學界關于市場化的研究較多，目前較為常見的市場化水平測度指標以王小魯等(2019)學者編制的市場化指數為主。房地產行業的市場化水平測度問題一直以來受到學者們(曹振良等，1998；倪鵬飛等，2007)廣泛關注，但已有測度框架較為單一，且針對中國房地產市場的特征規律考慮不足，有別于以往研究中只對某一省某一市的單獨測度，本文借鑒樊綱等學者對于市場化的測度理念和框架，同時考慮到預售制、庫存積壓、房企轉型等房地產行業新趨勢新動向，擬構建包括房地產市場與政府的關系、房地產要素市場發育程度、房地產市場非國有經濟發展水平、商品房市場發育程度，以及房地產市場中介組織發育和法律制度環境共五個方面的房地產市場化測度指標體系(4)在指標獲取原則方面，可獲得性是首要考慮因素。某些指標可能理論上是可行的，如小產權房占比、房價管控程度等，但因缺乏數據來源，則寧可暫缺。另一些指標如住房保障建設支出占比(表征政府分配經濟資源的力度)雖然前期有數據，但近十年來處于缺失狀態，也難以入選。(具體指標及計算方法詳見表4)，對1999-2017年中國30個省級行政區(5)囿于數據可得性，本文實證分析所用數據不含港澳臺地區和西藏自治區。房地產市場化水平進行測度，權重計算方法采用全局主成分分析法，該方法在原有的平面數據表基礎上加入時間序列，構成時序立體數據表，適用于動態綜合評價，而熵權法等客觀權重法僅限于截面數據或時序數據分析，且無法解決評價結果的跨期可比問題。為使論文的結論更加嚴謹，本文借鑒林毅夫、孫希芳(2008)等學者的思路，采用房地產開發企業中非國有單位從業人數占比、房地產開發投資中非國有經濟占比等單指標作為房地產市場化改革的替代指標進行穩健性檢驗。房地產市場化指數計算過程如下：

(1)全局主成分分析法進行賦權。

第一步，建立時序立體數據表。

第二步，數據標準化處理及有效性檢驗。

首先對逆向指標取倒數，然后對所有指標進行Z-Score標準化處理，得到無量綱矩陣Y。對標準化后的全局數據表做KMO和Bartlett球形檢驗(如表1所示)，結果顯示，KMO統計值為0.786(>0.7)，同時，Bartlett球形檢驗的p值為0.00，表明各測度指標之間具有較強的相關性，該數據表適合進行全局主成分分析。

第三步，計算協方差矩陣，并求協方差矩陣特征向量。

第四步，求得全局主成分、方差貢獻率和累積方差貢獻率。如表2所示，根據累積方差貢獻率和特征值大小綜合確定前8個主成分為全局主成分，共解釋原始數據信息接近75%。

第五步，求因子載荷矩陣(如表3所示)和全局主成分系數。其中，全局主成分系數等于因子載荷矩陣中第i列數值除以對應的第i個特征根的算術平方根(劉根榮，2014；呂丹、汪文瑜，2018)，得到：

F1=0.0554Y1-0.1010Y2-0.0529Y3+…-0.0280Y20

(3)

F2=0.02789Y1-0.0089Y2+0.1112Y3+…-0.0960Y20

(4)

……

F8=-0.0466Y1-0.1131Y2-0.1400Y3+…-0.5126Y20

(5)

第六步，計算房地產市場化水平綜合得分，其中系數為各主成分的方差貢獻率與累計方差貢獻率之比。

F=0.3194F1+0.2023F2+0.1128F3+…+0.0606F8

(6)

將式(3)-(5)帶入(6)，得到：

F=0.0954Y1-0.0925Y2+0.0606Y3+…+0.0150Y20

(7)

表1 KMO與Bartlett檢驗結果

(2)定基功效系數法進行原始數據的標準化處理。借鑒聶長飛、簡新華(2020)等學者做法，以1999年為基期，對原始數據進行標準化處理。這一方法的優點在于既能使合成后的指數跨年度可比，同時保證了指數變動趨勢的總體平穩。

(8)

表2 全局主成分提取方差分解分析結果

(9)

其中，Vij(tk)表示第t年第i個省份j個指標的原始值，max[Vj(t1)]、min[Vj(t1)]分別表示Vij(tk)在基期(即1999年)的最大值和最小值，sij(tk)表示第t年第i個省份第j個指標的標準化值。

(3)線性加權法進行指數合成。

(10)

表4 中國房地產市場化水平的測度框架

其中，Rmii(tk)表示第i個省份第t年的房地產市場化指數值，ωj為全局主成分法計算得到的指標權重。

3.其他控制變量：借鑒姜松、孫玉鑫(2020)等學者的做法，本文選取金融發展(Find)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用各省年末金融機構存貸款余額表示，作對數處理；理論上，金融對實體經濟支持力度越強，實體經濟發展越快。借鑒汪亞楠等(2020)學者的做法，本文選取基礎設施(Icon)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用(單位國土公路里程數+單位國土鐵路里程數)的算術平方根表示；基礎設施建設可有效降低實體企業的流通成本，提高利潤效益，對實體經濟發展具有正向促進作用。借鑒姜松、孫玉鑫(2020)、巫強等(2020)學者的做法，本文選取財政支持(Fins)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用各省財政一般預算支出占 GDP的比重表示；財政支持體現了政府對實體經濟的扶持力度，財政支持力度越強，實體經濟發展越快。借鑒巫強等(2020)、汪亞楠等(2020)學者的做法，本文選取城鎮化水平(Urb)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用城鎮人口占總常住人口比重表示；新型城鎮化建設與新型工業化建設相互影響互為依托，城鎮化水平越高，對工業化要求就越高，實體經濟發展空間越大。借鑒姜松、孫玉鑫(2020)等學者的做法，本文選取技術創新(Tec)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用三種專利申請數表示，作對數處理；技術創新能夠顯著推動實體經濟轉型升級，從而實現量和質的雙向提升。借鑒姜松、孫玉鑫(2020)、巫強等(2020)學者的做法，本文選取外商直接投資(Fdi)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用實際利用外商直接投資額表示，作對數處理；外商直接投資能夠顯著增強實體企業的資本積累水平，進而推動實體企業發展壯大。借鑒巫強等(2020)、汪亞楠等(2020)學者的做法，本文選取對外開放程度(Open)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用進出口貿易總額占GDP的比重表示；對外開放程度越高，實體企業走向國際市場的機會越大，能夠調動和整合的要素資源就越豐富，最終促使實體企業做大做強。借鑒巫強、張金華等(2020)學者的做法，本文選取人力資本(Edu)作為影響實體經濟的控制變量之一，采用平均受教育年限(6)按照多數學者的做法，大專及以上按16年計算，高中12年，初中9年，小學6年，文盲0年。表示，作對數處理；人才是第一資源，人力資本的不斷提升能夠顯著提高實體企業的生產效率，賦能實體企業創新發展。(主要變量定義及詳細計算方法見表5)。

表5 主要變量定義

(三)數據來源及說明

本文綜合考慮核心變量測度指標的準確性以及公開數據可獲得性等因素，最終選取1999-2017年中國30個省市自治區(不含數據缺失的西藏及港澳臺地區)的面板數據進行實證分析。無特別說明，均來自《中國統計年鑒》、《中國房地產統計年鑒》、《中國金融年鑒》、wind數據庫以及各省歷年統計年鑒。其中，wind數據庫中遼寧省的工業增加值指數僅公布了1998-2013年，2014年-2017年以第二產業增加值指數代替。個別缺省數據采用插值法補齊。另外，由于2019、2020年《中國國土資源統計年鑒》未發布，所以多項涉及土地出讓、土地違法、土地閑置、土地成交價款等核心指標難以通過簡單的擬合法、外推法等補齊，因此，本文的數據跨度為1999-2017。各主要變量的描述性統計結果如表6所示。

表6 主要變量的描述性統計特征

五、實證結果分析

(一)基準回歸結果

表7報告了房地產市場化改革對實體經濟發展影響的基準回歸結果。第(1)、(2)(3)列控制了地區效應，第(4)、(5)、(6)列同時控制了地區效應和年份效應。為便于比較分析，本文采取逐步回歸的方法以檢驗研究結論的穩健性。結果顯示，第(1)-(6)列核心解釋變量房地產市場化指數(Rmi)的系數顯著為正，且數值相差不大，與理論預期相吻合，假說H1得到初步驗證。基準回歸結果表明，在綜合考慮了金融發展、基礎設施、財政支持、城鎮化水平、技術創新、外商直接投資、對外開放程度、人力資本等有可能對實體經濟發展起促進作用的控制變量后，房地產市場化水平上升對實體經濟的影響依然顯著為正，即房地產市場化水平越高，當地實體經濟發展越快。房地產行業持續的市場化改革有利于優化要素資源配置，壯大市場規模，提振消費信心，間接帶動鋼鐵、水泥、建筑、冶金、化工、裝修、交通、工商、旅游等實體經濟部門發展壯大。另一方面，信貸制度、土地出讓制度以及商品房預售制度等一系列市場化制度安排使得地方政府得以憑借土地、稅收等有限資源撬動更大范圍內融資收入，為當地新型城鎮化、新型工業化建設，尤其是開發區、高新區、試驗區等產業園區建設注入了強大活力，實體經濟得以迅速發展壯大。

(二)內生性問題

如前所述，基準回歸結果與本文研究假說H1相吻合，但這一結果可能存在內生性偏誤：某一地區實體經濟發展水平越高，越需要相配套的房地產開發能力以滿足企業、職工日益增長的生產生活和消費需求，強大的市場需求倒逼當地政府在房地產市場化改革方面邁出更大的步伐，積極尋求社會資本介入，引進大型房地產企業開發配建居住、娛樂、文化、休閑、商業等綜合項目。此外，當實體經濟發展步入轉型升級階段，其對土地、廠房、設備、勞動力素質等技術要素提出了更高要求：土地成本上升，土地利用效率亟待提高；廠房陳舊亟需建立數字化車間以匹配智能設備，高技能勞動力、

表7 基準回歸結果

科研人員需要更優質的生活生產空間以激發自身創造力，這些都需要充分發揮市場調節資源配置的能力，將房地產開發建設與實體經濟發展需求緊密聯系起來，走融合發展道路?；谝陨戏N種因素考慮，本文采用工具變量法來解決可能存在的內生性問題。本文選取核心解釋變量房地產市場化指數(Rmi)滯后兩期作為工具變量進行2SLS估計，回歸結果如表8第(1)列所示。弱工具變量檢驗F值為80.254(大于10)，拒絕弱工具變量原假設；不可識別檢驗P值為0，拒絕“所有解釋變量均外生”的原假設；過度識別檢驗P值為0.7090(大于0.1)，表示接受原假設，說明選擇的工具變量均有效，可得到一致的估計結果。核心解釋變量Rmi系數為0.0338，在1%的統計水平下顯著，這與表7固定效應估計結果相吻合，研究假說H1得到進一步驗證。

(三)穩健性檢驗

考慮到實體經濟增長可能受到往期值的影響，本文將被解釋變量的滯后兩期納入到模型(1)進行分析，采用系統GMM估計方法進行檢驗，結果如表8第(2)列所示。Sargan過度識別檢驗為1，不能拒絕原假設；AR(1)拒絕原假設，AR(2)大于10%的顯著性水平均說明模型擾動項的差分存在一階自相關，但不存在二階自相關，模型設定合理。我們看到核心解釋變量房地產市場化指數Rmi的系數仍然顯著為正，再次驗證假說H1。其他穩健性檢驗：我們還采用了LSDV估計方法、刪除原有樣本中的直轄市變換樣本、替換核心變量等方法進行估計，如表8第(3)、(4)列，表9所示。我們發現，檢驗結果均與表4基準回歸結果相一致，即房地產市場化改革顯著推動了當地實體經濟的發展，至此本文假說H1得到了充分驗證。

表8 穩健性檢驗結果

表9 替換核心被解釋變量、解釋變量檢驗結果

六、進一步討論：調節效應分析

通過上述一系列檢驗和分析，我們到了一個基本結論：從總體和一般趨勢上看，某一地區房地產市場化改革越深入，市場化水平越高，其土地、資本、勞動力、技術等要素資源優化配置的能力越強，當地實體經濟的發展會越快，這一結論在經過若干穩健性檢驗分析后依然成立。然而，本文理論部分也提出，房地產市場化改革驅動實體經濟發展的三大效應之間并非彼此孤立，而是相互關聯相輔相成的，其中融資激勵效應由于其具有顯著的金融支持屬性，它能夠對其他兩大效應產業聯動與要素融合產生放大和加乘作用，因此，從理論層面分析，房地產市場化改革究竟能夠在多大程度上拉動當地實體經濟的發展，是與金融市場的發展水平存在很大關聯的。當金融發展水平適度時，其對房地產行業的支持在市場化的資源配置體系中能夠顯著增強房地產對實體經濟的拉動作用(H2)，這一點不可否認。但在現行的制度框架下，金融支持實體經濟的渠道尚未完全打通，且房地產市場已實行多年的市場化制度安排漸趨僵化亟待改進，靠自有機制和政府調控根本無法對市場上的“合理投資需求”與“過度投機需求”進行有效識別與精準剝離，那么，隨著金融市場的不斷發展，金融資本流向房地產行業進行空轉套利的動機會不斷增強，最終必然導致房地產拉動實體經濟的作用受到極大削弱(H3)。這一理論觀點正確與否還需要進一步的實證檢驗，為此，本文在模型(1)基礎上引入房地產市場化指數(Rmi)與金融發展(Find)的交互項，嘗試以金融發展為調節變量，深入探討金融在房地產驅動實體經濟發展過程中的作用，以驗證假說H2、假說H3的科學性與合理性。

為避免模型中交互項可能產生的多重共線性問題，本文分別對核心解釋變量房地產市場化指數(Rmi)與調節變量金融發展(Find)進行對中處理，然后相乘得到交互項，調節效應檢驗結果如表10所示。其中，表10第(1)-(3)列分別是全樣本、東部樣本、中西部樣本調節效應檢驗結果。結果顯示，全樣本回歸結果中，房地產市場化指數(Rmi)與金融發展(Find)交互項系數在5%統計水平上顯著為正，結合核心解釋變量房地產市場化指數(Rmi)的系數值(0.1138，在1%統計水平上顯著為正)，我們得到初步結論，金融發展顯著增強了房地產市場化改革對實體經濟的拉動作用，這與研究假說H2相吻合。分地區看，中西部樣本回歸結果中，交互項與核心解釋變量系數均顯著為正，通過1%統計性水平檢驗，這表明在中西部地區，金融發展依然能夠發揮其對房地產市場化改革拉動實體經濟發展的正向調節作用。但東部樣本回歸結果則有所不同，交互項系數在10%統計水平上顯著為負，而核心解釋變量Rmi系數顯著為正，這表明，上述正向調節效應在東部地區并不適用，金融發展反而抑制了房地產市場化改革對實體經濟的拉動作用，不同區域之間存在明顯的異質性差異，研究假說H3得到初步驗證。可能的原因在于，與東部地區相比，中西部地區金融發展水平相對滯后，金融資本要素流動速率較低，房價地價快速上漲背景下，金融過度支持房地產易受到監管部門的重點關注和防范，因此，從總體上看，中西部地區金融對實體經濟的支持能夠保持相對平穩，而房地產行業已有的一系列市場化制度安排在金融部門的大力支持下，通過融資激勵、產業聯動和要素融合等效應能夠持續拉動實體經濟發展。而東部地區金融發展處于全國領先地位，金融創新、金融工具層出不窮，相應地，職能監管部門對金融資源的流向和效率很難進行精準管控，當房價地價快速上漲或持續在高位徘徊時，金融資本能夠通過各種手段和渠道流入房地產領域進行空轉套利，如果此時房地產行業已有的市場化制度體系又無法有效抑制投機，那么其對實體經濟的拉動作用勢必受到極大的抑制和削弱。本文在上述分析中，以東中西部地區作為劃分金融發展強弱的依據，這一做法具有一定的合理性，但其實并不準確，東部地區也有金融發展相對滯后的省市，如海南等，中西部地區如四川等省金融發展實力更為強勁。為彌補這一不足，本文依據《2018年中國內地省市金融競爭力排行榜》中的排名(7)這一榜單由證券時報社中國資本市場研究院與新財富共同編制。按金融競爭力從高到低依次為廣東、上海、北京、江蘇、浙江、山東、四川、天津、湖北、福建、河南、河北、遼寧、重慶、安徽、湖南、山西、陜西、云南、廣西、江西、內蒙古、青海、貴州、甘肅、黑龍江、新疆、寧夏、海南、吉林。，分別針對金融競爭力排名前十、中間十名，以及后十名的省區市樣本進行調節效應檢驗，回歸結果如表10第(4)-(6)列所示。檢驗結果表明，金融越發達的地區，房地產市場化改革對實體經濟的拉動作用所受到的削弱愈顯著，而在金融發展滯后地區，則表現為顯著的正向調節效應，研究假說H3得到進一步驗證。

表10 調節效應檢驗結果(1)

近年來，國家針對房價過快上漲出臺了一系列調控措施，其中以“限購、限貸、限價、限售、限商”等“五限”為主要手段，目的在于削弱金融對房地產的過度支持，穩定消費預期，防止投機炒作，間接緩解房地產業對實體經濟的“抽血效應”，那么這種行政命令式的調控思路是否顯著改善了金融發達地區出現的負向調節作用？為此，我們首先以2010年為時間節點(8)2010年4月，國務院發布《關于堅決遏制部分城市房價過快上漲的通知》，即“國十條”，首次正式提出“限購”的調控思路，隨后各大城市紛紛響應，并逐漸演化為“限購、限貸、限價、限售、限商”等“五限”調控框架。，以東部地區、金融發展前十地區為目標區域，對2010年前后金融的調節效應進行進一步檢驗，結果如表11、表12第(1)、(2)列所示，其中，第(1)列為2010年及以后檢驗結果，第(2)列為2010年以前檢驗結果，從交互項系數、主回歸系數及其二者顯著性水平來看，2010年以后，雖然各地開始采用限購、限貸等手段試圖阻隔金融對房地產的過度支持，但效果微弱，2010年后的交互項系數值僅比2010年以前稍高，但總體上仍然為負，這在一定程度上表明，行政命令式的房地產調控和改革思路在短期可能奏效，但從長期看收效并不顯著，金融發達地區的各類市場主體，如企業、銀行、消費者等總是傾向于通過各種方法和途徑繞過行政限令，從而削弱政策實施效力。進一步地，我們以2010 -2017年的房價年均上漲率、房價收入比(9)房價收入比根據劉海猛、石培基等(2015)、尹上崗,楊山等(2020)的計算方法得到。年均上漲率作為各地實施“五限”政策強度的評價依據，對東部地區和金融發達地區的金融調節效應進行檢驗，其理論邏輯在于，當某個地區房價出現短期過快上漲時，當地政府基于民生保障、社會輿論、中央約談、招商引資、人才引進等多方面因素綜合考慮，總是傾向于啟動和實施限購、限貸等政策，試圖緩解房價上漲壓力，且房價上漲越快，行政限制政策等級越高，持續時間越長。以房價年均上漲為指標的檢驗結果如表11、表12第(3)、(4)列所示，以房價收入比年均上漲為指標的檢驗結果如表11、表12第(5)、(6)列所示，其中前一列表示上漲較快的金融發達省區，后一列表示上漲較慢，我們發現，檢驗結果與前述結論類似，限購限貸政策實施力度較強的省區，其交互項系數值僅比其他省區稍高一些，但總體上依舊為負，進一步表明限購限貸等行政限制類政策對從根本上緩解金融發達地區的負向調節效應效力不足。此外，表11、表12檢驗結果亦可視為研究假說H3的進一步驗證。

表11 調節效應檢驗結果(2)

表12 調節效應檢驗結果(3)

值得注意的是，本文這一研究結論并非反對金融市場的發展，而是主張房地產行業的市場化改革成效要與不斷發展的金融市場實力相匹配，越是金融發達的地區，其房地產市場越要求具備更為高效精準的支持住抑制炒的自我調節能力，否則金融資本過度涌入房地產必然會削弱房地產對實體經濟的拉動作用。那么，如何有效提高房地產市場支持住抑制炒的調節能力，一種途徑是加強政府宏觀調控和市場監管，此舉在短期內能夠取得實效，但從長期看，由于政府過度插手和干預市場行為，極易導致市場運行的低效率和扭曲現象，反而阻礙了房地產市場的長遠發展。另一種是不失時機地對已實施多年的房地產市場化制度體系進行深入而全面的改革，通過巧妙高效的機制設計穩步提高房地產市場自身支持住抑制炒的調節能力，并輔之以差異化的政府調控手段，這樣更符合房地產市場平穩健康發展的根本目標，更是推動房地產與實體經濟均衡發展的應有之義。

七、結論討論與政策啟示

推動金融、房地產與實體經濟均衡發展是暢通國內大循環，推動國內國際雙循環的關鍵一招。當前，社會輿論普遍將房地產與實體經濟相對立，認為金融過度支持房地產是導致實體經濟空心化的重要原因，因此要發展實體經濟首先應當抑制和打壓房地產市場，政府應當深度干預房地產市場微觀主體的經濟行為。這一觀點具有片面性，振興實體經濟的核心目標和首要任務是提高制造業供給體系質量(黃群慧，2017)，改善投融資環境，打通金融支持實體融資渠道，構建現代化產業體系，如果不緊緊圍繞這一點來做文章即使選擇壓制房地產也未必能帶來實體經濟的高質量發展。中國的房地產市場在過去二十年為拉動經濟增長、加快城市建設等貢獻了巨大力量，未來應當如何規范和加強市場體系建設，全面推進市場化制度改革，防范和化解市場風險，在“虛實融合”大背景下更好地服務實體經濟是事關國家發展全局的重大問題，同時也是本文要探討和解決的核心問題。為此，本文借鑒了樊綱等學者的市場化指數測度框架，構建了房地產行業的市場化指數，運用1999-2017年中國30個省市自治區的面板數據，以房地產為第一視角實證檢驗了房地產市場化改革、金融發展與實體經濟三者之間的關系。實證結果表明：(1)房地產的市場化改革通過產業聯動效應、要素融合效應、融資激勵效應顯著推動了實體經濟的發展。(2)金融在房地產拉動實體經濟發展過程中發揮重要作用。從總體趨勢上看，金融支持對房地產市場化改革驅動實體經濟發展具有顯著的正向調節效應，且這一結論在金融發展水平適中的省份樣本下也成立。但這一正向調節效應在金融發達地區并不適用，金融發展反而抑制了房地產市場化改革對實體經濟的拉動作用，進一步研究發現，限購限貸等行政限制政策亦無法從根本上扭轉這一負向調節效應。變換多種模型設定和變量度量方法均未改變上述結論。

本文研究結論對新時代進一步加快住房制度改革和長效機制建設，更好地發揮房地產的壓艙石作用，推動房地產、金融與實體經濟均衡發展等提供了新的對策思路。(1)加強房地產市場體系建設。新型城鎮化、工業化初期和中期，城市房地產市場供需矛盾尖銳，彼時監管部門尚需容忍房地產行業的“野蠻生長式”擴張，甚至在一定程度縱容了這種資本無序行為。如今，供需平衡的狀態日漸趨于穩定，房地產市場諸多深層次結構問題(如租購失衡、供需錯配、區域分化、住房空置、炒房投機、信用缺失、租賃暴雷等)亟需更加精細化的市場治理方案，市場要素體系建設、組織體系建設、法制體系建設、監管體系建設、信用體系建設、信息體系建設等(陳云賢，2019)都應盡快提上議事日程。(2)全面深入推進房地產市場制度體系改革。1998年至今，中國房地產市場實施了一系列市場化制度安排，包括土地招拍掛制度、商品房預售制度、住房信貸制度、公積金制度、交易與產權制度等，多年來，這些制度在培育和發展壯大房地產市場、推進新型城鎮化、新型工業化等方面發揮了巨大作用，但隨著金融市場整體水平的不斷提高，金融對房地產的支持力度在逐漸增強，如果此時房地產行業既有的市場化制度體系無法對市場上的“合理投資需求”與“過度投機需求”進行有效識別與精準剝離的話，那么房地產對實體經濟的拉動作用勢必受到極大的抑制和削弱。為此，應當不失時機地推進土地出讓、房地產信貸、住房公積金、以及相關交易與產權等全方位制度改革，優先在金融發達地區探索建立支持住和抑制炒市場化體制機制，然后逐步推廣應用到全國范圍。(3)優化和改進房地產調控思路。以往以“限”為主的調控模式逐漸式微，過度干預市場主體的經濟行為使得房價上漲預期不降反增，未來應轉變思路，嘗試在“穩地價、穩房價、穩預期”的政策框架下多從供給側尋求突破，具體包括盤活存量土地、激活市場空置房源、打通商品房、保障房、社會租賃住房融通渠道、暢通租買選擇機制等。此外，應當逐步改變現有調控政策的隨機性、短期性，建立健全行政干預市場的進入和退出機制。(4)防范和化解系統性金融風險。以“房企融資三道紅線”、“銀行業涉房貸款兩道紅線”為基礎，構建房地產泡沫和系統性風險監測指標體系，動態監測信貸資金流向，精準服務實體經濟重要行業和關鍵領域。從長遠看，應調整地方稅稅制，加快房地產稅落地，充實地方政府稅源，逐步降低土地財政依賴度，化解地方政府債務危機。(5)充分發揮房地產的發展帶動作用。一方面借助房地產關聯產業眾多的優勢，保持房價平穩運行，為激活傳統實體產業爭取時間和空間；另一方面，以國家級新區、國家自主創新區、自由貿易區、綜合配套改革區等高質量發展為契機，加快產城融合步伐，以實體為本，統籌推進住房、教育、醫療、交通、物流、養老、休閑、娛樂、商業等公共配套服務建設，打造實體經濟與房地產業融合發展新樣本。