中國房地產投資對三次產業(yè)增長貢獻研究

景 剛

(1.東北財經大學投資工程管理學院，遼寧 大連 116025；2.佳木斯大學經濟管理學院，黑龍江 佳木斯 154007)

一、引 言

改革開放以來，隨著中國經濟的快速發(fā)展，房地產投資成為中國經濟增長不可忽視的重要因素之一。中國房地產業(yè)快速發(fā)展得益于1998年的深化城鎮(zhèn)住房制度改革，經過20年的快速發(fā)展，現已成為中國經濟發(fā)展的支柱產業(yè)。房地產投資在促進消費、擴大內需、推動城鎮(zhèn)化建設、提高人們居住水平等方面發(fā)揮了重要作用。房地產投資涉及產業(yè)鏈長，上下游相關行業(yè)多，對國民經濟第一、二、三次產業(yè)發(fā)展均起到了舉足輕重的作用，房地產投資也常常是政府宏觀調控的首選對象。定量分析房地產投資對中國三次產業(yè)的貢獻關系，從數量上明確中國三次產業(yè)發(fā)展與房地產投資的互動關系，對于確立房地產投資在中國經濟三次產業(yè)發(fā)展中的地位和作用，適時調整房地產經濟政策，促進中國經濟協(xié)調發(fā)展具有積極意義。

近年來國內外學者關于房地產與國民經濟發(fā)展影響關系研究文獻相對較多。Benhabib等[1]建立了包含房地產生產部門的經濟增長模型，并發(fā)現房地產生產部門的引入能夠更好地解釋總量經濟數據的波動特征。Begg[2]認為住房市場的波動會改變市場的供求、質量和成本，從而改變所在地區(qū)的經濟影響力。Garrick等[3]通過建立對房地產市場行為的評估指標來衡量其與區(qū)域經濟活力間的關系。國內學者在房地產對中國經濟影響方面取得的研究成果也較多。梁云芳和高鐵梅[4]、張永岳[5]以及李熙娟和李斌[6]認為中國房地產與國民經濟之間存在著緊密的互動效應，二者相互影響相互促進。郭文偉和鐘明[7]采用馬爾可夫區(qū)制轉換向量自回歸模型(MS-VAR)分析房地產業(yè)與相關產業(yè)之間的聯動機制，得出房地產業(yè)對鋼材業(yè)、水泥業(yè)和家具業(yè)具有明顯的帶動作用。詹王鎮(zhèn)和劉振宏[8]認為房地產業(yè)對國民經濟沖擊表現為持續(xù)時間長、力度大，對物質資本型、原材料消耗型產業(yè)(工業(yè)、建筑業(yè))帶動效應明顯。

關于房地產投資與經濟增長關系，很多學者認為房地產投資是經濟增長的源動力。國外關于房地產投資對國民經濟影響的研究相對較早，Turin[9]對世界主要經濟體1955—1965年數據進行分析，發(fā)現不同發(fā)展水平國家房地產投資對經濟增長促進作用是有差別的。Green[10]基于美國1959—1992年季度數據，采用格蘭杰因果檢驗，發(fā)現住宅投資是經濟增長的格蘭杰原因，但經濟增長不是住宅投資的格蘭杰原因。Coulson 和 Kim[11]利用1959—1997年美國季度數據，通過建立向量自回歸模型和脈沖響應分析也得出類似的結論。隨著中國房地產業(yè)快速發(fā)展，國內關于房地產投資對國民經濟影響的研究成果汗牛充棟。程國平等[12]通過構建動力學模型，對房地產投資模型的長期演化行為進行了深入研究。謝凝芳等[13]、沈悅和劉洪玉[14]以及寧琰和許鵬[15]利用VAR模型或格蘭杰檢驗研究了房地產投資與經濟增長之間相互影響的關系。梁云芳等[16]利用協(xié)整分析和H-P濾波，建立了變參數模型和向量自回歸模型，發(fā)現房地產投資的沖擊對經濟增長具有長期影響。王利蕊[17]和茹渭[18]分別就房地產投資與地方經濟增長構建了面板數據模型，對房地產投資對地方經濟增長的影響進行了實證檢驗，發(fā)現房地產投資通過其投資效應和極強的產業(yè)波及效應推動了各省市的經濟增長。李楠等[19]認為房地產投資與國民經濟發(fā)展總體上存在長期協(xié)整關系。張洪等[20]采用空間動態(tài)面板數據方法,發(fā)現某一地區(qū)房地產投資不僅促進和提升本地區(qū)經濟增長,同時也帶動其他地區(qū)經濟增長。安同信和張婉[21]認為房地產投資對經濟增長有正向促進作用，通過發(fā)揮產業(yè)鏈效應帶動其他產業(yè)的發(fā)展來促進經濟增長，是經濟增長的主要拉動力量之一。通過文獻梳理發(fā)現，關于房地產業(yè)對三次產業(yè)影響的研究不多，任木榮等[22]運用灰色關聯分析對中國房地產業(yè)與三次產業(yè)關聯度進行計算分析，發(fā)現中國房地產業(yè)與三次產業(yè)間的關聯程度沿著第三、二、一產業(yè)依次遞減。蒲勇健和晏國菀[23]運用協(xié)整檢驗、誤差修正模型、脈沖響應函數等方法研究房地產業(yè)和三次產業(yè)的相關性。

以上文獻主要從總量層面和區(qū)域層面分析了房地產業(yè)及房地產投資對宏觀經濟和微觀經濟的影響，為本文在理論分析和實證分析方面提供了研究基礎。但在現有研究文獻中，房地產業(yè)對與三次產業(yè)的影響和貢獻的研究相對較少，這些較少的研究也均為房地產業(yè)與三次產業(yè)的影響和互動研究。對房地產投資與三次產業(yè)的影響關系與貢獻度研究幾乎找不到相關研究文獻，本文嘗試基于國家統(tǒng)計局公布的2000年以來的季節(jié)數據對中國房地產投資對三次產業(yè)的影響和貢獻進行量化分析。

二、理論分析與研究假設

(一)房地產投資與國民經濟發(fā)展存在長期均衡關系

根據古典經濟增長理論，經濟增長是技術進步、資本投入和勞動力共同的作用，而房地產投資作為固定資產投資的重要組成部分，可對經濟增長形成貢獻。房地產投資不僅可創(chuàng)造房地產業(yè)產出，而且還可帶動其上下游多個相關產業(yè)發(fā)展。房地產投資不僅可提升本地區(qū)經濟增長，同時會產生空間溢出效應，從而帶動周邊地區(qū)的經濟增長[20]。另外，隨著經濟發(fā)展，勞動者收入的增加，人們精神物質需求的提升，帶來的擴大再生產、城市環(huán)境建設、投資需求、改善居住環(huán)境等均要求房地產投資的增長，一定程度上可以說是國民經濟發(fā)展帶動了房地產投資的發(fā)展。

房地產投資的增長與經濟發(fā)展密不可分，相互影響。房地產投資與經濟增長之間具有同向的相關關系,房地產投資對推動經濟增長有積極作用[24]。房地產投資與國民經濟存在著相互影響關系，我們假設二者存在長期均衡關系。

假設1：房地產投資與國民經濟發(fā)展存在長期均衡關系。

(二)房地產投資與三次產業(yè)發(fā)展關系

根據城市化發(fā)展理論，隨著現代經濟效率的提高、工業(yè)化進程加快，農業(yè)部門勞動力過剩，必然向效率更高、就業(yè)機會更多、薪酬更高的城市聚集。城市人口增加對房地產產生的需求必然刺激房地產投資增長，而城市開發(fā)建設也離不開房地產投資。隨著經濟的增長，勞動者收入增加，對日常生活質量提出更高要求，房地產不僅能滿足其住房條件改善需求，而且增值保值功能可以滿足投資需求。產業(yè)擴大再生產等需求也需要房地產投資。這些需求進一步刺激了房地產投資快速增長。

根據乘數效應理論，房地產投資對國民經濟增長有促進作用。房地產投資不僅可形成第三產業(yè)的產出，而且對第一、二產業(yè)產出帶來影響。雖然房地產業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸業(yè)等均屬于第三產業(yè)，但是房地產投資對第一、二產業(yè)均有不可忽視的影響，其對建筑材料、建筑安裝設備等需求的增加會導致新一輪的投資和產出，這些建筑材料、建筑安裝設備等行業(yè)大都屬于第二產業(yè)和第一產業(yè)。因此，可推斷房地產投資對三次產業(yè)均可帶來正向影響。

關于房地產投資與三次產業(yè)關系可以提出兩個假設：

假設2：工業(yè)化發(fā)展即第二產業(yè)發(fā)展對房地產投資增長有明顯促進作用。

假設3：房地產投資對三次產業(yè)均有正向促進作用。

(三)房地產投資對三次產業(yè)貢獻第二產業(yè)大于第三產業(yè)

根據產業(yè)關聯理論，一個產業(yè)的發(fā)展不是獨立存在的，需要各個部門和行業(yè)產出均衡發(fā)展，會形成多個產業(yè)鏈。雖然房地產業(yè)屬于第三產業(yè)，且與之密切相關的建筑業(yè)、交通運輸業(yè)等亦屬于第三產業(yè)，但是與房地產投資建設相關的行業(yè)或產業(yè)屬于第二產業(yè)的更多，主要體現在與房地產投資建設的建筑材料行業(yè)均為第二產業(yè)，況且后續(xù)的家裝材料、家具家電等相關的產業(yè)也均為第二產業(yè)。由投資乘數效應可知，這些與房地產投資相關的產業(yè)產出將涉及到其擴大再生產的投資，以及其上游原材料產業(yè)的產出與投資，而這些產業(yè)大都屬于第二產業(yè)或第一產業(yè)。由此可推斷，房地產投資對第二產業(yè)的促進作用要大于第三產業(yè)。

假設4：房地產投資對第二產業(yè)貢獻大于第三產業(yè)

三、數據選取與處理

本文用F代表中國房地產投資、用 GDP、GDP1、GDP2、GDP3分別代表國內生產總值、第一產業(yè)增加值、第二產業(yè)增加值、第三產業(yè)增加值。本文所有數據均來自國家統(tǒng)計局數據庫。國家統(tǒng)計局數據顯示，中國房地投資主要包含房地產住宅投資、房地產辦公樓投資、房地產商業(yè)用房投資和其他房地產投資。

1999年，中國開始取消住房實物分配，改為住房貨幣化補貼，標志著中國房地產市場化的開始。自此中國房地產業(yè)快速發(fā)展，房地產投資與國民經濟發(fā)展關系也日趨緊密?？紤]到2000年以前由于政策變化，數據波動較大，連續(xù)性差，本文實證分析選取的樣本區(qū)間為2000年1季度至2018年2季度，包括74個季度樣本。

由于選取的數據為季度數據，而中國傳統(tǒng)節(jié)日春節(jié)一般位于1月或2月，對中國1季度各項經濟數據影響較大，存在一定的季節(jié)周期性。為消除季節(jié)周期性，首先對數據做季節(jié)周期調節(jié)，利用Eviews8.0中的census-x13對數據進行季節(jié)周期調節(jié)得到數據F_D11、GDP_D11、GDP1_D11、GDP2_D11、GDP3_D11。然后分別取對數，得到數據LNF_D11、LNGDP_D11、LNGDP1_D11、LNGDP2_D11、LNGDP3_D11。

四、實證分析

(一)房地產投資與中國經濟增長協(xié)整分析

首先對LNF_D11、LNGDP_D11進行單位根檢驗，在1%顯著水平下均為非平穩(wěn)序列。分別對其一階差分后，在1%顯著水平下平穩(wěn)，變量LNF_D11、LNGDP_D11為一階單整，如表1所示。

表1變量及其一階差分平穩(wěn)性檢驗結果(1)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著水平下拒絕原假設。

根據古典經濟增長理論，經濟增長由資本、技術、人力共同促進，這里僅考慮房地產投資對經濟增長影響，可建立模型:

LNGDP_D11=β1+β2LNF_D11+μ

(1)

估計回歸模型并對其進行協(xié)整檢驗，生成殘差變量，對殘差變量單位根檢驗t=-2.4860,經計算在5%顯著水平下的麥金農臨界值C0.05=-3.4200，由于t=-2.4860>C0.05=-3.4200,不能拒絕存在單位根的原假設，協(xié)整方程非平穩(wěn)，用OLS估計回歸模型可能存在違背古典假設問題。作為時間序列數據模型，考慮存在自相關的可能性，觀察DW=0.2925

LNGDP_D11=- 2609.4730+0.0 976LNF_D11+[AR(1)= 1.3486]+[AR(2)= -0.3485]

(2)

(1228828) (0.0191) (0.1182) (0.1175)

[-0.0021] [5.1051] [11.4063] [-2.9651]

由此可見，LNGDP_D11、LNF_D11存在一定的長期均衡關系，主要是由于經濟發(fā)展導致集聚集群效應，勞動人口尤其是農業(yè)剩余勞動力向效率更高，工業(yè)、商業(yè)、服務業(yè)、文化、科技更發(fā)達的城市和城鎮(zhèn)流動。滿足人們居住、生活、文化需求的城市建設離不開房地產投資，城市建設和人口居住需求拉動房地產投資的增長。另外，隨著人們收入增加和投資意識增強，改善居住環(huán)境和投資需求也進一步刺激了房地產投資的增長。房地產投資作為投資具有乘數效應，其相關產業(yè)鏈長，也在一定程度上刺激經濟產出增長。

由此可見，國內生產總值與房地產投資存在長期均衡關系，驗證了假設1成立。

(二)房地產投資與三次產業(yè)關系

1.單位根檢驗

使用非平穩(wěn)序列進行回歸時會造成偽回歸。為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，我們對數據分別做單位根檢驗，使用Eviews8.0 進行 ADF 檢驗，四個變量的平穩(wěn)性檢驗結果(如表2所示)顯示：時間序列LNF_D11在顯著水平5%下平穩(wěn)，LNGDP1_D11、LNGDP2_D11、LNGDP3_D11均在顯著水平5%下不能拒絕原假設，數據為非平穩(wěn)數據。為保持數據一致性，分別對時間序列LNF_D11、LNGDP1_D11、LNGDP2_D11、LNGDP3_D11一階差分后進行再平穩(wěn)性檢驗。檢驗發(fā)現，一階差分后時間序列DLNF_D11、DLNGDP1_D11、DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11均在1%顯著水平下拒絕原假設，為平穩(wěn)時間序列。差分后的變量均可用經濟學解釋，可認為分別是房地產投資F、第一產業(yè)增加值 GDP1、第二產業(yè)增加值GDP2、第三產業(yè)增加值GDP3的增長率。

表2變量及其一階差分平穩(wěn)性檢驗結果(2)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著水平下拒絕原假設。

2.建立VAR模型

VAR模型是一種基于數據的統(tǒng)計性質而建立的自回歸模型，VAR模型既能避免劃分內生變量與外生變量時的主觀隨意性、克服對變量交叉影響的估計中內生解釋變量所造成的聯立偏差，又能分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。

建立關于DLNF_D11、DLNGDP1_D11、DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11的VAR模型如下:

Yt=A0+A1Yt-1+A2Yt-2+A3Yt-3+…+εt

(3)

其中, Yt是由上述4個內生變量組成的向量,即Yt= (DLNF_D11，DLNGDP1_D11，DLNGDP2_D11，DLNGDP3_D11)′，εt為擾動向量，A1, A2, A3等為參數矩陣。

利用Eviews8.0，尋求最優(yōu)滯后項， 滯后長度判別檢驗輸出VAR模型滯后最優(yōu)標準。根據 AIC /SC 準則，我們選擇模型的滯后期為1，利用Eviews8.0輸出VAR模型估計結果，如表3所示。

表3 VAR模型估計結果

我們利用Eciews8.0對VAR模型進行 AR根檢驗。如果VAR模型所有的根的模的倒數都小于1，即都在單位圓內，則該模型是穩(wěn)定的，否則該模型是不穩(wěn)定的。如果被估計的VAR模型不穩(wěn)定，則得到的結果有些是無效的。檢驗結果表明，所有單位根的模的倒數均在單位圓內，VAR模型穩(wěn)定，結果有效。

通過格蘭杰因果檢驗結果(如表4所示)可知，在10%顯著水平下，第二產業(yè)是房地產投資的格蘭杰因果關系。隨著現代工業(yè)的快速發(fā)展、生產效率的提高、產業(yè)鏈的逐步形成，產生產業(yè)集聚效應，人口向效率更高的城市集聚，城市化進程明顯加快，城市化建設促使房地產投資增長。另外，隨著現代工業(yè)的發(fā)展，農業(yè)機械化和科技化的提高促使農業(yè)勞動生產率提高，剩余勞動力也會向文化、科技、商業(yè)更發(fā)達、效率更高的城市集聚，要求城市化建設發(fā)展加快，也進一步刺激了房地產投資增長。

由此可以驗證假設2成立，工業(yè)化發(fā)展即第二產業(yè)發(fā)展對房地產投資增長有明顯促進作用。

表4格蘭杰因果檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著水平下拒絕原假設。

3.脈沖響應分析

通過脈沖響應分析可以分析房地產投資對三次產業(yè)影響的動態(tài)變化趨勢。脈沖響應函數刻畫的是在擾動項上加一個一次性的沖擊對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響。在VAR模型中,對第i個變量的沖擊不僅直接影響第i個變量,并且通過VAR模型的動態(tài)(滯后)結構傳導給所有的其他內生變量[9]。在圖1、圖2、圖3中,橫軸表示沖擊作用的滯后期間(單位:季度),縱軸表示響應期數；實線表示脈沖響應函數；虛線表示兩倍標準差的偏離線。

圖1 DLNGDP1_D11對DLNF_D11的脈沖響應

對于DLNF_D11的一個正向單位標準差的沖擊，DLNGDP1_D11、DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11的脈沖響應函數曲線均為正向響應。由脈沖響應圖可以看出，DLNF_D11的沖擊在短期內會產生DLNGDP1_D11、DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11的增長，當給DLNF_D11一個正向沖擊后，DLNGDP1_D11和DLNGDP2_D11迅速響應，滯后1期即達到頂點，然后明顯回落，逐步回歸平穩(wěn)，而DLNGDP3_D11滯后上升，第3期達到定點后緩慢回落，然后逐步回歸回落趨于平穩(wěn)。由此可見，房地產投資在短期內對三次產業(yè)均會帶來較大的正向影響。

圖2 DLNGDP2_D11對DLNF_D11的脈沖響應

圖3 DLNGDP3_D11對DLNF_D11的脈沖響應

房地產投資增長能夠較快地反映在第一、二、三次產業(yè)經濟增長上，主要是由于房地產投資體量大、涉及產業(yè)多、產業(yè)鏈長，房地產投資建設需求大量的生產資料，而這些生產資料又帶動相關產業(yè)鏈的前向和后向發(fā)展，故短期內對三次產業(yè)形成較大正向影響。

由此可以驗證假設3成立，即房地產投資對三次產業(yè)均有正向促進作用。

4.方差分解分析

對DLNGDP1_D11、 DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11進行方差分解，有助于我們再分析DLNF_D11對DLNGDP1_D11、 DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11的貢獻。DLNGDP1_D11、 DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11的方差分解函數如圖4、圖5、圖6所示。

對DLNGDP1_D11、 DLNGDP2_D11、DLNGDP3_D11進行方差分解后，由圖4可見，DLNF_D11對DLNGDP1_D11的貢獻從第1期開始到第10期，除第2、3期略有下降，基本穩(wěn)定在8.18%左右。由圖5可見，DLNF_D11對DLNGDP2_D11的貢獻響應也很快，從第1期10.40%左右到第4期之后就穩(wěn)定在了12.36%左右。圖6是DLNF_D11對DLNGDP3_D11方差分解的貢獻度，從第1期的0.49%，之后快速上升，到第4期之后穩(wěn)定在5.79%左右。通過方差分解分析可以看出，DLNF_D11對DLNGDP2_D11貢獻最大，其次是對DLNGDP1_D11的貢獻較大，對DLNGDP3_D11貢獻相對較小。這也進一步驗證了房地產投資對三次產業(yè)增長均提供了較大貢獻。

圖4 DLNF_D11對DLNGDP1_D11的貢獻度

圖5 DLNF_D11對DLNGDP2_D11的貢獻度

圖6 DLNF_D11對DLNGDP3_D11的貢獻度

雖然房地產業(yè)屬于第三產業(yè)，同時對于金融、交通運輸、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)等第三產業(yè)同樣也會帶來大量的需求，帶動第三產業(yè)經濟增長。房地產投資中土地費用和稅收作為地方政府的一項重要收入很快被用于市政建設等新的政府投資，這些政府市政投資和房地產投資在實施建設過程中將產生大量的生產資料需求，如水泥、鋼鐵、平板玻璃、化工建材等建筑材料和工程機械、電力設備、消防設備、電力等，房地產建設后續(xù)的裝修裝飾活動還會對家裝材料、家具家電等產生大量需求，這些均可對第二產業(yè)增長形成貢獻。因此，房地產投資對第二產業(yè)貢獻大于第三產業(yè)。

由此可以驗證假設4成立，即房地產投資對第二產業(yè)貢獻大于第三產業(yè)。

五、結 論

本文基于中國2000年1季度至2018年2季度數據，運用協(xié)整檢驗、脈沖響應函數、方差分解分析等方法，實證研究房地產投資對三次產業(yè)增長的貢獻，得出如下結論：

(一)中國房地產投資增長與經濟增長存在長期均衡關系

經濟的發(fā)展離不開房地產投資，同時房地產業(yè)是經濟發(fā)展的重要組成部分。房地產投資增長是經濟快速發(fā)展的必然結果，尤其是第二產業(yè)的發(fā)展，使得社會生產效率大大提高，促使社會勞動力向效率更高的地區(qū)流動，產生集聚集群效應，形成各級經濟文化中心。城市擴張和新城市的興起，對房地產投資需求增加，是經濟發(fā)展一定程度的必然結果。社會生產效率的提高，不僅是城市人口的集聚，同時也帶動了城市和農業(yè)人口的收入增加，改善居住需求和投資需求也在一定程度上帶來更多的房地產投資需求。由于房地產投資體量大、產業(yè)鏈長，其乘數效應致使房地產投資對經濟增長貢獻較大，在一定程度上能夠起到刺激經濟增長的作用。

(二)中國房地產投資對三次產業(yè)短期效應明顯

根據上述分析，能夠判斷房地產投資對三次產業(yè)增長起到了明顯的助推作用。區(qū)別于其他投資，房地產投資對三次產業(yè)增長影響能夠較快地響應，然后逐步回落，說明短期內房地產投資對三次產業(yè)增長存在正向效應。由于房地產投資對經濟增長主要由于房地產投資特點不同于其他投資，房地產投資高投入、高成本性決定了房地產建設需要大量資金投入和建設成本，通過融資活動帶動了金融業(yè)發(fā)展，而房地產項目建筑安裝需要大量的水泥、鋼材等建筑材料、裝修裝飾材料、建筑安裝設備、機械以及電力消耗等，這些生產資料的快速消耗帶動中國經濟相關產業(yè)的發(fā)展，短期內對中國經濟增長帶動效應明顯。

(三) 中國房地產投資對三次產業(yè)均有較大貢獻

房地產投資能夠有效地拉動國民經濟，對三次產業(yè)均形成較大貢獻，貢獻大小排序依次為第二、一、三產業(yè)。房地產業(yè)產業(yè)鏈長，上下游相關產業(yè)多，直接相關的重要產業(yè)屬于第二產業(yè)最多，包括鋼材、水泥、機械、化工、陶瓷、電力、石材、消防器材、家具、家電、裝飾裝修材料等產業(yè)，這些產業(yè)的增長必然帶動其上游產業(yè)包括第一產業(yè)的煤炭、采礦、有色金屬、石油等相關產業(yè)發(fā)展。同時，房地產業(yè)發(fā)展還將帶動第三產業(yè)包括建筑業(yè)、交通運輸業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、租賃和商務服務業(yè)、倉儲和郵政業(yè)等相關產業(yè)發(fā)展。有統(tǒng)計數據顯示，房地產業(yè)能夠直接或間接地影響60種其他行業(yè)，所以通過房地產投資能夠促進關聯產業(yè)水平不斷提升，并且進一步拉動國民消費，保障國民經濟的不斷增長，這也說明房地產業(yè)投資對經濟增長的貢獻明顯。

(四)中國持續(xù)平穩(wěn)的房地產投資對經濟平穩(wěn)快速發(fā)展具有積極意義

房地產投資對國民經濟短期波動影響較大。由于投資乘數效應，一定量的房地產投資可以帶來數倍的較高水平經濟產出。雖然房地產業(yè)屬于第三產業(yè)，但是房地產投資對三次產業(yè)的貢獻順序卻依次是第二、一、三產業(yè)，所以房地產投資大幅增長不僅可以促使第三產業(yè)增長，而且會增加第二產投資和產出以及第三產業(yè)投資和產出。一旦房地產投資快速下降，不僅相關產業(yè)產出受到影響，而且會由于快速增長的房地產投資形成的其他行業(yè)相關產業(yè)投資不能及時調整發(fā)展戰(zhàn)略，造成這些行業(yè)產能過剩，增加社會經濟運行風險，2008年后的幾年里，國內一些行業(yè)的產能過剩也在一定程度上驗證了其風險對經濟發(fā)展的沖擊。另外，房地產投資占用社會資金多，相關產業(yè)多，對社會經濟影響大，所以保持平穩(wěn)的房地產投資對促使中國經濟平穩(wěn)快速增長具有積極意義。