劉貴文 胡鳳晗 林 川

(1.重慶大學(xué)建設(shè)管理與房地產(chǎn)學(xué)院,重慶 400045)(2.重慶大學(xué)貿(mào)易與行政學(xué)院,重慶 400045)

1 引言

房地產(chǎn)投資因其與國(guó)民經(jīng)濟(jì)具有重要關(guān)系,使得大量學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的研究廣泛而深刻。Green(1997)、Coulson and Kim(2000)采用格蘭杰因果檢驗(yàn)得出房地產(chǎn)投資是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資變化有助于預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Baird and Chan(2000)研究得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資有高度相關(guān)性的結(jié)論。Liu and Yun(2002)也認(rèn)為房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在反饋?zhàn)饔谩ｋS著近年來(lái)國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)市場(chǎng)快速發(fā)展,國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于房地產(chǎn)投資的研究也越來(lái)越多。統(tǒng)計(jì)局課題組(2005)初步分析房地產(chǎn)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)影響時(shí)認(rèn)為房地產(chǎn)可以帶動(dòng)住房、建材、耐用消費(fèi)品的消費(fèi)。黃忠華等(2008)研究全國(guó)及區(qū)域?qū)用娣康禺a(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響時(shí)也認(rèn)為,房地產(chǎn)投資引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),同時(shí)還存在雙方間的反饋?zhàn)饔谩６驉偤蛣⒑橛?2004)對(duì) 1986-2002年間我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)投資研究時(shí)認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資具有單向因果關(guān)系,經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)投資波動(dòng)有較大影響。房地產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要帶動(dòng)作用,楊朝軍等(2006)認(rèn)為這是因?yàn)槠洚a(chǎn)業(yè)鏈較長(zhǎng)的原因。

從我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)投資現(xiàn)狀看,住房商品化改革以來(lái),房地產(chǎn)市場(chǎng)保持較快發(fā)展勢(shì)頭,2007年全國(guó)各省房地產(chǎn)投資平均程度比 1997年高 7倍。但是,房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)不均衡。首先房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)時(shí)間分布不均衡,大部分省市 2005-2007三年房地產(chǎn)投資均有較大幅度增長(zhǎng)。其次房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)空間分布不均衡,近年來(lái)房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)速度較快的是中西部地區(qū)。另外,我國(guó)房地產(chǎn)投資存在明顯區(qū)域差異。東部地區(qū)明顯大于中西部地區(qū),且差距較大。2007年?yáng)|部地區(qū)年投資超過(guò)千億的省市有北京、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東等 8個(gè)省市,中西部地區(qū)僅有四川省,而房地產(chǎn)投資最大的為廣東(2517.23億元),最小的為西藏(11.68億元),差距超過(guò) 200倍。

綜上所述,本文選擇 1997-2007年全國(guó)各省數(shù)據(jù),基于房地產(chǎn)投資角度,實(shí)證分析房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系。本文余下結(jié)構(gòu)安排為:第二部分是理論分析,第三部分是研究設(shè)計(jì),第四部分為實(shí)證檢驗(yàn),第五部分為研究結(jié)論。

2 理論分析

房地產(chǎn)投資指投資主體將資本投入房地產(chǎn)業(yè),以期未來(lái)獲取預(yù)期收益的一種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。投資主體為實(shí)現(xiàn)預(yù)定目標(biāo),直接或間接對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)、經(jīng)營(yíng)、管理、服務(wù)和消費(fèi)進(jìn)行投資活動(dòng),以實(shí)現(xiàn)資金增值。房地產(chǎn)投資的影響可以通過(guò)投資乘數(shù)理論和哈羅德—多馬模型解釋。

投資乘數(shù)原理說(shuō)明增加一筆投資會(huì)帶來(lái)大于這筆增加額數(shù)倍的國(guó)民收入增加。投資乘數(shù)的形成過(guò)程可以理解為一種無(wú)窮遞推連鎖反應(yīng)過(guò)程。房地產(chǎn)投資不僅增加房地產(chǎn)業(yè)收入,而且會(huì)產(chǎn)生對(duì)其他行業(yè)需求,從而增加其他行業(yè)收入,于是引起國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門連鎖反應(yīng),最終使國(guó)民收入成倍增長(zhǎng)。這便是投資需求效應(yīng),以(1)式表達(dá):

其中,ΔYr表示投資引起的國(guó)民產(chǎn)量增量,k表示投資乘數(shù),ΔI表示投資增量。

同時(shí),投資還具有生產(chǎn)能力效應(yīng),哈羅德模型提出資本—產(chǎn)量比率概念(v=K/Y,其中 K表示資本存量,Y表示國(guó)民產(chǎn)量水平),多馬模型使用平均資本生產(chǎn)概念(σ=Y/K)表示投資生產(chǎn)能力。那么(ΔY/ΔK)表示新增資本的新增產(chǎn)量,當(dāng)生產(chǎn)技術(shù)不變時(shí),資本生產(chǎn)率便不變,即 Y/K=ΔY/ΔK=σ,由于 ΔK在任何時(shí)刻均等于該期凈投資,于是表示為 ΔY/ΔK=ΔY/I=σ,調(diào)整后得(2)式:

其中,ΔYp表示投資生產(chǎn)能力效應(yīng)下引起的國(guó)民產(chǎn)量增量。

考慮投資雙重效應(yīng),投資生產(chǎn)能力等于投資需求能力,則聯(lián)立 (1)、(2)式得(3)式:

整理(3)式,等式兩邊乘以 k,再除以 I,得到(4)式:

可以看出,ΔI/I表示投資增長(zhǎng)率,實(shí)際上國(guó)民產(chǎn)量增長(zhǎng)率 ΔY/Y與投資增長(zhǎng)率是一致的,同時(shí)根據(jù)投資乘數(shù)原理 Y=kI,即:

因此整理得到(7)式

綜上可以看出,投資增加可以擴(kuò)大生產(chǎn)能力。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究方法

為檢驗(yàn)房地產(chǎn)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各變量是否具有穩(wěn)定性,本文根據(jù) Chio(2001)對(duì)面板數(shù)據(jù)不同單位根檢驗(yàn)方法,對(duì)各變量對(duì)數(shù)序列和對(duì)數(shù)差分序列檢驗(yàn),包括(1)Levin Lin ＆Chut;(2)Im Pesaran and Shin W-stat;(3)ADF-Fisher Chisquare;(4)PP-Fisher Chi-square。這四種方法均以 ADF為主體的面板單位根檢驗(yàn),第一種方法原假設(shè)為同異質(zhì)面板單位根,后三種原假設(shè)為異質(zhì)面板單位根。當(dāng)變量單整且階數(shù)相同時(shí),可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)在于揭示變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系,Johansen和 Juselius提出一種用極大似然法進(jìn)行檢驗(yàn)的方法,稱為 Johansen檢驗(yàn)。其基本思路是在多變量向量自回歸(VAR)系統(tǒng)構(gòu)造兩個(gè)殘差積矩陣,計(jì)算矩陣有序本征值,根據(jù)本征值的統(tǒng)計(jì)量判斷協(xié)整關(guān)系是否存在及協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù),可用于檢驗(yàn)多變量,同時(shí)求出相互間若干種協(xié)整關(guān)系,這也是本文方法。當(dāng)存在協(xié)整關(guān)系時(shí),為確定變量間是否為經(jīng)濟(jì)關(guān)系,本文借鑒 Hoffmann(2005)對(duì)面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗(yàn),意消除可能的偽相關(guān)。本文最優(yōu)滯后期確定按 AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則與 LR準(zhǔn)則。

3.2 樣本指標(biāo)及數(shù)據(jù)選擇

本文選擇各省房地產(chǎn)年開發(fā)總額(I)衡量房地產(chǎn)投資,選擇各省生產(chǎn)總值(GDP)衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?？紤]到 1997年重慶成為直轄市,以及西藏?cái)?shù)據(jù)的缺失,因此本文選取 1997-2007年全國(guó)其余 30省市地區(qū)數(shù)據(jù)為樣本,數(shù)據(jù)來(lái)源為各年度中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。為消除數(shù)據(jù)波動(dòng)影響,本文對(duì)原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理,采用 EVIEWS6.0軟件進(jìn)行計(jì)量分析。

4 實(shí)證分析

4.1 單位根檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性決定計(jì)量模型解釋能力,本文首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),根據(jù)面板數(shù)據(jù)不同單位根檢驗(yàn)方法,對(duì)各變量對(duì)數(shù)序列和對(duì)數(shù)差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)。由于各數(shù)據(jù)有非零均值,但無(wú)明顯趨勢(shì),據(jù)此本文采用相應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?結(jié)果列為表1。通過(guò)單位根檢驗(yàn)判斷各變量平穩(wěn)性,從而為參數(shù)估計(jì)方法的確定提供依據(jù)。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表1看出,各變量原始序列單位根檢驗(yàn)絕對(duì)值小于 10%置信水平下臨界值絕對(duì)值,所以各序列均存在單位根,是非平穩(wěn)的。于是對(duì)各序列一階差分,表示為 ΔGDP和 ΔI。一階差分序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明,滯后 1階時(shí),ΔI四種檢驗(yàn)值均可以通過(guò)至少 10%置信水平下檢驗(yàn),表明序列 ΔI不存在單位根,是平穩(wěn)的。但序列 GDP在一階差分下無(wú)法全部通過(guò)至少 10%置信水平下檢驗(yàn),ΔGDP仍存在單位根,為非平穩(wěn)的。于是對(duì)各序列二階差分檢驗(yàn),表示為 Δ2GDP和 Δ2I。二階差分序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明,滯后 2階時(shí),序列 Δ2GDP和 Δ2I四種檢驗(yàn)值均可以通過(guò)至少 10%置信水平下檢驗(yàn),表明各序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。結(jié)果表明,非平穩(wěn)序列在一、二階差分變化后平穩(wěn),I服從 I(1,2),GDP服從 I(2)。

4.2 協(xié)整檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期關(guān)系,本文對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)前提是所有變量序列為同階單整,即序列是穩(wěn)定的,通過(guò)單位根檢驗(yàn)結(jié)果看出,所有序列均滿足二階單整,符合協(xié)整檢驗(yàn)前提。本文采用 Johansen協(xié)整檢驗(yàn),根據(jù) AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和 LR準(zhǔn)則確定協(xié)整最優(yōu)滯后期數(shù),計(jì)算結(jié)果為 3(AIC準(zhǔn)則 =-4.952,SC準(zhǔn)則 =-4.772,LR準(zhǔn)則 =15.945),協(xié)整結(jié)果列為表2。

表2 各變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表2看出,在 5%顯著水平下拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè)而接受存在 1個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè),這表明房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間在 5%顯著水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系,說(shuō)明至少在最優(yōu)滯后期內(nèi),各變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。為了更清楚表示各變量之間的協(xié)整關(guān)系,本文將相應(yīng)協(xié)整向量寫為協(xié)整方程,列為(6)式:

根據(jù)(6)式可以看出,房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整方程結(jié)果表明,房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向關(guān)系,I每增加 1個(gè)百分點(diǎn),GDP相應(yīng)增加 0.899個(gè)百分點(diǎn)。房地產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極作用,投資增加有利于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

4.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)前文實(shí)證檢驗(yàn),房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,那么這種協(xié)整關(guān)系是否是經(jīng)濟(jì)因素產(chǎn)生的呢,房地產(chǎn)投資是不是引起地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因呢,為了消除可能存在的偽相關(guān),本文進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),結(jié)果列為表3。

表3 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表3看出,在 10%顯著水平下,I與 GDP存在雙向因果關(guān)系,房地產(chǎn)投資增加是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因,而地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是房地產(chǎn)投資增加的格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果也為本文分析結(jié)論提供了有力支撐。

5 研究結(jié)論

本文采用 1997-2007年各省數(shù)據(jù),運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn),實(shí)證研究了房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,驗(yàn)證了較多學(xué)者關(guān)于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究的定性結(jié)論,及房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中扮演著非常重要的角色,能有效拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。實(shí)證分析表明:協(xié)整檢驗(yàn)表明房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期關(guān)系,格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)顯示房地產(chǎn)投資可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也可以促進(jìn)房地產(chǎn)投資,各地區(qū)通過(guò)增加房地產(chǎn)投資,從而帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,增加國(guó)民收入。

近年來(lái)房地產(chǎn)業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)體系中占據(jù)重要地位,從 1994年確定以商品化為目標(biāo)房改到住房分配貨幣化,房地產(chǎn)業(yè)在市場(chǎng)化后經(jīng)歷了快速發(fā)展,但是由于房地產(chǎn)自身特性及其與金融業(yè)的密切聯(lián)系,使其缺乏足夠發(fā)展基礎(chǔ),房地產(chǎn)市場(chǎng)便存在一定波動(dòng)性。因此本文實(shí)證分析蘊(yùn)含的啟示為:保持房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)投資,發(fā)揮投資乘數(shù)作用,合理發(fā)揮房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用和協(xié)調(diào)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良性互動(dòng),使房地產(chǎn)投資帶動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展及相關(guān)行業(yè)發(fā)展,使房地產(chǎn)業(yè)成為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)點(diǎn)。避免房地產(chǎn)市場(chǎng)投資的區(qū)域性差異,實(shí)施區(qū)域性的房地產(chǎn)調(diào)控政策,合理控制東部地區(qū)房地產(chǎn)投資的規(guī)模和增長(zhǎng),而鼓勵(lì)及積極發(fā)揮中、西部地區(qū)房地產(chǎn)投資的拉動(dòng)作用。

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