楊繼波，孔令丞

（華東理工大學 商學院，上海 200237）

上海市房地產(chǎn)業(yè)自上世紀80年代以來得到了快速發(fā)展，尤其是實行房改政策以來，其在國民經(jīng)濟中的地位日趨重要。隨著房地產(chǎn)業(yè)向市場化的進一步延伸，該產(chǎn)業(yè)由單一的住房民生概念引入了金融投資的理念，再加上中國休養(yǎng)生息三十多年之財力，一舉將中國的房地產(chǎn)推向了歷史的高度。如何保持房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間進行一個良性互動，是關注的焦點所在。本文運用Engle-Granger兩步法進行協(xié)整檢驗，通過誤差修正模型的分析以考察相關變量間的動態(tài)關系，并進行Granger因果關系檢驗，最后得到脈沖響應函數(shù)的合成圖，對上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資與本市經(jīng)濟增長的互動關系進行實證研究。

一、經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)開發(fā)投資文獻綜述

經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)開發(fā)投資兩者之間的關系到底如何?是經(jīng)濟增長帶動房地產(chǎn)投資還是房地產(chǎn)開發(fā)投資拉動了經(jīng)濟增長?國內(nèi)外關于這兩者之間的研究較多，認為存在四種關系：房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長具有雙向因果關系；經(jīng)濟增長單向影響房地產(chǎn)開發(fā)投資；房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長影響更大；兩者關系隨地區(qū)及時間長短有所變化。

（一）房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長具有雙向因果關系

皮舜和武康平（2004）利用Granger檢驗，發(fā)現(xiàn)1994-2002年間我國區(qū)域房地產(chǎn)市場的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著雙向因果關系[1]。劉貴文、胡鳳晗和林川（2010）利用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗方法，認為房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在長期關系，房地產(chǎn)投資可以促進地區(qū)經(jīng)濟增長，地區(qū)經(jīng)濟增長也可以促進房地產(chǎn)投資[2]。梁榮（2005）經(jīng)過研究得出房地產(chǎn)發(fā)展呈倒U曲線，揭示了房地產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟的“長期趨勢”[3]。鐘桂蘭、劉宇和李雪冬（2008）通過回歸分析內(nèi)蒙古房地產(chǎn)投資額與GDP的兩組數(shù)據(jù)，認為房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP具有顯著性關系，經(jīng)濟的增長與房市的發(fā)展存在著定量的數(shù)學關系[4]。國外也有學者以中國市場為研究對象，探討房市的發(fā)展與經(jīng)濟的增長之間的關系，Chen J，Guo F，Zhu A（2011）三人基于省一級的數(shù)據(jù)，通過ADF單位根檢驗與協(xié)整分析，實證分析表明，住房投資和GDP增長之間存在著長期的穩(wěn)定關系。此外，在基于整個國家層次上，住房的投資與GDP的增長之間存在著雙向的Granger因果關系，同時ADF誤差假設模型也支持這一觀點。然而在經(jīng)濟發(fā)展程度不是很好的幾個地區(qū)，住房投資對經(jīng)濟增長的作用明顯較弱[5]。

（二）經(jīng)濟增長單向影響房地產(chǎn)開發(fā)投資

沈悅和劉洪玉（2004）認為GDP對房地產(chǎn)開發(fā)投資存在單向的Granger因果關系，即GDP對房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響遠大于后者對GDP的影響[6]。胡勝和劉旦（2007）基于我國1987-2004年度時間序列數(shù)據(jù)，實證結果表明，無論長期還是短期，我國的GDP波動都是房地產(chǎn)價格波動的Granger原因，GDP的走勢對于房地產(chǎn)價格的漲跌起著決定性的作用[7]。潘安興、王芳和張文秀（2007）對四川省1992-2005年GDP對四川房價的影響進行分析。結果表明：從長期來看，GDP與房價之間存在著長期穩(wěn)定關系，當年GDP對當年房價有正的影響；在Granger因果關系檢驗的基礎上，綜合考慮時間因素，建立線性回歸模型，發(fā)現(xiàn)四川省這十多年來，在不考慮其他因素對房價影響的前提下，當年的房價是前兩年GDP綜合影響的結果[8]。張清勇和鄭環(huán)環(huán)（2012）運用1985-2009年中國各省面板數(shù)據(jù)，得出經(jīng)濟增長引領住宅投資的結論[9]。

（三）房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長影響更大

鄭思齊（2003）認為住房投資的增長能夠高效率地拉動國民經(jīng)濟，提出應當保持住房投資平穩(wěn)的增長速度，劇烈的波動不利于保持國民經(jīng)濟的穩(wěn)定。同時，GDP與住房投資之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關系，不能脫離當前的經(jīng)濟發(fā)展水平而盲目追求住房投資的高速增長[10]。王國軍和劉水杏（2004）利用投入產(chǎn)出模型計算出房地產(chǎn)業(yè)對其他相關產(chǎn)業(yè)的帶動作用，結論認為，我國房地產(chǎn)業(yè)每增加一單位產(chǎn)值對各產(chǎn)業(yè)的總帶動效應為1.416，其對金融保險業(yè)的帶動效應為0.145，居各產(chǎn)業(yè)之首[11]。龔卿和陳碧瓊（2006）認為我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著較強的正向交互響應作用，而且其長期的響應作用程度更顯著、更穩(wěn)定[12]。丁勝兵（2009）以西安房地產(chǎn)業(yè)為研究對象，通過分析1998-2007年的數(shù)據(jù)，得出房地產(chǎn)開發(fā)投資對GDP的平均貢獻為3.62%，平均貢獻率為25.447%，表明房地產(chǎn)市場化改革后，房地產(chǎn)開發(fā)投資對西安市GDP的增長具有明顯的帶動作用[13]。

（四）經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)投資的關系隨地區(qū)及時間長短有所變動

岳朝龍和孫翠平（2006）通過實證研究，得出以下結論：房地產(chǎn)投資與GDP之間存在長期的協(xié)整關系；房地產(chǎn)投資的短期波動對GDP有顯著的正影響；在短時期內(nèi)，隨著置信水平的提高，兩者之間由單向因果關系變?yōu)殡p向因果關系，但長期內(nèi)，兩者不具有因果關系[14]。Huayi Yu（2010）使用中國35個主要城市1998-2007年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)沒有穩(wěn)定的房價和經(jīng)濟基本面之間的關系。并分析原因時提出當政府開始對房地產(chǎn)市場的宏觀調(diào)控時，房價就會向上偏離經(jīng)濟基本面。同時還發(fā)現(xiàn)在東部和中西部城市之間的房價影響因素的一些差異[15]。

從這些研究文獻來看，大多數(shù)學者都認為房地產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟有著重要影響，房地產(chǎn)的投資規(guī)模及投資效率和國民經(jīng)濟有著很強的相關性。研究房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅具有很強的經(jīng)濟意義，更能為社會的穩(wěn)定發(fā)展提供參考意見。本文試圖利用上海市經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)開發(fā)投資的數(shù)據(jù)，通過計量手段實證作為中國經(jīng)濟龍頭的上海市，到底是經(jīng)濟增長帶動房地產(chǎn)投資？還是房地產(chǎn)開發(fā)投資拉動了經(jīng)濟增長?抑或兩者之間相互影響？期望分析結果對上海市房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策有所借鑒。

二、上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長實證分析

（一）數(shù)據(jù)資料

眾所周知，我國1998年啟動了大規(guī)模的房改，但是作為上海來講，房地產(chǎn)的真正啟動是2003年，所以本文在數(shù)據(jù)選擇上，特選2003-2012年各季度的房地產(chǎn)開發(fā)投資額及GDP來進行分析。數(shù)據(jù)資料來源于國家統(tǒng)計局和上海統(tǒng)計年鑒。

為了消除價格影響，將2003年第一季度的數(shù)據(jù)作為基期，并按照處理經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)的一般做法，為降低數(shù)據(jù)的波動性，對國內(nèi)生產(chǎn)總值及房地產(chǎn)投資取自然對數(shù)。下文將國內(nèi)生產(chǎn)總值（以億元為單位）的自然對數(shù)記為GDP，GDP的一階差分即GDP的增長率記作DGDP，房地產(chǎn)投資的自然對數(shù)記為REI，REI的一階差分即房地產(chǎn)投資的增長率記作DREI。表1描述了這些數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征。

表1 GDP和REI的描述性統(tǒng)計

上海市國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和房地產(chǎn)投資REI的關系由圖1可知，根據(jù)粗略分析，GDP和REI顯得不平穩(wěn)，但是兩者的走勢相仿；圖2是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率DGDP和房地產(chǎn)投資增長率DREI的關系，可見，GDP和REI的一階差分顯得相對平穩(wěn)，兩者可能存在一階協(xié)整關系。

圖1 GDP和REI

圖2 DGDP和DREI

（二）平穩(wěn)性檢驗：對兩個時間序列分別做ADF檢驗。

首先對DGDP進行ADF檢驗，得到t統(tǒng)計量大于所有的臨界值，因此DGDP在水平情況下是非平穩(wěn)的。然后對該數(shù)據(jù)作了一階，再進行ADF檢驗，可見，對于取對數(shù)的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，在一階情況下，它的t-Statistic的值-12.61842小于1%level下的-4.226815，因此認為該值在一階下有99%的可能是平穩(wěn)的。

同理，對DREI也進行ADF檢驗，它的水平階情況與DGDP相似，t統(tǒng)計量均大于臨界值，但在一階的時候，結果如下：t-Statistic的值-9.013260小于1%level的值-4.226815，因此認為在一階情況下，DREI有99%的可能是平穩(wěn)的。這樣就得出DGDP和DREI兩個相同的單整時間序列，說明兩時間序列存在協(xié)整的可能。檢驗結果見表2。

表2 各變量的平穩(wěn)性檢驗結果

（三）協(xié)整檢驗

由于經(jīng)濟時間序列的協(xié)整關系不僅可以有效地解決利用非平穩(wěn)時間序列建立模型所可能產(chǎn)生的偽回歸問題，而且它一般具有明顯的經(jīng)濟含義，它表示這些變量之間存在著共同的趨勢，具有長期的均衡關系，因此，可以利用協(xié)整關系檢驗判斷變量之間長期的關系。為了完成協(xié)整檢驗，本文采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗，先估計GDP和REI兩者存在的長期均衡模型（1），進而對回歸后的殘差e進行單位根檢驗，檢驗結果見表3。

表3 殘差e單位根檢驗

從表3可知，ADF的統(tǒng)計量為-11.37222，小于1%顯著水平下的臨界值-4.226815，因此，在1%的顯著水平下拒絕ρ=0，即不存在單位根，殘差序列是平穩(wěn)的。因此認為國內(nèi)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)開發(fā)投資之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系，是協(xié)整的。可見上海市房地產(chǎn)投資REI每變動1%，GDP則變動0.93611%①。

（四）誤差修正模型（ECM）分析

前面的協(xié)整關系只是反映了變量之間的長期均衡關系，在協(xié)整方程的基礎上建立包括誤差修正項在內(nèi)的誤差修正模型（2），用以研究系統(tǒng)的短期動態(tài)特征。誤差修正模型既能反映不同時間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。如果變量之間存在協(xié)整關系，則可用誤差修正項反映變量之間的關系偏離長期均衡狀態(tài)對短期變化的影響，其系數(shù)的大小反映了短期從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度。

利用Evicwss6.0軟件進行誤差修正，結果如方程（3）：誤差修正項的系數(shù)較為顯著，大小為0.7190（符號為負），表明修正上一期非均衡的程度約為71.90%，說明當長期均衡關系出現(xiàn)偏離時，會有一個反向的誤差項對模型進行修正，使其又恢復到協(xié)整關系上來，從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度約為71.90%。

（五）Granger因果關系檢驗

由于相關性并不等于因果性，協(xié)整關系只能說明指標之間至少有單向的因果關系，但并不能具體指出何為因、何為果，因此還需要作進一步因果檢驗，以確定兩者之間的因果方向。根據(jù)協(xié)整關系檢驗結果，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與房地產(chǎn)開發(fā)投資REI同階單整并具有協(xié)整關系，故可對其進行Grang?er因果關系檢驗。由于Granger因果關系檢驗對滯后期較為敏感，不同的滯后期會有不同的結果，故此處多進行幾個滯后期的檢驗，如果檢驗結果是一致的，則認為檢驗結果較為可信，本文選擇了3個不同的滯后期進行檢驗，結果見表4。

表4 Granger因果關系檢驗結果

Granger因果關系檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，基于不同的滯后期，DREI都是DGDP的Granger原因；而DGDP不是DREI的Granger原因。但是在10%的顯著水平下拒絕“DGDP不是DREI的Granger原因”的原假設，即DGDP是DREI的Granger原因。

不管如何，從以上數(shù)據(jù)看，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資對本市經(jīng)濟增長存在顯著可信的Granger因果關系，房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關系，但房地產(chǎn)開發(fā)投資對GDP的影響遠大于后者對房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響，此關系從后面的脈沖響應函數(shù)圖（圖3）可以進一步驗證。

圖3 脈沖響應函數(shù)

（六）脈沖響應分析

根據(jù)AIC、BC以及簡約原則，選擇滯后期為2，對模型進行估計，并在此基礎上計算脈沖響應函數(shù)。如圖3所示，對GDP的一個標準差的沖擊迅速影響當期及之后的GDP，響應路徑一直為正，而且對后期的影響比較穩(wěn)定，響應變化不大，且持續(xù)時間較長；REI對自身的響應路徑也一直為正，且隨著時間的推移響應路徑比較平坦；從GDP對REI的響應圖可見，剛開始REI就對此沖擊迅速響應，之后相應幅度越來越弱，后期的影響基本穩(wěn)定，維持在0.02%左右，但在3年后仍有影響；REI對GDP的響應沖擊不斷加大，從一開始，就顯示了正向的影響，在第3期達到最大，基本在0.4%左右，之后基本穩(wěn)定在此較高位置，說明了房地產(chǎn)開發(fā)投資的加大會對國內(nèi)生產(chǎn)總值帶來較明顯的影響。通過比較分析，很明顯看出上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資和經(jīng)濟增長兩者之間的相互作用關系，并在影響力度上，房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的作用強于后者對前者的影響。

三、結 論

本文根據(jù)2003年以來的上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及GDP的季度數(shù)據(jù)，首先運用ADF方法檢驗各變量的單整性，再運用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗，通過誤差修正模型的分析以考察變量間的動態(tài)關系，并進行Granger因果關系檢驗，最后得到脈沖響應函數(shù)的合成圖以識別變量系統(tǒng)對新生擾動的短期動態(tài)反應，結果表明：

（1）通過單位根檢驗和協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟增長之間存在著長期均衡關系。房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱型產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展速度、規(guī)模及發(fā)展周期與國民經(jīng)濟的發(fā)展速度、規(guī)模及經(jīng)濟周期緊密聯(lián)系。

（2）從誤差修正來看，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟增長的關系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度較快。由于房地產(chǎn)開發(fā)投資受到政策的影響很大，所以只要出臺的政策得當，開發(fā)定位準確，房地產(chǎn)開發(fā)投資建設很快就能夠與經(jīng)濟增長相協(xié)調(diào)。

（3）Granger因果關系檢驗結果顯示，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長存在雙向的因果關系。這表明在上海的經(jīng)濟增長過程中，房地產(chǎn)起到了很大的作用，房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱型產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展速度、規(guī)模及發(fā)展周期與國民經(jīng)濟的發(fā)展速度、規(guī)模及經(jīng)濟周期緊密聯(lián)系。并且上海市經(jīng)濟增長也能帶動本市房地產(chǎn)開發(fā)投資。

（4）通過上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟增長對系統(tǒng)的脈沖響應分析發(fā)現(xiàn)，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的作用明顯要強于后者對前者的影響，說明了盡管兩者互為因果關系，但是影響力度上，房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的影響更為顯著。

從各國學者對房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟增長的研究可見，不同國家間房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟增長的關系存在差異，并且在同一國家不同地區(qū)之間，兩者的關系也存在差別，如楊波、楊亞西（2011）認為，我國一半左右的樣本城市房地產(chǎn)發(fā)展與區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)[16];或者同一地區(qū)在不同的時間段里房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟增長的關系也不一樣。對此，各國學者們給出了自己的分析判斷。無論如何，從上海這十來年的發(fā)展來看，上海市的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長兩者之間相互影響，但在影響力度上，房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的影響明顯強于后者對前者的影響。這是政府在制定經(jīng)濟政策時必須充分考量的重要之處。同時，這也在一定程度上驗證了“房地產(chǎn)投資引領經(jīng)濟增長”的說法。

注 釋：

① 此處數(shù)據(jù)來自于DGDP對DREI的協(xié)整回歸結果GDPt=2.4948+0.93611REIt+et，原文省略回歸模型。

[1]皮舜，武康平.房地產(chǎn)市場發(fā)展和經(jīng)濟增長間的因果關系——對我國的實證分析[J].管理評論，2004，16（3）：8-12.

[2]劉貴文，胡鳳晗，林川.房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長的關系——基于1997-2007年分省數(shù)據(jù)檢驗[J].土木建筑工程信息技術，2010（1）：99-102.

[3]梁榮.中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模與國民經(jīng)濟總量關系研究：基于我國房地產(chǎn)發(fā)展“倒U曲線”時期[M].北京：中國經(jīng)濟出版社，2005：21-35.

[4]鐘桂蘭，劉宇，李雪冬.淺析內(nèi)蒙古房地產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻及存在的問題[J].財會研究，2008（2）：77-79.

[5]Chen J，Guo F，Zhu A.The Housing-led Growth Hypothesis Revisited：Evidence from the Chinese Provincial Panel Data[J].Urban Studies，2011，48（10）：2049-2067.

[6]劉洪玉，鄭思齊，沈悅.中國房地產(chǎn)市場中的“泡沫”與“過熱”問題分析[J].建筑經(jīng)濟，2003（2）：36-40.

[7]胡勝，劉旦.宏觀經(jīng)濟變量對房地產(chǎn)價格的影響[J].統(tǒng)計與決策，2007（19）：111-114.

[8]潘安興，王芳，張文秀.經(jīng)濟發(fā)展對四川房價的影響分析[J].中國物價，2007（2）：66-68.

[9]張清勇，鄭環(huán)環(huán).中國住宅投資引領經(jīng)濟增長嗎[J].經(jīng)濟研究，2012（2）：67-78.

[10]鄭思齊.住房投資與國民經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展[J].城市開發(fā)，2003（10）：59-61.

[11]王國軍，劉水杏.房地產(chǎn)業(yè)對相關產(chǎn)業(yè)的帶動效應研究[J].經(jīng)濟研究，2004（8）：38-47.

[12]龔卿，陳碧瓊.中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的動態(tài)關系[J].經(jīng)濟師，2006（11）：172-173.

[13]丁勝兵.西安市房地產(chǎn)開發(fā)投資對西安GDP的貢獻研究[D].西安：西安建筑科技大學，2009.

[14]岳朝龍，孫翠平.我國房地產(chǎn)投資與GDP關系的協(xié)整分析[J].統(tǒng)計教育，2006（8）：24-26.

[15]Huayi Yu.China’s house price：Affected by economic funda?mentals or real estate policy[J].Frontiers of Economics in China，2010，5（1）：25-51.

[16]楊波，楊亞西.房地產(chǎn)業(yè)與區(qū)域發(fā)展的協(xié)調(diào)度研究[J].華東經(jīng)濟管理，2011（10）：43-46.