趙建斌

(中國人民銀行 天津分行，天津 300040)

● 京津冀協(xié)同發(fā)展研究

房地產(chǎn)業(yè)周期及其與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系研究
——來自天津的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

趙建斌

(中國人民銀行 天津分行，天津 300040)

房地產(chǎn)業(yè)是產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度很高的行業(yè)，是一國經(jīng)濟(jì)的重要組成部分。本文運(yùn)用HP濾波方法對天津市房地產(chǎn)周期進(jìn)行了分解，并從宏觀政策的角度解讀了房地產(chǎn)周期波動(dòng)的原因，進(jìn)而研究房地產(chǎn)周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：1998年至今天津市房地產(chǎn)經(jīng)歷了兩個(gè)周期，房地產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，且互為格蘭杰原因,房地產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的作用大于經(jīng)濟(jì)增長對房地產(chǎn)業(yè)的作用。

房地產(chǎn)；周期；協(xié)整關(guān)系；格蘭杰原因

1998年我國取消福利分房制度，房地產(chǎn)業(yè)開始向市場化邁進(jìn)，成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中新的消費(fèi)熱點(diǎn)和增長點(diǎn)。二十余年來，天津市房地產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展。房地產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的地位日益重要，1998年天津市房地產(chǎn)業(yè)增加值只有43.2億元，2011年達(dá)到427.3億元，增長約9倍之多，房地產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重由3%上升到4%。房地產(chǎn)投資持續(xù)興旺，天津市房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額持續(xù)快速增長，從1998年的106.7億元增加到2011年的1080億元，其中“十一五”時(shí)期房地產(chǎn)開發(fā)投資比“十五”時(shí)期增長1.8倍，年均增長達(dá)到22.8%。

一、文獻(xiàn)綜述

目前對房地產(chǎn)周期的分析與研究，特別是房地產(chǎn)周期形成的原因、房地產(chǎn)周期與宏觀經(jīng)濟(jì)周期的相互作用等一系列問題正在探索中。分析研究天津市房地產(chǎn)周期及其相關(guān)問題，對于平穩(wěn)發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)，多角度認(rèn)識(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)具有現(xiàn)實(shí)意義。Mitchell(1927)[1]首先認(rèn)識(shí)到了建筑業(yè)存在周期波動(dòng)，Grebler和Burns(1982)[2]分析了美國房地產(chǎn)總體建筑周期，并分類研究了公共建筑、私人建筑及住宅建筑的周期，Kim(2007)[3]建立了一個(gè)房地產(chǎn)周期的系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)模型，研究了新加坡房地產(chǎn)市場的周期波動(dòng)。國內(nèi)房地產(chǎn)周期研究開展較晚，何國釗等(1996)[4]劃分了我國1981—1994年房地產(chǎn)周期，邱強(qiáng)和萬海遠(yuǎn)(2007)[5]界定了我國1981—2006年的房地產(chǎn)周期，邱兆祥和王濤(2009)[6]研究了我國1950以來的房地產(chǎn)周期。在影響房地產(chǎn)周期的諸多因素中，我國學(xué)者更關(guān)注政策的作用，陳峰和丁烈云(2007)[7]分析了我國房地產(chǎn)政策與房地產(chǎn)周期波動(dòng)的關(guān)系。李海波(2006)[8]、向?yàn)槊?2010)[9]的研究都表明經(jīng)濟(jì)周期與房地產(chǎn)發(fā)展之間存在密切關(guān)系。

二、天津市房地產(chǎn)周期的界定

(一)研究指標(biāo)的選擇

關(guān)于房地產(chǎn)周期的研究主要有單指標(biāo)法、擴(kuò)散指數(shù)法和合成指數(shù)法等方法。具體指標(biāo)的選取一般包括商品房銷售額、房地產(chǎn)投資、施工、竣工面積、房屋價(jià)格等等。而房地產(chǎn)貸款由于統(tǒng)計(jì)時(shí)間較晚、時(shí)間序列不夠長，目前還難以使用。由于房地產(chǎn)施工面積與另外幾個(gè)指標(biāo)的相關(guān)程度較高，我們采用單指標(biāo)法，選擇房地產(chǎn)施工面積(用SGMJ表示)來研究天津市房地產(chǎn)周期狀況。

(二)季節(jié)調(diào)整和周期存在性檢驗(yàn)

利用1998年3月—2011年9月天津市房地產(chǎn)施工面積的季度數(shù)據(jù)來刻畫天津市房地產(chǎn)業(yè)的周期情況，如圖1，可以看到，房地產(chǎn)施工面積存在長期增長的趨勢和季節(jié)波動(dòng)。

圖1 天津市房地產(chǎn)施工面積(季度數(shù)據(jù)，單位：萬平方米)

我們用X12-ARIMA方法對房地產(chǎn)施工面積進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整的序列(用SGMJ_SA表示)驗(yàn)證房地產(chǎn)周期的存在性。首先將此序列進(jìn)行長期趨勢的擬合，計(jì)算出殘差序列，通過判斷殘差序列的隨機(jī)性來確定房地產(chǎn)周期是否存在。

用時(shí)間作為自變量，我們得到季節(jié)調(diào)整后的房地產(chǎn)施工面積的趨勢估計(jì)：

SGMJ_SA=-75.5868+98.1391t

(-0.3248) (13.5728)

R2=0.7766

(1)

由于掌握的時(shí)間序列長度有限，運(yùn)用游程檢驗(yàn)來檢驗(yàn)殘差序列有無隨機(jī)性，非參數(shù)檢驗(yàn)方法對于小樣本問題通常具有良好的效果。如果殘差序列具有隨機(jī)性，則認(rèn)為房地產(chǎn)施工面積序列不存在周期循環(huán)，反之，則認(rèn)為房地產(chǎn)施工面積序列存在周期循環(huán)。將殘差序列轉(zhuǎn)化成以0或1表示的序列，殘差大于1記為1，小于1記為0。游程數(shù)R=3，0的總個(gè)數(shù)m=35，1的總個(gè)數(shù)n=20。通過計(jì)算得到，P(︱R︱≤3)=2.18×10-13。因此，在0.01的顯著性水平下，我們認(rèn)為殘差序列缺乏隨機(jī)性，所以，研究天津市房地產(chǎn)周期是有意義的。

(三)天津市房地產(chǎn)周期的分解

剔除了房地產(chǎn)施工面積序列中的季節(jié)成分和不規(guī)則成分，同時(shí)得到趨勢—周期成分，利用HP濾波方法提取其長期趨勢成分，剩余的成分則為周期成分，參數(shù)λ取1600,周期成分如圖2所示。

從圖2可以看出，天津市房地產(chǎn)存在兩個(gè)周期：第一個(gè)周期從1998年到2005年初，歷時(shí)7年，1998年復(fù)蘇，1999年有所回落，2000年穩(wěn)步增長，6月達(dá)到頂峰，2001年開始下滑，2003年6月和2004年6月兩次小幅回升，2005年3月達(dá)到谷底；第二個(gè)周期從2005年至今，歷時(shí)6年，2005年復(fù)蘇，2005年12月和2007年3月兩次到達(dá)頂峰，2008年快速下滑，2009年6月滑入谷底，2010年復(fù)蘇，2011年擴(kuò)張。

1998年至今，天津市房地產(chǎn)經(jīng)歷了兩個(gè)周期，第一個(gè)周期的特點(diǎn)是波峰較高，波谷較淺，第二個(gè)周期的特點(diǎn)是波峰較低，波谷較深。天津市房地產(chǎn)走勢有時(shí)與全國趨勢一致，如2000年全國房地產(chǎn)投資完成額同比增速比上年提高8個(gè)百分點(diǎn)，2009年增速比上年降低7個(gè)百分點(diǎn)，同樣，天津市房地產(chǎn)經(jīng)歷了2000年的擴(kuò)張和2009年的衰退，但由于天津市獨(dú)特的區(qū)位優(yōu)勢、發(fā)展戰(zhàn)略和調(diào)控政策的作用，在全國緊縮性的政策環(huán)境下，天津市房地產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)幾次逆勢反彈，如2003年中、2004年中、2005年和2007年初的小幅擴(kuò)張。

三、天津市房地產(chǎn)周期與宏觀經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系

圖2 天津市房地產(chǎn)施工面積的周期成分

選取地區(qū)生產(chǎn)總值(用GDP表示)和房地產(chǎn)施工面積(用SGMJ表示)討論天津市房地產(chǎn)周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系，樣本期為1998年第1季度至2011年第2季度。用地區(qū)生產(chǎn)總值除以商品零售價(jià)格指數(shù)來消除物價(jià)因素的影響。

(一)協(xié)整檢驗(yàn)

原始數(shù)據(jù)呈指數(shù)型增長，對其取自然對數(shù)，使指數(shù)趨勢變成線性，分別用lnGDP和lnSGMJ表示。利用恩格爾—格蘭杰(EG)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，首先對lnGDP和lnSGMJ分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnGDP和lnSGMJ都是一階單整序列，見表1。

表1 單位根檢驗(yàn)

變量檢驗(yàn)類型(c，t，?)ADF統(tǒng)計(jì)量臨界值顯著性水平lnGDP(c，t，4)-2 284993-4 1567341%ΔlnGDP(c，t，4)-3 708507-3 5063745%lnSGMJ(c，t，3)-0 182940-4 1484651%ΔlnSGMJ(c，t，2)-28 06159-4 1484651%(1)中殘差(0，0，2)-5 702605-1 9473815%(2)中殘差(0，0，3)-2 545255-1 9473815%

注：c和t分別表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，*表示輔助回歸方程中的滯后階數(shù)。

用最小二乘法估計(jì)地區(qū)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)施工面積之間的長期均衡關(guān)系，估計(jì)結(jié)果如下：

(-4.1890)(18.8592)

R2=0.8724

(2)

括號(hào)中的數(shù)字為相應(yīng)系數(shù)的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，方程(2)中的系數(shù)都是顯著的。

為了確定地區(qū)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)施工面積這兩個(gè)變量真的存在協(xié)整關(guān)系，還需對以上模型的誤差項(xiàng)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果列于表1中，在5%的顯著性水平下，可以認(rèn)為殘差序列是平穩(wěn)的，所以，地區(qū)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)施工面積之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。

此外，將式(2)中的自變量與因變量互換位置，即用lnGDP來解釋lnSGMJ，得到以下結(jié)果：

(8.8992)(18.8592)

R2=0.8724

(3)

由于式(2)與式(3)的R2都接近于1，所以這兩個(gè)協(xié)整關(guān)系都是適用的。同樣，對方程(3)的誤差項(xiàng)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果列于表1中，在5%的顯著性水平下，可以認(rèn)為殘差序列是平穩(wěn)的。

(二)誤差修正模型

誤差修正模型是描述變量圍繞長期均衡關(guān)系進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)調(diào)整的過程。相應(yīng)于方程(2)的誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果如下：

(lnGDPt-1+2.1209-1.2450×

(-0.5474)(-6.8344)

lnSGMJt-1)+1.6580×ΔlnSGMJt

(20.7937)

R2=0.9213 DW=1.9761

(4)

相應(yīng)于方程(3)的誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果如下：

(lnSGMJt-1-2.4612-0.7008×

(0.7861) (-4.4407)

lnGDPt-1)+0.5092×ΔlnGDPt

(20.0843)

R2=0.8908 DW=2.0776

(5)

其中滯后項(xiàng)是根據(jù)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)及AIC、SIC準(zhǔn)則綜合考慮進(jìn)行選擇的。

(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

對lnGDP和lnSGMJ進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。表2顯示，地區(qū)生產(chǎn)總值是房地產(chǎn)施工面積的格蘭杰原因，同時(shí)房地產(chǎn)施工面積也是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因。

表2 格蘭杰因果檢驗(yàn)

零假設(shè)F統(tǒng)計(jì)量P值lnSGMJ不是lnGDP的格蘭杰原因12 54974 6E-06lnGDP不是lnSGMJ的格蘭杰原因5 870960 00184

(四)實(shí)證分析結(jié)果的經(jīng)濟(jì)解釋

由上述分析過程可以得到天津市房地產(chǎn)周期與宏觀經(jīng)濟(jì)周期的長短期關(guān)系。

1.長期關(guān)系

天津市房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，由式(2)可知，房地產(chǎn)施工面積每增加1%，地區(qū)生產(chǎn)總值就增加1.245%，由式(3)可知，地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1%，房地產(chǎn)施工面積就增加0.7008%。這表明地區(qū)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)施工面積兩者之中任何一方增加都會(huì)帶動(dòng)另一方增加，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果也支持這一說法?？梢姡旖蚴蟹康禺a(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是密切的，房地產(chǎn)是維持長期經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿?，而且，房地產(chǎn)施工面積增加引起地區(qū)生產(chǎn)總值增加的幅度大于地區(qū)生產(chǎn)總值增加引起房地產(chǎn)施工面積增加的幅度。

2.短期關(guān)系

天津市房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長短期內(nèi)卻會(huì)偏離均衡關(guān)系，表現(xiàn)為向長期均衡關(guān)系不斷調(diào)整的動(dòng)態(tài)過程。式(3)表明房地產(chǎn)施工面積的短期變化對地區(qū)生產(chǎn)總值有著顯著的正的影響，即房地產(chǎn)施工面積增加1個(gè)單位，就會(huì)引起地區(qū)生產(chǎn)總值增加1.658個(gè)單位，并且在每一年，地區(qū)生產(chǎn)總值的實(shí)際值與均衡值的上一年差距約有81%可以得到修正。從式(5)可知，地區(qū)生產(chǎn)總值的短期變化對房地產(chǎn)施工面積也有顯著的正影響，但小于房地產(chǎn)施工面積短期變化對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響，即地區(qū)生產(chǎn)總值增加1個(gè)單位會(huì)使房地產(chǎn)施工面積增加0.5092個(gè)單位，并且在每一年里，房地產(chǎn)施工面積的實(shí)際值與長期均衡值的上一年差距約有44%可以得到修正。

3.天津市房地產(chǎn)周期與宏觀經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系

天津市房地產(chǎn)業(yè)與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系可以通過上述實(shí)證研究得出以下結(jié)論：(1)房地產(chǎn)周期波動(dòng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長周期波動(dòng)高度一致，僅振幅高低有所差異，充分說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與房地產(chǎn)業(yè)平穩(wěn)發(fā)展密不可分。在經(jīng)濟(jì)增長達(dá)到兩位數(shù)快速增長期時(shí)，房地產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)了飛速發(fā)展，2004年天津市經(jīng)濟(jì)快速增長，GDP增速達(dá)15.8%，同期天津市房地產(chǎn)業(yè)處于擴(kuò)張時(shí)期，房地產(chǎn)施工面積增速高達(dá)32%，房屋銷售價(jià)格指數(shù)達(dá)113.5。2009年由于全球金融危機(jī)的影響，天津市GDP增速下滑，房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額的比重較上年減少5個(gè)百分點(diǎn)，商品房售價(jià)漲勢趨緩，房地產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)下行態(tài)勢。(2)從短期看，房地產(chǎn)業(yè)的快速增長有效帶動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，但從長期看，雖然實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果充分表明二者互為因果的關(guān)系明顯，但房地產(chǎn)業(yè)像當(dāng)前粗放式發(fā)展可持續(xù)性堪憂，因此，精細(xì)化、科學(xué)化平穩(wěn)發(fā)展房地產(chǎn)業(yè)才會(huì)有效促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

四、研究結(jié)論

首先分析了天津市房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，在對房地產(chǎn)周期存在性檢驗(yàn)之后，運(yùn)用HP濾波方法對天津市房地產(chǎn)周期進(jìn)行了分解，進(jìn)而研究房地產(chǎn)周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系，通過對天津市房地產(chǎn)施工面積與地區(qū)生產(chǎn)總值的協(xié)整關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系的分析發(fā)現(xiàn)：(1)1998年至今，天津市房地產(chǎn)經(jīng)歷了兩個(gè)周期，第一個(gè)周期從1998年至2005年初，第二個(gè)周期從2005年至今；(2)房地產(chǎn)施工面積與經(jīng)濟(jì)增長之間有十分密切的關(guān)系，二者存在協(xié)整關(guān)系，且互為格蘭杰原因；(3)房地產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的作用大于經(jīng)濟(jì)增長對房地產(chǎn)業(yè)的作用。

[1] Mitchell, W. C.BusinessCycles:TheProblemanditsSetting[M]. New York: National Bureau of Economic Research, 1927:125-136.

[2] Grebler L．, L．Burns． Construction Cycles in the Uniteed States since World War Two [J]．JournaloftheAmericanRealEstateandUrbanEconomicsAssociation, 1982(2).

[3] Kim H. H. Modeling the Structure of CV Formation and Expectations [J].JournalofPropertyInvestment&Finance, 2007(2).

[4] 何國釗,曹振良,李晟.中國房地產(chǎn)周期研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,1996(12).

[5] 邱強(qiáng),萬海遠(yuǎn).我國房地產(chǎn)業(yè)的周期運(yùn)行特征[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2007(22).

[6] 邱兆祥,王濤.我國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)周期劃分研究(1950—2008年)[J].經(jīng)濟(jì)研究參考,2009(71).

[7] 陳峰,丁烈云.我國房地產(chǎn)政策周期的比較研究[J].經(jīng)濟(jì)管理與研究,2007(5).

[8] 李海波.從經(jīng)濟(jì)周期看中國房地產(chǎn)發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)問題,2006(9).

[9] 向?yàn)槊?房地產(chǎn)趨勢與經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定：測度兩者周期[J].改革,2010(9).

(責(zé)任編輯：王 荻)

2015-03-24

趙建斌，男，中國人民銀行天津分行助理研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。

F293.3

A

1008-2603(2015)03-0041-04