劉丹

摘要：本文選取了中國2000年1月—2014年12月的商品房銷售額和國內(nèi)生產(chǎn)總值的月度數(shù)據(jù)，采用VAR模型分析了二者的相關關系。實證分析表明，短期內(nèi)經(jīng)濟增長會帶動房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，長期中房地產(chǎn)的發(fā)展趨于穩(wěn)定，但是經(jīng)濟增長并不受房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，說明中國經(jīng)濟發(fā)展是由房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動的這種觀點并不正確。

關鍵詞：房地產(chǎn)發(fā)展；經(jīng)濟增長

一、房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的影響機制分析

房地產(chǎn)的市場價格上升會刺激企業(yè)加大對房地產(chǎn)業(yè)的投資，在投資乘數(shù)的作用下總產(chǎn)出多倍增加，經(jīng)濟增長加快；反之，企業(yè)會減少房地產(chǎn)投資，總產(chǎn)出減少，經(jīng)濟增長緩慢。另外，房地產(chǎn)價格上漲，資產(chǎn)擁有者的名義收入增加，從而刺激資產(chǎn)所有者對商品和勞務的消費，從而促進經(jīng)濟的發(fā)展。

宏觀經(jīng)濟對房地產(chǎn)發(fā)展的作用機制，主要指政府財政政策和土地政策的影響。當經(jīng)濟存在產(chǎn)出負缺口，政府會采用擴張的財政政策和貨幣政策，增加土地供給，刺激投資；當存在產(chǎn)出正缺口，實際經(jīng)濟增長率高于潛在增長率，政府會采用緊縮的財政政策和土地政策，減少土地供應量，防止企業(yè)在房地產(chǎn)業(yè)的過度投機，規(guī)范房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

2014年全年房地產(chǎn)開發(fā)投資95036億元，比2013年回落9.3個百分點；房屋銷售面積為120649萬平方米，比2013年下降7.6%，房地產(chǎn)行業(yè)進入調(diào)整期，與此同時，2014年國內(nèi)生產(chǎn)總值累計增速為7.4%，創(chuàng)GDP增速的新低，回顧我國經(jīng)濟的近十年的波折，無不與房地產(chǎn)有著重要的聯(lián)系。因此，進一步研究我國房地產(chǎn)價格波動與經(jīng)濟增長的相互影響的機制，以及如何把握兩者的增長速度以實現(xiàn)經(jīng)濟“新常態(tài)”發(fā)展，具有一定的現(xiàn)實意義與理論價值。

二、實證分析

1.數(shù)據(jù)選取

選取商品房銷售額增加值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的月度數(shù)據(jù)分別代表房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平和經(jīng)濟增長水平，用RS和MGDP表示。

2.ADF單位根檢驗

對商品房銷售額RS和國內(nèi)生產(chǎn)總值月度數(shù)據(jù)MGDP的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果表明，RS和MGDP接受有單位根的零假設，均為不平穩(wěn)序列。在一階差分條件下，對ΔRS、ΔMGDP進行ADF檢驗，得出兩個序列是平穩(wěn)的，從而說明RS和MGDP是一階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗探究二者之間的長期均衡關系。

3.協(xié)整檢驗

采用E―G兩步法檢驗商品房月度銷售額RS和月度國內(nèi)生產(chǎn)總值MGDP之間的協(xié)整關系。

（1）對RS和MGDP進行回歸估計，回歸結(jié)果如下：MGDP=188.7279+2.46.5085*RS+。

（2）對回歸方程的殘差序列進行ADF單位根檢驗，P值=0.0063，小于0.05，故殘差項是平穩(wěn)的，從而說明RS和MGDP是協(xié)整的，二者存在協(xié)整關系。

4.格蘭杰因果檢驗

由表1可知：在5%的顯著性水平下，MGDP是RS的格蘭杰因果原因，RS不是MGDP的格蘭杰因果原因。

5.建立VAR模型并確定最優(yōu)滯后階數(shù)

（1）根據(jù)AIC、SC、LR確定滯后階數(shù)，表4顯示最優(yōu)滯后期的選擇，其中AIC和SC反映的結(jié)果不一致，SC得出的結(jié)果是3階滯后最優(yōu)，AIC選擇的是6階之后最優(yōu)，所以要通過LR統(tǒng)計量選擇，最后結(jié)果是選擇滯后期是6。

（2）在確定最優(yōu)滯后期的基礎上建立VAR模型

由方程可知，滯后兩期的國內(nèi)生產(chǎn)總值對房地產(chǎn)銷售額均產(chǎn)生正的影響，說明經(jīng)濟增長對房地產(chǎn)發(fā)展有拉動作用。同時，商品房銷售額滯后期的系數(shù)較大，說明房地產(chǎn)發(fā)展水平還受到自身發(fā)展程度的影響。

6.VAR穩(wěn)定性檢驗

檢驗結(jié)果顯示，該模型的根有12個，模小于1，并且都是實數(shù)，表明VAR模型是穩(wěn)定的。

7.VAR脈沖響應分析

從圖2中可以看出，給宏觀經(jīng)濟一個正的沖擊，房地產(chǎn)業(yè)會迅速發(fā)展，逐漸進入房地產(chǎn)泡沫階段，從第二個滯后期開始，房地產(chǎn)泡沫破裂，進入衰退期。從第8期有所回升，此后波動幅度逐漸減小。說明經(jīng)濟增長的正向變化會拉動房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但是這種拉動作用在短期內(nèi)有效，并不具有持續(xù)性。

三、實證結(jié)論及政策涵義

上述對房地產(chǎn)發(fā)展和經(jīng)濟增長的實證分析中，經(jīng)濟增長是房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，經(jīng)濟增長的正向效應能夠帶動房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這種拉動效應在脈沖響應函數(shù)中得到進一步驗證；但是房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，經(jīng)濟增長并不能由房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展來解釋，所以認為中國經(jīng)濟的增長是由房地產(chǎn)業(yè)法發(fā)展帶動的觀點是錯誤的。目前，房地產(chǎn)的庫存水平已經(jīng)達到新高，未來供給壓力將會進一步加大。為此，中央及地方政府需要制定適度寬松的調(diào)控政策促進房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。（作者單位：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學）