黃翔

[摘要]市場化進程的不斷深入推動房地產(chǎn)業(yè)成為我國重要的經(jīng)濟增長極。近年來，“新常態(tài)”背景下，我國經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力正在發(fā)生根本性變化，因此，對房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究十分必要。文章采用1995—2013年湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值和商品房銷售面積的數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟學中的協(xié)整分析以及Granger因果檢驗，對湖南省房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系分別進行檢驗。其分析結(jié)果表明：盡管在短期內(nèi)，湖南省商品房銷售面積與GDP之間存在波動關(guān)系，但從長期來看，兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且存在商品房銷售面積到經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]地區(qū)經(jīng)濟；房地產(chǎn)業(yè)；協(xié)整分析；Granger因果檢驗

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643150

1引言

“經(jīng)濟新常態(tài)”逐漸成為各方面對當前經(jīng)濟階段性特征的共識[1]。新常態(tài)意味著我國的經(jīng)濟增速從高速向中高速換擋，結(jié)構(gòu)調(diào)整進入轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力正在發(fā)生根本性變化。這就使得原來的各個行業(yè)的運行和發(fā)展面臨一系列挑戰(zhàn)。全國房地產(chǎn)開發(fā)投資在2014年完成投資額95萬億元，累計同比增長速度105%，受國際金融危機影響的2009年增速比2014年還高56個百分點。與此同時，全國商品房銷售面積累計同比下降76%，銷售面積為121億平方米，以上的數(shù)據(jù)表明我國房地產(chǎn)銷售面積增速與房地產(chǎn)價格雙雙回落，這就導致部分城市和房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)去庫存壓力非常大。

我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)市場發(fā)展情況都發(fā)生了很大的變化，“風險防控”對于各個行業(yè)平穩(wěn)適應“新常態(tài)”具有重大意義。就房地產(chǎn)行業(yè)而言，過去房價泡沫問題一直是行業(yè)的突出矛盾[2]，但現(xiàn)在供應泡沫卻逐漸取代價格泡沫成為市場主要矛盾[3]。此時，國家對房地產(chǎn)市場的調(diào)控目標必然發(fā)生變化。從前高度重視的控制房價高漲不再是市場調(diào)控的第一目標，有關(guān)“防范和化解泡沫”的內(nèi)涵重點，也從控制房價過快增長轉(zhuǎn)移到減少房地產(chǎn)供應量上面[4]。

眾所周知，房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的基本產(chǎn)業(yè)和支柱型產(chǎn)業(yè)。房地產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈相對其他行業(yè)較長，同時與其他行業(yè)的關(guān)聯(lián)度高，所以房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以直接或間接地影響與其相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[5]。面對新常態(tài)下的房地產(chǎn)業(yè)存在的庫存壓力及供應泡沫，大家都十分希望知道房地產(chǎn)市場的狀態(tài)是否會影響經(jīng)濟增長速度，而現(xiàn)在房地產(chǎn)交易的下滑又是否是受到經(jīng)濟增長速度放緩的影響，為此，本文從房地產(chǎn)市場狀態(tài)與經(jīng)濟增長的關(guān)系出發(fā)，對湖南省商品房銷售面積與地區(qū)生產(chǎn)總值的相互關(guān)系進行研究。

2數(shù)據(jù)收集及預處理

21研究區(qū)域

湖南省位于我國中部及長江中游地區(qū)，由于大部分省域面積處于洞庭湖以南因而得名“湖南”，境內(nèi)湘江貫穿南北，所以又簡稱為“湘”，省會駐長沙市。湖南地處東經(jīng)108°47′～114°15′，北緯24°39′～30°8′，與七個省市相毗鄰：東鄰江西，西連重慶、四川、貴州，南連廣東、廣西，北界湖北。全省土地總面積2118萬平方公里，占全國土地總面積的22%。

2014年，湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值2703732億元，相比上年增長95%，增長速度甚至比受國際金融危機影響的2009年還低35個百分點。其中，第一產(chǎn)業(yè)增長45%，增加值31488億元；第二產(chǎn)業(yè)增長93%，增加值124819億元；第三產(chǎn)業(yè)增長111%，增加值114178億元，見下圖。

22數(shù)據(jù)來源

本文所涉及的數(shù)據(jù)主要包括表征湖南省地區(qū)經(jīng)濟增長狀況和房地產(chǎn)市場狀態(tài)的相關(guān)數(shù)據(jù)，在實證研究中，我們選取了1995—2013年的湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和商品房銷售面積的數(shù)據(jù)進行計算。本文所用數(shù)據(jù)均從1995—2014年《湖南省統(tǒng)計年鑒》中直接得到?；貧w與檢驗的計算過程通過計量經(jīng)濟軟件Eviews 80完成。

3計量模型和實證結(jié)果分析

31穩(wěn)定性檢驗

在具體應用協(xié)整等理論進行分析時，首先需要檢驗被分析序列變量是否平穩(wěn)，即是否具有單位根，常用ADF檢驗方法來驗證是否平穩(wěn)，該方法可以通過對3個模型（模型1為不含常數(shù)項和時間趨勢項，模型2含有常數(shù)項而沒有時間趨勢項，模型3含有常數(shù)項和時間趨勢項）進行檢驗，如果其中任何一個檢驗模型中ADF值大于麥金農(nóng)臨界值，則可以認為該序列沒有單位根，是平穩(wěn)的序列，運用Eviews 80對LGDP和LFDC的單位根檢驗結(jié)果可以從表1反映出來。

由表1可知，LGDP和LFDC的一階差分都表現(xiàn)出不平穩(wěn)。繼續(xù)對LGDP和LFDC進行二階差分，此時LGDP在模型1、模型2和模型3中ADF的絕對值分別為5018930、5189559以及4758159（圖中標注*號值），這三個值均大于α=1%時的臨界值的絕對值。LFDC的模型1、模型2中ADF的絕對值分別為4684372，4879067（圖中標注*號值），也均大于α=1%時的臨界值的絕對值。所以LGDP和LFDC這兩個時間序列值必須通過二階差分后，才能達到顯著性水平99%以上的平穩(wěn)性。因此我們可以認為，兩個時間序列LGDP和LFDC是I（2）的單位根過程。

32協(xié)整檢驗

20世紀80年代恩格爾（Engle）和格蘭杰（Granger）提出“協(xié)整”這個理論[6]，這個理論認為，盡管在多個變量中每個變量都是非平穩(wěn)的，但對它們進行線性組合卻有可能使其相互抵消趨勢項的影響，讓它們的組合形成一個平穩(wěn)的變量[7][8]。當兩個變量分別表現(xiàn)出非平穩(wěn)時，協(xié)整理論就能為它們之間尋找均衡關(guān)系，這也為用存在的協(xié)整關(guān)系的變量建立動態(tài)模型奠定了基礎(chǔ)[9][10]。

常用的協(xié)整檢驗方法有兩種，分別是E-G（Engle-Granger）兩步檢驗法和約翰森（Johansen，1988）檢驗法[11]，而對于兩個以上變量之間的協(xié)整關(guān)系，我們一般使用基于向量自回歸模型的約翰森檢驗法。兩變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗我們一般使用Engle-Granger檢驗[12]。本文檢驗商品房銷售面積與地區(qū)生產(chǎn)總值之間的協(xié)整關(guān)系，所以采用Engle-Granger兩步檢驗法。通過單位根檢驗可知LGDP和LFDC時間序列都是二階平穩(wěn)的，我們的協(xié)整檢驗可以分兩步進行。

第一步，協(xié)整回歸，用普通最小二乘法（OLS）估計LGDP和LFDC之間的方程，并計算非均衡誤差[13]。

估計的方程為：

LGDP[DD（]∧[DD）]t=05620LFDCt-48909（1）

（147349）（182108）

調(diào)整后的R2為09231，DW=03341。

殘差的計算公式為：

et=LGDPt-LGDP[DD（]∧[DD）]t（2）

=LGDPt-05620LFDCt-48909

第二步，檢驗e的單整性，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。

通過單位根的檢驗發(fā)現(xiàn)：當滯后階數(shù)為1，不含常數(shù)項和截距項的模型最適合，ADF檢驗的結(jié)果如表2所示。

通過表2可以看出，ADF值的絕對值為15812大于顯著性水平為10%的臨界值的絕對值15661。在較低要求下，可以認為殘差序列e是平穩(wěn)序列，也就是說存在LGDP和LFDC的平穩(wěn)線性組合，即商品房銷售面積和地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

33Granger因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗，表明能源消費和經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。但是，這種長期的均衡關(guān)系究竟是房地產(chǎn)市場狀態(tài)（FDC）引起地區(qū)生產(chǎn)總值GDP變動的結(jié)果，還是地區(qū)生產(chǎn)總值GDP引起房地產(chǎn)市場狀態(tài)（FDC）的結(jié)果？房地產(chǎn)市場狀態(tài)（FDC）和地區(qū)生產(chǎn)總值GDP在波動中孰為因孰為果還是互為因果？這就需要對FDC和GDP進行Granger因果關(guān)系檢驗。我們分別取滯后期為1，滯后期為2，滯后期為3，對FDC和GDP進行Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，在滯后期為1的時候，在FDC不是GDP的Granger原因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的最大概率為6E-05，小于005，因此至少在95%的置信水平下可以認為FDC是GDP的Granger成因；而對于GDP不是FDC的Granger原因，拒絕它犯第一類錯誤的最大概率為02558，不能夠拒絕原假設(shè)，GDP不是FDC的Granger原因。同理，滯后期為2和滯后期為3時，可以得到同樣的結(jié)論。因此，我們Granger因果關(guān)系檢驗表明，房地產(chǎn)市場狀態(tài)是地區(qū)生產(chǎn)總值的Granger原因，湖南省的商品房銷售的增加直接導致地區(qū)生產(chǎn)總值的增加。但是地區(qū)生產(chǎn)總值GDP并不是商品房銷售增加的原因，GDP的增長并不必然導致商品房銷售的增加。

4結(jié)論與建議

本文采用1995—2013年湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值和商品房銷售面積的數(shù)據(jù)，利用計量經(jīng)濟學中的協(xié)整分析以及Granger因果檢驗，對湖南省房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系分別進行檢驗，結(jié)果表明：湖南省房地產(chǎn)市場的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在單向的Granger因果關(guān)系，房地產(chǎn)市場的發(fā)展是地區(qū)生產(chǎn)總值的Granger原因。進一步對數(shù)據(jù)分析結(jié)果進行分析，可以得到如下結(jié)論。

（1）房地產(chǎn)業(yè)是湖南省地區(qū)經(jīng)濟的重要增長極。房地產(chǎn)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展，能夠帶動其周邊例如建筑、建材以及冶金等50多個物資生產(chǎn)部門的發(fā)展。因而，湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值中房地產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占有極大的比重，在形成大量的固定資產(chǎn)的同時，為政府提供巨額的財政收入。房地產(chǎn)市場的發(fā)展帶動一系列相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為社會提供大量的就業(yè)機會。在經(jīng)濟不景氣的情況下，房地產(chǎn)市場的發(fā)展有力地支持了湖南省地區(qū)經(jīng)濟的持續(xù)增長。

（2）經(jīng)濟的增長并不能促進房地產(chǎn)市場的繁榮，這也告訴我們在長期穩(wěn)定的市場里，需求才是決定供給的最重要因素。房地產(chǎn)作為一種固定資產(chǎn)，具有價格高、變現(xiàn)難、長期價格難以預期等特點，如果作為投資產(chǎn)品具有很大的風險，且湖南省地處中部，與北上廣深這些一線城市相比對外來人口的吸引力有限。主要的商品房庫存都得內(nèi)部消耗，所以即使是經(jīng)濟保持增長的趨勢也不能在市場需求不足的情況下，持續(xù)促使房地產(chǎn)市場的繁榮。

（3）在“新常態(tài)”經(jīng)濟的大背景下，湖南省房地產(chǎn)市場問題解決需要地方政府承擔起調(diào)控房地產(chǎn)市場的責任。住房既是經(jīng)濟問題，更是民生問題，政府需要做的就是為低收入住房困難群體提供住房保障，加大對棚戶區(qū)的改造，以及城市和農(nóng)村的危房改造。目前，湖南省城鎮(zhèn)化進行還在加快，所以房地產(chǎn)的需求還是剛性的，在鼓勵居民自住型住房和改善性住房的需求前提下，需因地制宜，約束和監(jiān)管房地產(chǎn)市場發(fā)展，從而保持房地產(chǎn)長期平穩(wěn)健康發(fā)展。

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