于 丹， 秦 捷， 方 丹， 王 博， 鄶楚婷

(遼寧石油化工大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，遼寧 撫順 113001)

房地產(chǎn)開發(fā)投資、GDP與我國房價的相關(guān)性分析

于 丹， 秦 捷， 方 丹， 王 博， 鄶楚婷

(遼寧石油化工大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，遼寧 撫順 113001)

近年來，由于房地產(chǎn)市場的過度自由以及部分房地產(chǎn)開發(fā)商投機等原因，房價飄忽不定，是扼待解決的國民生計問題。為了探掘影響我國房價的深層次原因，并解決房價不合乎理性的問題，選取我國2005—2014年時間序列數(shù)據(jù)，運用E-view分析軟件，通過協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗和廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法，分析了我國GDP和房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價的影響。研究結(jié)果表明，我國GDP對房價存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系，而房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價的影響則隨著時間的推移逐步減弱。

GDP； 房地產(chǎn)開發(fā)投資； 房價； 相關(guān)關(guān)系； 協(xié)整檢驗

我國的房地產(chǎn)市場是伴隨著停止住房實物分配的政策逐步推行，20世紀90年代正式形成的。房地產(chǎn)是近年來我國利益博弈最典型的領(lǐng)域，我國房價過高已經(jīng)是不爭的事實，集團利益決定房價走勢[1]。房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP是影響其變化的兩大重要因素，而相關(guān)學(xué)者只是單一地研究房價與房地產(chǎn)開發(fā)投資以及房價與GDP的關(guān)系，對三者之間的均衡關(guān)系研究甚少。數(shù)理統(tǒng)計模型是研究變量之間相關(guān)性以及密切程度的模型，通過數(shù)理統(tǒng)計模型對房地產(chǎn)進行研究，可提高房地產(chǎn)評估的精準度，滿足房地產(chǎn)批量評估的需求[2]。對房地產(chǎn)進行準確估價，對推動房價正常化、保障房地產(chǎn)公平交易、建立健康的房地產(chǎn)市場具有重要的意義[1-2]。因此，本文對與房價有密切關(guān)聯(lián)的GDP及房地產(chǎn)開發(fā)投資進行了相關(guān)性分析。

1 背 景

1.1 2005—2014年我國GDP概況

受經(jīng)濟危機等全球經(jīng)濟形勢的影響，我國GDP的增長速度不是恒定不變的。但是，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國GDP逐年增加。2005—2014年我國GDP變化情況見表1，數(shù)據(jù)來源于中國數(shù)據(jù)統(tǒng)計局的《2005—2014年中國統(tǒng)計年鑒》。

表1 2005—2014年我國GDP變化情況 億元

1.2 2005—2014年我國房地產(chǎn)發(fā)展概況

房地產(chǎn)作為國民經(jīng)濟的重要支柱性產(chǎn)業(yè)，其投資額逐年增加。然而，房地產(chǎn)開發(fā)投資(FT)的增長速度高于GDP的增長速度、房地產(chǎn)開發(fā)投資脫離正常增長曲線等不協(xié)調(diào)現(xiàn)象，勢必影響經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展，在某種程度上會成為房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展禁錮的枷鎖[3]。2005—2014年我國房地產(chǎn)開發(fā)投資情況如圖1所示。

圖1 2005—2014年我國房地產(chǎn)開發(fā)投資情況

由圖1可知，2009年之前我國房地產(chǎn)開發(fā)投資增長速度較慢，投資額較??；2009年之后，房地產(chǎn)開發(fā)投資增長速度陡然上升，投資數(shù)額逐年加大，2014年我國房地產(chǎn)開發(fā)投資已由2005年的15 909.2億元增長至95 935.6億元，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進入了高速增長的繁榮期。

1.3 2005—2014年我國房價變動情況

影響房價(FJ)的因素很多，例如房地產(chǎn)開發(fā)投資、GDP、市場監(jiān)制和調(diào)控措施等。因此，我國房價波動較大。近年來，受房地產(chǎn)業(yè)趨于飽和、政府加強調(diào)控與管制等因素的影響，房價日趨穩(wěn)定。2005—2014年我國房價走勢如圖2所示。

由圖2可以看出，2005—2014年我國房價總體呈波動上升趨勢，前期波動較大，后期則趨于平穩(wěn)； 2007—2008年受金融危機的影響，我國房價有所下降，其他年份均有不同程度的上漲。截止到2014年，我國房價已由2005年的3 167.6元/m2增長到6 323.0元/m2，價格翻了一翻。

圖2 2005—2014年我國房價走勢

2 數(shù)據(jù)與模型

2.1 數(shù)據(jù)的選擇

本文的研究周期為2005—2014年，房價、GDP以及房地產(chǎn)開發(fā)投資數(shù)據(jù)均來自《2005—2014年中國統(tǒng)計年鑒》。

2.2 因變量與自變量

近年來，我國的經(jīng)濟發(fā)展十分迅速，GDP從2005年的185 895.80億元增長到2014年的636 462.70億元，其中房地產(chǎn)業(yè)所占的比重非常大。在GDP增加的同時，房價也以20%的速率快速增長，而且增長速度遠高于房地產(chǎn)總投資。目前，對房地產(chǎn)的研究大體上分為兩個方面：一是房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP之間的關(guān)系，二是房價受房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響。然而，將三者聯(lián)系在一起進行的研究很少。為了研究影響房價關(guān)鍵的兩個因素——房地產(chǎn)開發(fā)投資及GDP對房價的影響，本文以我國房價為切入點，將其定義為因變量，引入GDP和房地產(chǎn)開發(fā)投資作為自變量進行計量分析，定量地解釋了兩者對房價的影響。

3 實證分析

3.1 ADF單位根檢驗

對非平穩(wěn)時間序列，一般將其轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)序列，這樣就可以應(yīng)用有關(guān)平穩(wěn)時間序列的方法進行研究。由于本文研究的對象是非平穩(wěn)的經(jīng)濟時間序列，故為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在分析時間序列數(shù)據(jù)之前，先檢驗?zāi)Ｐ蛿?shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗法檢驗?zāi)Ｐ蛿?shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對取對數(shù)后的變量即國內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)、房地產(chǎn)開發(fā)投資(lnFT)、房價(lnFJ)在樣本區(qū)間進行平穩(wěn)性檢驗[4]。ADF檢驗?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

式中，X、Y分別代表模型中的常數(shù)項和趨勢項；下標i為滯后項；εt為隨機擾動項。模型存在單位根

的零假設(shè)為H0：θ=0，當計算結(jié)果t統(tǒng)計量的值小于顯著性水平的臨界值時，拒絕存在單位根的原假設(shè)，認為序列不存在單位根[4]。ADF單位根檢驗結(jié)果見表3。

表3 ADF單位根檢驗結(jié)果

注：(C,T,K)中C、T、K分別表示ADF檢驗?zāi)Ｐ椭械慕鼐囗?、時間趨勢項、滯后階數(shù)[5]。

由表3可知，序列l(wèi)nGDP、lnFT和序列l(wèi)nFJ(lnGDP、lnFT和lnFJ，下同)均為一階單整序列， lnFJ一階差分后通過1%的顯著性檢驗， lnGDP和lnFT一階差分后通過5%的顯著性檢驗。因此，各變量一階差分后均為平穩(wěn)序列。

3.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的目的是判定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在本文中，雖然lnGDP和lnFT都表現(xiàn)出非平穩(wěn)的時間序列特征，但并不能確定二者之間是否存在某種反映變量之間存在長期穩(wěn)定比例關(guān)系的平穩(wěn)線性組合，即協(xié)整關(guān)系。因此，進行了協(xié)整檢驗，結(jié)果見表4。

表4 協(xié)整檢驗結(jié)果

由表4可知，兩個協(xié)整方程均能夠通過5%的顯著性水平檢驗，說明GDP、房地產(chǎn)總投資與房價之間存在長期均衡關(guān)系[6]。根據(jù)研究目的，本文選擇以房價為解釋變量的協(xié)整方程，協(xié)整方程如下：

lnFJ=-0.423lnFT+0.272lnGDP-0.035 8T

(T=1,2,…，10)

式中，T為時間趨勢。

從協(xié)整方程可知，房價與房地產(chǎn)開發(fā)投資呈負相關(guān)關(guān)系，與GDP呈正相關(guān)關(guān)系，且二者對房地產(chǎn)貢獻的彈性系數(shù)[7]分別為-0.423和0.272，即房地產(chǎn)開發(fā)投資和GDP分別減少1%和增加1%的額度時，房價分別增加0.423%和0.272%。

3.3 格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在長期的發(fā)展過程中，三個變量之間存在較為均衡的關(guān)系，但是兩個自變量與因變量之間的因果關(guān)系還不是很明確。因此，對變量進一步進行格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表5。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

在5%顯著性水平下，由模型原理得知，伴隨概率小于0.05，即不拒絕原假設(shè)；反之，拒絕原假設(shè)，表明兩變量間互為格蘭杰因果關(guān)系。由表5可知，lnFJ與lnGDP構(gòu)成雙向顯著的格蘭杰因果關(guān)系，即GDP的增加是房價增加的主要緣由，而房價的增加也促進GDP的增加[8]。lnFT與lnFJ之間在同樣的檢驗條件下不存在格蘭杰因果關(guān)系。

3.4 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

lnFT及l(fā)nGDP對lnFJ的脈沖響應(yīng)曲線如圖3所示。圖3(a)中，虛線表示房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價的脈沖響應(yīng)曲線；實線表示房價對房地產(chǎn)開發(fā)投資的響應(yīng)曲線。圖3(b)中，虛線表示GDP對房價的脈沖響應(yīng)曲線，實線表示房價對GDP的響應(yīng)曲線。

(a) lnFT

(b) lnGDP

由圖3(a)可知，房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價的脈沖響應(yīng)曲線呈“波浪型”，給房地產(chǎn)開發(fā)投資一個正沖擊后，房價呈先上升后下降的趨勢，并且變化值為正向，在第1期達到最大，約為0.060，在第3期達到最小值，約為0.375，預(yù)測時間大于7時，正向影響程度逐步減弱。這說明房地產(chǎn)業(yè)屬于支柱性產(chǎn)業(yè)，并發(fā)揮著重要作用。加大房地產(chǎn)開發(fā)投勢資必會拉動經(jīng)

濟的增長，GDP就會增加，進而拉動房價的增長。由于房地產(chǎn)開發(fā)投資的效果體現(xiàn)在GDP的增加幅度，所以隨著時間的增加，房地產(chǎn)開發(fā)投資的拉動效應(yīng)不是很明顯，會出現(xiàn) “瓶頸”效應(yīng)。

由圖3(b)可知，經(jīng)濟發(fā)展對房價的脈沖響應(yīng)曲線前期呈 “折線型”，后期呈較為圓滑的波浪型，給GDP一個正向沖擊之后給房價帶來上升的效應(yīng)，并且斜率較陡峭，在第1期到第2期GDP對房價的影響急劇增加，這也充分體現(xiàn)出國家宏觀調(diào)控的效果，在第2期之后呈現(xiàn)下降的趨勢，并且在第3期達到最小值，約為0.013，之后又呈上升趨勢，然后再下降，波動的規(guī)律性較強。這表明GDP的變化對房價的影響是主要的，在GDP增加的同時使社會整體的生產(chǎn)能力以及購買力有較好的發(fā)展，從而提升房價；房價上漲也會在一定程度上促進經(jīng)濟的增長，兩者之間相輔相成，相互影響。

3.5 方差分解

方差分解是分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，以此可評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，給出系統(tǒng)內(nèi)對內(nèi)生變量產(chǎn)生影響的各隨機擾動的相對重要性信息[9]。本文通過方差分解法檢驗了GDP與房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價的影響和貢獻度，方差檢驗結(jié)果見表6。

表6 方差檢驗結(jié)果

(1)從lnGDP與lnFJ之間的方差貢獻度來看，當預(yù)測時間小于3期時，房價變化量受自身波動沖擊的影響較大，第3期房價的貢獻度降到最小，為98.146 96%，從第3期開始則趨于平穩(wěn)；從整體看來，房價變化量受自身波動沖擊的影響波動較小，波動幅度一直穩(wěn)定在0.5%～2.0%。GDP對房價的影響呈上下波動，于第3期達到最大，其值為1.853 038%，且從整體看來，10期內(nèi)GDP的貢獻度保持在2.0%以內(nèi)。從二者之間的方差貢獻度波動特點來看，GDP與房價之間存在長期的相互依存、彼此促進的關(guān)系，GDP的提高意味著人們有更高的經(jīng)濟支付能力去解決住房問題，而房價在適當可控的范圍內(nèi)上升則有助于帶動整體經(jīng)濟的發(fā)展[10]。

(2)從lnFT對lnFJ的貢獻度來看，房地產(chǎn)總投資總體變化趨勢為先下降后上升，于第3期降到最小，其值為93.482 07%，第3期之前波動幅度大，之后則波動幅度較小。上述特點表明，我國房價的變化受房地產(chǎn)開發(fā)投資影響依舊較大，但隨著房地產(chǎn)行業(yè)的日漸飽和及國家對房地產(chǎn)市場調(diào)控措施的相繼出臺，房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價的影響逐漸減弱。

(3)從短期來看，GDP和房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價變化的貢獻度及貢獻增幅均較大，但從長期來看，GDP對房價的影響仍然保持波動狀態(tài)，而房地產(chǎn)開發(fā)投資對房價變化的貢獻初期幅度較大，到后期則逐漸減小，出現(xiàn)下降的趨勢。由此可以看出，從長遠來看，與加大房地產(chǎn)開發(fā)投資相比，穩(wěn)步提升GDP，提高我國總體經(jīng)濟生產(chǎn)能力和生產(chǎn)效益，對長期合理有效地調(diào)控房價更具有現(xiàn)實意義[11]。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

房地產(chǎn)開發(fā)投資以及經(jīng)濟發(fā)展的變化都會使房價發(fā)生變化，單個變量之間存在長期的均衡關(guān)系。然而，檢驗結(jié)果表明，雖然兩個自變量都是影響因變量較為主要的因素，但是在一定程度上GDP的影響程度更大一些。房價與房地產(chǎn)開發(fā)投資呈負相關(guān)關(guān)系，與GDP呈正相關(guān)關(guān)系，且二者對房地產(chǎn)貢獻的相關(guān)系數(shù)分別為-0.423和0.272。房地產(chǎn)行業(yè)是一個周期性變化行業(yè)，當其趨于飽和時，市場需求度就會下降，反之就會上升。所以，處理好三者之間的關(guān)系，才能保證房地產(chǎn)業(yè)消滅“泡沫”效應(yīng)，促進經(jīng)濟的發(fā)展。

4.2 建議

(1)政府應(yīng)積極發(fā)揮宏觀調(diào)控的作用，建立相應(yīng)的調(diào)控機制，加強對房地產(chǎn)開發(fā)與銷售市場的監(jiān)督和管理，嚴厲打擊與治理惡意投機、炒作和哄抬房價的行為[12]。

(2)政府應(yīng)積極引導(dǎo)房地產(chǎn)開發(fā)投資導(dǎo)向，根據(jù)社會實際需求調(diào)整房地產(chǎn)供應(yīng)層次和結(jié)構(gòu)。建立健全房地產(chǎn)開發(fā)和投資運營管理體系，嚴格控制房地產(chǎn)市場定價規(guī)則，加強房地產(chǎn)市場信息系統(tǒng)建設(shè)，防止房地產(chǎn)市場“泡沫”效應(yīng)的滋生和蔓延。

(3)堅持貫徹落實以經(jīng)濟建設(shè)為中心的基本路線，大力發(fā)展國民經(jīng)濟，逐步縮小區(qū)域差距，切實提高公民的消費能力和消費水平，為更好地建設(shè)房地產(chǎn)市場奠定堅實的經(jīng)濟基礎(chǔ)。

[1] 李永樂，吳群. 我國房價與房地產(chǎn)投資的相關(guān)性研究——基于2004—2012年35個大中型城市的數(shù)據(jù)分析[J].價格理論與實踐，2013(11)：70-71.

[2] Lancaster K J.A new approach to consumer theory[J].Journal of Political Economy，1966，74(2)：132-157.

[3] 張紹良，李晶晶，公云龍.基于特征價格模型的城市住宅價格影響因素研究[J].地域研究與開發(fā)，2013，32(4)：80-83.

[4] 高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006：126-171.

[5] 于丹，方丹，王博，等.遼寧省外商直接投資與碳排放的相關(guān)性研究[J].遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報，2015，35(5)：77-82.

[6] 閆之博.GDP與FDI對中國房價影響效果的實證分析[J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2007(1)：177-179.

[7] 陳杰.中國住宅價格的收入彈性估計及其區(qū)域性差異[J].世界經(jīng)濟文匯，2010(3)：42-52.

[8] 徐麗，簡迎輝.基于前景理論視角的房地產(chǎn)定價感知風(fēng)險分析[J].武漢理工大學(xué)學(xué)報(信息與管理工程版)，2015，37(5)：659-661.

[9] 張紹良，王振山，侯湖平. 淺談建設(shè)用地的集約與生態(tài)協(xié)同利用[J].中國土地，2014(7)：29-30.

[10] 李美丹. 房地產(chǎn)投資與房價的相關(guān)分析——基于房地產(chǎn)泡沫的分析[J].中國物價，2007(3)：58-80.

[11] 吳江玲.論我國房價上漲原因及減緩房價上漲的措施[J].北方經(jīng)濟，2013(9)：64-66.

[12] 陳健，高波.收入差距、房價與消費變動——基于面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程模型的分析[J].上海經(jīng)濟研究，2012(2)：53-62.

(編輯 宋錦玉)

Correlation Analysis among Real Estate Development Investment, GDP and House Price in China

Yu Dan， Qin Jie， Fang Dan， Wang Bo， Kuai Chuting

(SchoolofEconomics&Management，LiaoningShihuaUniversity，F(xiàn)ushunLiaoning113001，China)

In recent years, due to excessive freedom, some real estate developers' speculation and other reasons, the real estate market prices drift influenced national welfare and the people's livelihood. So this problem needed to be solved. In order to explore the deep-seated reasons affecting China's housing prices, study the irrationality of housing prices and solve the problem, the time series data was selected from 2005 to 2014, using E-view analysis software, through cointegration test, Grainger causality test and generalized impulse response function method, analyzes the impact of China's GDP and real estate development investment to changes in prices. The research results showed that China's GDP had long-term stable equilibrium relationship of prices, and price influence of real estate development and investment gradually weakened with the passage of time.

GDP； Real estate development investment； House price； Correlation； Cointegration test

1672-6952(2017)01-0070-05

投稿網(wǎng)址：http://journal.lnpu.edu.cn

2015-08-07

2015-10-25

遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金項目(L15AGL007)。

于丹(1978-)，女，碩士，講師，從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟方面的研究；E-mail：yudansun@163.com。

[TU-9]

A

10.3969/j.issn.1672-6952.2017.01.014