王穎

摘要：房地產(chǎn)投資對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長有重要作用，探究二者之間實(shí)質(zhì)關(guān)系具有重要意義。本文以河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長為研究對(duì)象，實(shí)證分析二者之間的長期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系及短期修正關(guān)系。結(jié)果表明，河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系；房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有重要拉動(dòng)作用；實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長與長期均衡值之間的偏差可以得到較大幅度的修正；房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長之間拉動(dòng)作用隨著時(shí)間推移而逐漸減弱。因而，加強(qiáng)對(duì)房地產(chǎn)投資的政策調(diào)控，發(fā)揮其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)作用成為應(yīng)有之義。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長；誤差修正模型

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2016）033-000-02

改革開放以來，我國房地產(chǎn)業(yè)伴隨經(jīng)濟(jì)增長而快速發(fā)展。房地產(chǎn)業(yè)是我國國民經(jīng)濟(jì)的重要產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度大，對(duì)國民經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)作用強(qiáng)，對(duì)推動(dòng)城鎮(zhèn)化和工業(yè)化具有重要助力，能夠改善城市居住環(huán)境、提高居民生產(chǎn)生活水平、促進(jìn)居民家庭財(cái)富積累，成為國民經(jīng)濟(jì)增長的重要推動(dòng)力和增長點(diǎn)。近期，我國房地產(chǎn)價(jià)格漲跌區(qū)域差異明顯，沿海部分地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)暴漲，內(nèi)地房地產(chǎn)價(jià)格呈平穩(wěn)增長態(tài)勢，引發(fā)眾多關(guān)注。

河南省作為中部地區(qū)的典型大省，改革開放以來經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，同時(shí)房地產(chǎn)業(yè)也實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展。國民經(jīng)濟(jì)增長與房地產(chǎn)投資之間動(dòng)態(tài)關(guān)系如何？房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長是否有促進(jìn)作用？二者是互為因果還是單向因果關(guān)系？這些問題的回答，為河南省房地產(chǎn)投資健康發(fā)展及房地產(chǎn)市場規(guī)范運(yùn)行提供理論依據(jù)，對(duì)探究我國國民經(jīng)濟(jì)增長與房地產(chǎn)投資之間的關(guān)系，合理調(diào)控房地產(chǎn)投資與房地產(chǎn)價(jià)格漲跌，發(fā)揮房地產(chǎn)投資對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的重要作用，有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

一、河南省房地產(chǎn)投資與GDP基本情況

自20世紀(jì)90年代以來，伴隨著人民生活水平的提高，住房制度改革的深化，河南省房地產(chǎn)業(yè)得到迅速發(fā)展。根據(jù)《河南統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991-2015）數(shù)據(jù)，河南省城鎮(zhèn)房地產(chǎn)開發(fā)投資額（記為RI）從1990年的3.43億元上升到2000年的77.87億元，進(jìn)而上升到2014年的4375.7億元。同期，河南省GDP也由1990年的935億元上升到2000年的5052.99億元，進(jìn)而上升到2014年的34938億元。

河南省房地產(chǎn)投資增長與GDP增長趨勢大致相同，房地產(chǎn)投資平均增速達(dá)39.33%，遠(yuǎn)高于GDP 16.59%的平均增速。受經(jīng)濟(jì)景氣度周期性影響，房地產(chǎn)投資增速變動(dòng)更加劇烈，波幅更大，GDP增速波動(dòng)相對(duì)平穩(wěn)。2008年以后，河南省房地產(chǎn)投資增速與GDP增速呈雙雙下滑趨勢，增速更加平穩(wěn)，進(jìn)入經(jīng)濟(jì)增長的“新常態(tài)”。

二、河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析

選取城鎮(zhèn)房地產(chǎn)開發(fā)投資額（以RI表示）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（以GDP表示）分別代表房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長，用Eviews分析軟件對(duì)河南省1990—2014年的GDP及RI的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。從增速來看，GDP與房地產(chǎn)投資RI具有共同趨勢，表明二者之間可能存在協(xié)整關(guān)系，因此首先考慮采用協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)證二者之間的關(guān)系，進(jìn)而考慮采用誤差修正模型考察二者在實(shí)際演進(jìn)過程中的偏差及短期修正，最后采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)河南省房地產(chǎn)投資RI和GDP之間的因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由協(xié)整理論可知，若兩個(gè)時(shí)間序列自身非平穩(wěn)，不能直接進(jìn)行回歸分析，否則會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，得出錯(cuò)誤結(jié)論。但若兩個(gè)時(shí)間序列單整階數(shù)相同，就有可能協(xié)整，在協(xié)整狀態(tài)下可以進(jìn)行回歸分析。因而，檢驗(yàn)時(shí)間序列是否具有協(xié)整關(guān)系應(yīng)首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行自身平穩(wěn)性檢驗(yàn)，平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法常用的是ADF檢驗(yàn)。

由于兩個(gè)變量呈指數(shù)上升趨勢，為了將其轉(zhuǎn)化為線性，消除潛在的異方差問題，對(duì)兩個(gè)變量同時(shí)取對(duì)數(shù)，分別表示為lnGDP和lnRI，對(duì)各數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)之后不會(huì)改變數(shù)據(jù)的性質(zhì)和關(guān)系，用Eviews6.0分別對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，由表2可知，lnGDP與lnRI的水平單位根及一階單位根均為非平穩(wěn)，二階單位根在5%的顯著性水平下均為平穩(wěn)。

（二）變量的協(xié)整分析

由于序列l(wèi)nGDP和序列l(wèi)nRI均為二階單整，可以對(duì)二者進(jìn)行協(xié)整分析。為了分析房地產(chǎn)投資額lnRI與經(jīng)濟(jì)增長lnGDP之間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要先做兩個(gè)變量之間的回歸，然后檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性。對(duì)lnGDP和lnRI進(jìn)行回歸分析，可得：

lnGDP = 6.34 + 0.49lnRI （1）

（0.064187）（0.012188）

t =（98.84319）（39.95437）

R2=0.993156 DW=1.567709

令et為該方程的殘差序列，即

et= lnGDP – 0.486957lnRI – 6.344495 （2）

對(duì)該殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)可得，在5%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為-2.483266，小于相應(yīng)的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明經(jīng)濟(jì)增長水平lnGDP與房地產(chǎn)投資額lnRI之間存在協(xié)整關(guān)系。由于式（1）中l(wèi)nRI前的系數(shù)表示彈性，即長期來看，在其他因素不變的條件下，房地產(chǎn)投資增加1%，可以帶動(dòng)河南省GDP增長0.49個(gè)百分點(diǎn)。這反映了房地產(chǎn)投資對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度較高，拉動(dòng)作用較強(qiáng)，也反映出河南省經(jīng)濟(jì)增長對(duì)房地產(chǎn)投資的依賴性較強(qiáng)。

（三）異方差的懷特檢驗(yàn)

由于變量可能存在異方差，影響回歸的實(shí)際效果，故需對(duì)變量進(jìn)行異方差檢驗(yàn)（采用對(duì)數(shù)方法并不能完全消除異方差風(fēng)險(xiǎn)），本文采取懷特檢驗(yàn)方法。由回歸方程lnGDP = 6.344495 + 0.49lnRI，做殘差平方et2與lnRI、lnRI2的輔助回歸，可得：

et2=α0+α1lnRI+α2lnRI2 （3）

由回歸結(jié)果可得nR2=1.805604，在α=0.05的情況下，查X2分布表，得臨界值X20.05（2）=5.9915。比較二者可得nR2

（四）誤差修正模型

為考察房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期均衡關(guān)系，建立誤差修正模型。由于lnRI和lnGDP是協(xié)整的，故可建立誤差修正模型，這里采取滯后一期的形式：

ΔlnGDPt=α+βΔlnRI t+γecmt-1+εt （4）

其中，

ΔlnGDPt = lnGDPt-lnGDPt-1

ΔlnRIt=lnRIt-lnRIt-1

ecmt-1=et-1

對(duì)（4）式進(jìn)行回歸，由Eviews回歸結(jié)果得到誤差修正模型的估計(jì)式為：

ΔlnGDP t = 0.045+ 0.34ΔlnRIt-0.87ecmt-1 （5）

（0.020243）（0.069953）（0.219955）

t=（2.232121） （4.904867）（-3.943499）

R2= 0.777096 DW= 1.727740

上述估計(jì)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長水平的變化不僅取決于房地產(chǎn)投資額的變化，而且還取決于上一期經(jīng)濟(jì)增長水平對(duì)均衡水平的偏離值。該模型表明房地產(chǎn)投資的短期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正影響，模型中誤差修正系數(shù)為-0.87，表明經(jīng)濟(jì)增長實(shí)際值與長期均衡值之間的偏差有86.7%得到修正，這確保了經(jīng)濟(jì)增長在長期均衡范圍內(nèi)平穩(wěn)波動(dòng)。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)主要用于檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量之間是否具有因果關(guān)系以及誰是因誰是果，防止出現(xiàn)毫無經(jīng)濟(jì)意義的偽回歸出現(xiàn)。這里采用滯后階數(shù)分別為1、2、3的Granger檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

對(duì)變量lnRI和變量lnGDP進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，經(jīng)試算后知滯后階數(shù)取3較為合適，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。由表2可以看出，對(duì)于5%的置信水平，在滯后1-2年時(shí)，lnRI是lnGDP的格蘭杰原因，即房地產(chǎn)投資是拉動(dòng)河南省經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，而lnGDP對(duì)lnRI的影響不并顯著；滯后3年時(shí)，二者之間有雙向的因果關(guān)系；滯后3年以上兩個(gè)變量因果關(guān)系均不顯著。

三、結(jié)論

根據(jù)以上分析，河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用較強(qiáng)。由于房地產(chǎn)業(yè)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)其他行業(yè)有高度關(guān)聯(lián)性，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以帶動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，房地產(chǎn)投資的規(guī)模和力度將在一定程度上影響河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因而，需要政府對(duì)房地產(chǎn)投資進(jìn)行合理調(diào)控，發(fā)揮其對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速增長。一方面應(yīng)積極深化制度創(chuàng)新，改善投資環(huán)境，加大城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為房地產(chǎn)業(yè)持續(xù)健康發(fā)展創(chuàng)造良好條件；另一方面，應(yīng)合理調(diào)控房地產(chǎn)投資，嚴(yán)控房地產(chǎn)投機(jī)。

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作者簡介：王 穎（1984-），女，湖北武漢人，碩士，經(jīng)濟(jì)師，綜合辦公室副主任兼人力資源部副部長，主要從事企業(yè)管理研究。