丁鈺驊 張會(huì)榮

摘 要：以云南省2000-2019年GDP數(shù)據(jù)和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額為數(shù)據(jù)樣本，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)探討云南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。結(jié)果表明：云南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系;應(yīng)該正確認(rèn)識(shí)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，以新發(fā)展理念引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展，合理確定房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資規(guī)模，同時(shí)孵化多元化的新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，避免過(guò)度依賴房地產(chǎn)投資。

關(guān)鍵詞：云南;房地產(chǎn)投資;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

中圖分類號(hào)：F2 ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ? ?doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2021.03.006

0 引言

自從1998年我國(guó)住房體制改革啟動(dòng)以來(lái)，房地產(chǎn)業(yè)迅猛發(fā)展，成了國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)之一，推動(dòng)了城鎮(zhèn)化進(jìn)程，發(fā)揮著不可替代的作用。2020年1月17日，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布2019年1～12月份全國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資數(shù)據(jù)：全國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資132194億元，比上年增長(zhǎng)9.9%，占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重高達(dá)13.34%，而2000年，全國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額占GDP的比重僅為5.48%。相應(yīng)地，云南省2019年房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額占GDP的比重更是高達(dá)17.88%、高于同期全國(guó)比重幅度達(dá)4.54%;而2000年，其占GDP的比重僅為2.97%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于同期全國(guó)水平。

一直以來(lái)，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的相關(guān)研究就受到廣泛關(guān)注。Miles（2009）應(yīng)用VAR模型分析了美國(guó)住宅投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，結(jié)果顯示：住宅投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)至關(guān)重要。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的探討，一直持續(xù)不斷，既有理論研究，也有實(shí)證分析。吳宇婷、韓曉虎（2011）對(duì)海南房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為海南房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正相關(guān)關(guān)系。許憲春（2015）等探討了房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)對(duì)中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)増長(zhǎng)的 作用。吳旖雯（2016）對(duì)廣東房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析表明，廣東房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，兩者是相互促進(jìn)，相互影響的關(guān)系。黎紹凱（2017）分析了房地產(chǎn)投資擠出效應(yīng)如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。王珍（2018）對(duì)武漢市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了計(jì)量關(guān)系研究，指出：武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)并不必然導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。景剛（2019）基于規(guī)模差異、區(qū)域差異及空間溢出效應(yīng)視角，探討了中國(guó)房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。崔廣亮、高鐵梅（2020）建立面板數(shù)據(jù)模型分析得出結(jié)論：城市房地產(chǎn)投資與城市產(chǎn)出存在倒U型曲線關(guān)系。周洪兵（2020）基于新發(fā)展理念視角，探討了房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響效應(yīng)。

綜上，大部分研究認(rèn)為房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但各地區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異程度不一、情況各有不同。近年來(lái)，云南省房地產(chǎn)投資持續(xù)加快，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)作用突出。本文針對(duì)云南房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，以期為云南經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量跨越式增長(zhǎng)、加快建設(shè)面向南亞?wèn)|南亞輻射中心提出一些建議。

1 數(shù)據(jù)選取與模型設(shè)定

選擇國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量云南經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)，選取房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額INV 來(lái)表示云南房地產(chǎn)投資水平。以云南省2000-2019年的數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)源自《云南統(tǒng)計(jì)年鑒》。

為了一定程度上消除異方差，對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)。進(jìn)而構(gòu)建計(jì)量模型如下：

lnGDPt=a+b×lnINVt+εt

式中l(wèi)nGDPt為第t年的GDP取自然對(duì)數(shù);lnINVt為第t年的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額INV取自然對(duì)數(shù)，εt 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

以下將通過(guò)依次使用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)考察云南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)分析均采用Eviews7.2完成。

2 單位根檢驗(yàn)

根據(jù)取對(duì)數(shù)后的GDP與INV數(shù)據(jù)的走勢(shì)圖（圖1）可以初步判斷兩個(gè)序列都存在趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)的，可能為不平穩(wěn)時(shí)間序列。

不平穩(wěn)的時(shí)序變量之間有可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。所以，為了避免對(duì)數(shù)化后的國(guó)民生產(chǎn)總值（ln（GDP））與房地產(chǎn)投資（ln（INV））之間產(chǎn)生偽回歸，在圖形觀察的基礎(chǔ)上，必須進(jìn)一步檢驗(yàn)兩個(gè)序列的平穩(wěn)性。這里采用ADF單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1所示。

由表1可知，時(shí)間序列l(wèi)n（GDP）與ln（INV）經(jīng)過(guò)二階差分則平穩(wěn)了，故為二階單整序列，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

3 協(xié)整檢驗(yàn)

（1）協(xié)整回歸。為了建立 ln（GDP）與ln（INV）之間的協(xié)整模型，并考慮到GDP受前期水平的影響，具有一定的慣性，所以考慮把自回歸成分 ln（GDP）t-1也加入到模型的解釋變量中，即前述模型調(diào)整為如下模型：

lnGDPt=a+b1×lnGDPt-1+b2×lnINVt+εt

即把 ln（GDP）t對(duì)ln（GDP）t-1和ln（INV）t進(jìn)行普通最小二乘法（OLS）線性回歸，結(jié)果如下：

ln（GDP）t=1.6912+0.6933ln（GDP）t-1+0.1664ln（INV）t

t ?（3.6886） ?（7.6501） ? （3.2990）

R2=0.9975 ?DW=1.5743

（2）殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)上述模型得到的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（表2）。

由表2知?dú)埐钚蛄胁淮嬖趩挝桓?，即為平穩(wěn)序列，即存在一個(gè)平穩(wěn)線性組合，故2000-2019年云南省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著一種長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。

4 誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系僅僅能表明變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系，進(jìn)一步可以建立誤差修正模型、以反映變量之間的短期波動(dòng)關(guān)系。但在誤差修正模型建立過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，ln（GDP）t-1改變量前面的系數(shù)并不顯著，故剔除之，最后得到誤差修正模型結(jié)果如下：

Δln（GDP）=0.0531+0.3342Δln（INV）-0.5148ECM（-1）

t （2.9599） ?（4.4252） ?（-1.7777）

R2=0.6137 ?DW=2.0219

（1）從Δln（INV）的系數(shù)及t值可知，云南省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額的短期變化在5%的顯著性水平下對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著正向影響，房地產(chǎn)投資額增加 1 個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)影響經(jīng)濟(jì)規(guī)模增加 0.3342個(gè)百分點(diǎn)，和類似文獻(xiàn)比較，顯然高于全國(guó)平均水平;事實(shí)上，根據(jù)最新數(shù)據(jù)，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布31省份2020年一季度房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資數(shù)據(jù)，云南省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額高居全國(guó)第8位，在西部地區(qū)僅僅排在重慶后一位。

（2）模型中誤差修正項(xiàng)ECM（-1）的系數(shù)顯示了當(dāng)年對(duì)于上一年房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額與GDP偏離長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系的糾正，系數(shù)為 -0.5148，符合反向糾正機(jī)理，上一期的偏差越遠(yuǎn)，本期的糾正量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。雖然ECM（-1）的系數(shù)的t值表明其在10%的顯著性水平下才成立，而且相對(duì)而言可決系數(shù)較低，但模型整體顯著性尚可，且其余各系數(shù)t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，能夠表明其應(yīng)有的經(jīng)濟(jì)含義。

5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

前述協(xié)整檢驗(yàn)表明了云南省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間是存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的，但二者孰為因果？進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3所示。

由表3可知，當(dāng)滯后1期時(shí)，都不能拒絕原假設(shè);而當(dāng)滯后期為2時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的Granger原因，而房地產(chǎn)的投資增長(zhǎng)并不一定導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);其余更高階滯后期（限于篇幅未列表），二者均互不為Granger原因。

6 結(jié)論與討論

（1）實(shí)證分析表明，云南房地產(chǎn)投資額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，房地產(chǎn)投資額的提高對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值具有較大的促進(jìn)作用。協(xié)整分析顯示：長(zhǎng)期均衡關(guān)系中l(wèi)n（INV）對(duì)ln（GDP）的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)相對(duì)較小，ln（INV）變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，云南的ln（GDP）變動(dòng)0.1664個(gè)百分點(diǎn);而短期的誤差修正模型則顯示ln（INV）短期變動(dòng)對(duì)當(dāng)期ln（GDP）的變動(dòng)產(chǎn)生較強(qiáng)的正方向影響、達(dá)到0.3342個(gè)百分點(diǎn);誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.5148，反映了長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系對(duì)短期波動(dòng)的制約程度、將非均衡狀態(tài)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)移動(dòng)。

（2）格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)滯后期為2時(shí)，云南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)并不必然導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);其余各階滯后期二者均互不為格蘭杰原因。

（3）房地產(chǎn)投資在國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具有特殊地位與作用，在“房住不炒”的新發(fā)展理念和城鎮(zhèn)化穩(wěn)步發(fā)展的背景下，要理性認(rèn)識(shí)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，根據(jù)云南發(fā)展現(xiàn)狀以及加快建設(shè)面向南亞?wèn)|南亞輻射中心的定位，合理引導(dǎo)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資規(guī)模、分階段有序規(guī)劃;大力孵化多元化的新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，避免過(guò)度依賴房地產(chǎn)投資，跨越式地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)

[1]Miles W.Housing investment and the U.S.economy：How have the relationships changed？.The Journal o f Real Estate Research，2009，31（3）：329-349.

[2]吳宇婷，韓曉虎.海南房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究——基于海南省1990—2009年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2011，（1）：79-80.

[3]許憲春，賈海，李皎，等.房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)對(duì)中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)増長(zhǎng)的作用研究[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2015，（1）：80-101.

[4]吳旖雯.廣東房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)師，2016，（9）：205-208.

[5]黎紹凱.房地產(chǎn)投資擠出效應(yīng)及對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——來(lái)自290個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)的分析[D].昆明：云南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2017.

[6]王珍.武漢市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量關(guān)系研究[J].中國(guó)房地產(chǎn)， 2018，（36）：28-33.

[7]景剛.中國(guó)房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究——基于規(guī)模差異、區(qū)域差異及空間溢出效應(yīng)視角[D].大連：東北財(cái)經(jīng)大學(xué)，2019.

[8]崔廣亮，髙鐵梅.房地產(chǎn)投資、居民消費(fèi)與城市經(jīng)濟(jì)増長(zhǎng)[J].系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2020，40（7）：1655-1670.

[9]周洪兵.房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響效應(yīng)研究——基于新發(fā)展理念視角[D].南昌：江西師范大學(xué)，2020.