梁唯一 集美大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院

一、引言

廈門地處福建省東南部，與漳州、泉州并稱廈漳泉閩南金三角經(jīng)濟(jì)區(qū)。1980年10月7日中央批復(fù)將其設(shè)立為經(jīng)濟(jì)特區(qū)，并在2010年將經(jīng)濟(jì)特區(qū)由廈門島內(nèi)擴(kuò)大到全市。2020年，廈門地區(qū)生產(chǎn)總值達(dá)到6 384.02億元，較上年增長6%，其中房屋總銷售額為1 223.32億元，約占廈門地區(qū)生產(chǎn)總值的19%?？v觀廈門地區(qū)2003年至2020年的房屋總銷售額數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，廈門房屋銷售額一直處于高位運(yùn)行狀態(tài)，廈門地區(qū)生產(chǎn)總值在2003年至2020年增長率為885%，而房屋銷售額的增長率達(dá)到1 660%，這些數(shù)據(jù)表明房屋銷售額的增長速度明顯快于經(jīng)濟(jì)增長的速度，廈門地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在一定程度的失衡，對房地產(chǎn)的依賴很有可能導(dǎo)致房地產(chǎn)泡沫以及通貨膨脹。因此，本文通過研究房屋銷售額與廈門地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，合理估計(jì)房屋銷售額對廈門地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用，這對建設(shè)廈門經(jīng)濟(jì)特區(qū)，促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

二、廈門市房屋銷售水平發(fā)展情況

(一)房價(jià)居于高位且逐年增長

由于近幾年以來國家實(shí)行限購、限價(jià)、限貸等措施，廈門地區(qū)房價(jià)的快速上漲趨勢已經(jīng)受到了一定的遏制，但結(jié)合2012年至2021年7月的房地產(chǎn)均價(jià)可以發(fā)現(xiàn)，廈門地區(qū)的房價(jià)仍處于高位，且存在逐年上升的趨勢。

2020年廈門地區(qū)房地產(chǎn)均價(jià)為46 188.33元，相比2019年的45 161.92元，同比增長了2%，而相比2012年的15 488.17元，房地產(chǎn)均價(jià)的增長率高達(dá)198%。筆者認(rèn)為廈門地區(qū)房價(jià)居高不下且連年增長的原因主要有：

1.成本推動(dòng)房價(jià)增長

由于土地購置費(fèi)、設(shè)備工器具購置費(fèi)漲價(jià)以及工人工資提高等因素造成房價(jià)上漲。例如，據(jù)廈門市統(tǒng)計(jì)局的資料顯示，廈門市勞動(dòng)工資增長迅速，2019年廈門地區(qū)勞動(dòng)人員年人均工資為96 193元，比上年增長12 354元，扣除物價(jià)因素實(shí)際增長率為11.4%。

2.消費(fèi)者的投機(jī)行為

由于大部分消費(fèi)者缺乏基本的投資知識以及金融產(chǎn)品投資渠道的匱乏，導(dǎo)致許多消費(fèi)者將閑置資金投入房地產(chǎn)市場，且大部分消費(fèi)者在廈門地區(qū)買房不是因?yàn)樽陨韺幼〉男枨蠖菫榱说却績r(jià)上漲后轉(zhuǎn)賣以期獲得高額的差價(jià)收益，這種“炒房”的投機(jī)行為是導(dǎo)致廈門地區(qū)房價(jià)泡沫的最主要因素。

3.政府的影響

地方政府稅收對于房地產(chǎn)業(yè)的依賴性過強(qiáng)也是導(dǎo)致廈門地區(qū)房價(jià)增長的原因。房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以帶動(dòng)地區(qū)其他制造業(yè)如建材業(yè)、水泥業(yè)等發(fā)展從而拉動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)正增長，且發(fā)展房地產(chǎn)行業(yè)所帶來的高額土地購置稅費(fèi)以房屋購置稅費(fèi)也是地方政府難以放棄房地產(chǎn)行業(yè)，促使房價(jià)“水漲船高”的原因。

圖1 2012年—2021年廈門市房價(jià)趨勢圖

(二)房屋銷售額呈緩慢增長趨勢

圖2 2003年—2020年廈門地區(qū)房屋銷售額趨勢圖

根據(jù)廈門統(tǒng)計(jì)局提供的2003年至2020年廈門地區(qū)房屋銷售額的數(shù)據(jù)，可以看出2003年至2015年廈門市房屋銷售額快速增長，由69.5億元增加至1 217.94億元，增幅達(dá)到1 653%，2015年以后，房屋銷售額有些許回落，大致在920億元到1 220億元左右震蕩。另外，2003年至2020年間，房屋銷售額占廈門地區(qū)生產(chǎn)總值的比率有較大幅度的波動(dòng)，其中，2009年房屋銷售額僅占廈門地區(qū)生產(chǎn)總值的11%，而在2015年，房屋銷售額占廈門地區(qū)生產(chǎn)總值的比率高達(dá)32%，2015年后，房屋銷售額在廈門地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比趨于穩(wěn)定，大約為20%左右。這些數(shù)據(jù)表明，2003年至2015年期間，廈門地區(qū)的房地產(chǎn)業(yè)銷售火熱，而在2015年以后，房地產(chǎn)業(yè)的投資熱度下降，房屋銷售額呈緩慢增長趨勢。

三、房屋銷售額對廈門市經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析

(一)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型說明

1.變量設(shè)計(jì)

廈門地區(qū)的生產(chǎn)總值代表廈門地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)所生產(chǎn)的最終產(chǎn)品和服務(wù)的市場價(jià)值總和，可以用來衡量該地區(qū)的生活水平及經(jīng)濟(jì)增長程度，故選用廈門地區(qū)2003年至2020年的GDP來表示廈門地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長狀況，并作為模型的一個(gè)變量，用Y表示。此外，根據(jù)所選取的廈門地區(qū)生產(chǎn)總值的時(shí)間區(qū)間，選定2003年至2020年廈門地區(qū)的房屋銷售額作為另一個(gè)變量，用X表示。以上數(shù)據(jù)均來自廈門市統(tǒng)計(jì)局的《特區(qū)年鑒》。

2.數(shù)據(jù)處理

為了消除原始變量的異方差影響，對所選變量做對數(shù)處理，經(jīng)處理后的數(shù)據(jù)不會影響變量間的相關(guān)關(guān)系。Y對數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)記為lnY，X對數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)記為lnX。數(shù)據(jù)分析均采用Eviews10.0進(jìn)行。

(二)模型實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

根據(jù)lnY與lnX數(shù)據(jù)的走勢圖(圖3)可以初步判斷兩個(gè)序列可能都存在趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)，可能為不平穩(wěn)的時(shí)間序列。

圖3 lnY與lnX的時(shí)序圖

利用ADF單位根檢驗(yàn)法對lnY和lnX進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，取顯著性水平為5%，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnY與lnX的原序列都存在單位根，為非平穩(wěn)序列。對lnY和lnX進(jìn)行一階差分后，其P值小于5%，可以拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，因此，lnY與lnX為同階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

首先對lnY與lnX進(jìn)行協(xié)整回歸，結(jié)果如下(括號中為t值)：

表2 殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知?dú)埐钚蛄胁淮嬖趩挝桓?，為平穩(wěn)序列。據(jù)此可以表明lnY與lnX是(1，1)階協(xié)整，并存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.VAR模型的建立

(1)滯后階數(shù)的判定。本文采用多準(zhǔn)則聯(lián)合確定的方法，對滯后階數(shù)進(jìn)行選擇，選擇滯后階數(shù)k=3。選擇結(jié)果見圖4。

圖4 VAR滯后階數(shù)k的選擇結(jié)果

(2)VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。經(jīng)過檢驗(yàn)可知，滯后期長度為1，內(nèi)生變量為6的VAR模型，其中每一個(gè)特征根倒數(shù)的模都落在單位圓內(nèi)，不存在單位圓外的根，據(jù)此可以判斷該VAR模型具有穩(wěn)定性。檢驗(yàn)結(jié)果見圖5。

圖5 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

由此可以得出VAR模型的估計(jì)結(jié)果：

(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。上述協(xié)整檢驗(yàn)只能證明lnY與lnX之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，其中孰為因果還需進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，來分析兩變量之間的因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見圖6。

圖6 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

由上圖可知，在lnX的方程中，lnX作為被解釋變量對解釋變量lnY進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，不構(gòu)成對lnY的因果檢驗(yàn)關(guān)系；而在lnY的方程中，lnY作為被解釋變量對解釋變量lnX進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，所得聯(lián)合分布統(tǒng)計(jì)量為9.364 606，且在5%的水平上與lnX存在因果關(guān)系。因此，該VAR模型的回歸函數(shù)為：

(4)脈沖響應(yīng)函數(shù)?；谏鲜鏊⒌腣AR模型，可以刻畫出lnY與lnX之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)，從而分析它們之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。脈沖函數(shù)圖見圖7。

圖7 VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

由上圖可知，lnX對來自lnY的擾動(dòng)沒有做出太大的響應(yīng)，lnX在第一期到第三期的響應(yīng)值均接近0，隨后有緩步上升，并在第五期達(dá)到響應(yīng)峰值，在此之后lnY對lnX的沖擊作用逐步下降，響應(yīng)值又之間接近X軸，總體來看lnY雖然對lnX存在沖擊作用，但效果并不顯著；而lnY對來自lnX的擾動(dòng)反應(yīng)劇烈，并在第三期達(dá)到負(fù)峰值，在第五期達(dá)到正峰值，這樣的結(jié)果也充分證明了上述格蘭杰因果檢驗(yàn)的正確性。

(5)方差分解。利用方差分解判斷每個(gè)變量的變動(dòng)對VAR系統(tǒng)變量影響的貢獻(xiàn)度。方差分解結(jié)果見圖8。

由圖8可知，在lnX的波動(dòng)中，不考慮其自身的貢獻(xiàn)度，lnY對lnX的貢獻(xiàn)度在初期為0隨后逐漸上升，但貢獻(xiàn)度的最大值不超過5%；而在lnY的波動(dòng)中，lnX對lnY在第一期就存在著影響，但貢獻(xiàn)度較小，隨后貢獻(xiàn)度逐漸上升，其中最大貢獻(xiàn)度在45%左右。這說明lnX對lnY有著較大的影響，而lnX除了受lnY的影響之外，還存在被其他貢獻(xiàn)度更大的因素所影響。

圖8 VAR模型方差分解結(jié)果

(三)實(shí)證結(jié)果分析

上述實(shí)證分析表明，廈門地區(qū)房屋銷售額與廈門地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在著協(xié)整關(guān)系，即長期穩(wěn)定關(guān)系，根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)可知房屋銷售額的變動(dòng)顯著的影響廈門地區(qū)生產(chǎn)總值的變動(dòng)，即由lnX作為解釋變量，由lnY作為被解釋變量的回歸模型成立，當(dāng)lnX每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，廈門地區(qū)的生產(chǎn)總值會平均變動(dòng)0.728 1個(gè)百分點(diǎn)，根據(jù)脈沖函數(shù)分析和方差分解分析可知廈門地區(qū)的房屋銷售額對該地區(qū)的生產(chǎn)總值有顯著的促進(jìn)作用。

四、對廈門地區(qū)房地產(chǎn)市場的建議

由上述實(shí)證分析的結(jié)果可知，廈門地區(qū)的房屋銷售額對廈門地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長起到很大的促進(jìn)作用，或者可以說，廈門地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長大部分依賴于該地區(qū)的房地產(chǎn)業(yè)。然而土地作為不可再生資源，其供給不會隨著需求的增加而增加，即土地的供給彈性為0。若政府不注重發(fā)展其他產(chǎn)業(yè)，尤其是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，則當(dāng)廈門地區(qū)的房地產(chǎn)開發(fā)殆盡后，廈門地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長將會有較大幅度的回落。

為了促進(jìn)廈門地區(qū)的房地產(chǎn)市場健康發(fā)展，筆者提出以下策略建議：當(dāng)?shù)卣畱?yīng)當(dāng)積極響應(yīng)中央的號召，嚴(yán)格執(zhí)行限購、限貸的政策，并積極改善廈門地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，將原先投入房地產(chǎn)建設(shè)的部分資金用于扶持在廈門地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，從而將廈門經(jīng)濟(jì)增長所依賴的重心轉(zhuǎn)移。除此之外，還應(yīng)提高新房的入住率，宣傳“以住代炒”的新思想新理念，將廈門地區(qū)的房價(jià)增長幅度控制在一定范圍內(nèi)，防止房價(jià)的虛高及房地產(chǎn)泡沫的產(chǎn)生。