房地產(chǎn)市場投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系分析

　　［摘 要］本文根據(jù)我國房地產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值歷史數(shù)據(jù)，從二者關(guān)系的角度出發(fā)，運(yùn)用協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)，利用統(tǒng)計(jì)分析軟件包，定量地分析了我國的房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。通過回歸分析的結(jié)論認(rèn)為，房地產(chǎn)投資是GDP增長的主要原因之一，并且對經(jīng)濟(jì)增長具有巨大的推動作用；同時(shí)，GDP的增長對房地產(chǎn)投資也有很大的促進(jìn)作用。
　　［關(guān)鍵詞］房地產(chǎn)投資； 經(jīng)濟(jì)增長 ；回歸分析
　　 ［中圖分類號］F273.1 ［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A ［文章編號］1005-6432（2009）05-0120-02
　　
　　房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基本產(chǎn)業(yè)部門，是在工業(yè)化、城市化和現(xiàn)代化發(fā)展過程中形成的獨(dú)立產(chǎn)業(yè)，已經(jīng)成為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)大系統(tǒng)中的一個(gè)重要的有機(jī)組成部分。房地產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展中占有相當(dāng)重要的地位。在現(xiàn)在市場經(jīng)濟(jì)條件下，房地產(chǎn)業(yè)起著其他產(chǎn)業(yè)不可替代的作用。從我國的情況來看，房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系也很密切，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展同樣有效地拉動了經(jīng)濟(jì)增長。
　　
　　1 研究現(xiàn)狀
　　
　　對于房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界也對此進(jìn)行了相關(guān)的研究和探討，主要有以下三種觀點(diǎn)：一是認(rèn)為房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展有力地促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長；二是認(rèn)為主要是宏觀經(jīng)濟(jì)增長帶動了房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；三是認(rèn)為二者是相互作用的。大部分學(xué)者比較傾向于第三種觀點(diǎn)。因?yàn)橐环矫鎻氖澜绶秶矗瑹o論發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和活躍程度都直接或間接與發(fā)達(dá)的房地產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)的拉動相關(guān)。房地產(chǎn)及建筑業(yè)的興衰直接關(guān)系和影響農(nóng)民工的就業(yè)以及農(nóng)民的增收。另一方面，當(dāng)國民經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張階段的時(shí)候，城鎮(zhèn)建設(shè)規(guī)模擴(kuò)大，房地產(chǎn)投資和需求也會伴隨著增加，經(jīng)濟(jì)增長也就反過來促進(jìn)了房地產(chǎn)業(yè)的繁榮。并且長期來看，隨著國民經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，房地產(chǎn)行業(yè)對于其的支持和貢獻(xiàn)將不斷增加，二者的關(guān)系將不斷密切，相關(guān)程度也會提升。
　　筆者試圖在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用協(xié)整理論、誤差修正模型來研究中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)相關(guān)性，以考察兩者之間的內(nèi)在作用機(jī)理。
　　
　　2 回歸分析
　　
　　在房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系研究中，國民經(jīng)濟(jì)增長作為內(nèi)生變量，可用國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示，即GDP；房地產(chǎn)投資也作為內(nèi)生變量，考慮到房地產(chǎn)業(yè)具有“波及效應(yīng)”，因此用房地產(chǎn)業(yè)投資水平來代表房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而學(xué)術(shù)界對于衡量房地產(chǎn)投資水平的指標(biāo)有多種，筆者考慮到數(shù)據(jù)獲得的便利性，主要采用房地產(chǎn)投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來表示，即RRG。
　　我國的房地產(chǎn)業(yè)是從20世紀(jì)80年代末開始起步的，因此以房地產(chǎn)投資額的序列數(shù)據(jù)來表征房地產(chǎn)投資，以國內(nèi)生產(chǎn)總值來表征經(jīng)濟(jì)增長，選取1990—2007年間的房地產(chǎn)投資額(FI)和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為樣本數(shù)據(jù)，來分析我國房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。
　　2.1 變量的單整性檢驗(yàn)
　　對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，首先要檢驗(yàn)時(shí)間序列變量的單整性。單整性是指如果時(shí)間序列xt是非平穩(wěn)序列，而其d階差分dx是平穩(wěn)序列，則稱xt為d階單整，記為I(d)。由以上的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，GDP和FI兩組數(shù)據(jù)無須進(jìn)行差分即呈現(xiàn)出平穩(wěn)性，所以序列GDP和FI為零階單整，表示為LnGDP～I(xiàn)(0)，LnFI～I(xiàn)(0)。由于序列之間存在同階單整，因此這兩個(gè)變量符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，可以對其進(jìn)行協(xié)整分析。
　　2.2 變量的協(xié)整分析
　　利用1990—2007年我國的生產(chǎn)總值GDP為因變量，房地產(chǎn)投資總額FI為自變量，運(yùn)用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對這兩個(gè)變量運(yùn)用OLS法構(gòu)造一元回歸模型，然后檢驗(yàn)其殘差是否平穩(wěn)，如果是平穩(wěn)的，則說明兩者是協(xié)整的，否則是非協(xié)整的。對LnGDP和LnFI進(jìn)行回歸分析，得到回歸方程：
　　LnGDP=5.729824+0.460416LnFI(1)
　　(39.19141) (12.74322)
　　R2=0.910309 D-W=0.781104 AIC=0.022176 SC=0.121106 F=162.3897
　　令ei為該方程的殘差序列，即
　　ei=LnGDP-O.460416*LnFI-5.729824
　　對該殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果顯示為：殘差序列檢驗(yàn)t值為-4.758748，小于5％顯著性水平下的ADF臨界值-1.9699。因此，拒絕原假設(shè)，接受殘差序列ei不存在單位根的備擇假設(shè)。殘差序列不需經(jīng)過差分就拒絕了存在單位根的原假設(shè)，則殘差序列ei為平穩(wěn)時(shí)間序列，即ei是為0階單整序列，可以表示為ei～I(xiàn)(0)。由此可以判斷LnGDP與LnFI之間存在協(xié)整關(guān)系。
　　方程(1)被稱為協(xié)整方程，它反映的是序列LnGDP與LnFI的長期均衡關(guān)系。這說明我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)開發(fā)投資這兩個(gè)時(shí)間序列雖然不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，但是二者的變動趨勢在長期內(nèi)是一致的，因此二者的線性組合是平穩(wěn)序列。在短期內(nèi)，因?yàn)檎卟▌佑绊懟螂S機(jī)干擾，國內(nèi)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)開發(fā)投資這兩個(gè)變量有可能偏離均值，但是這種偏離是暫時(shí)的，隨著時(shí)間的推移將會回到均衡狀態(tài)。
　　2.3 誤差修正模型
　　要建立誤差修正模型，最一般的方法是自回歸分布滯后模型，模型形式如式(2)所示：
　　Y=c+c*x+c*x+c*y+ε(2)
　　移項(xiàng)整理可得誤差修正模型的形式為：
　　Δy=C*Δx-λ(y-β*x-β)+ε (3)
　　其中λ=1-cβ=(c-c）/λ β=c/λ
　　則式(3)中ecm=y-β*x-β為誤差修正項(xiàng)；ββλ為系數(shù)項(xiàng)。
　　由前文分析知變量LnGDP與LnFI之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，所以可以建立誤差修正模型。誤差修正模型為：
　　LnGDP=1.810496 + 0.706386LnGDP+0.050948LnFI+ 0.085082LnFI(4)
　　(9.597879) (21.47467) (2.859131) (3.977920)
　　 R2=0.998448DW =2.007258
　　常數(shù)項(xiàng)LnGDP，LnFI，LnFIt-1的系數(shù)的顯著性水平分別為0.0000，0.0000，0.0134和0.0016，遠(yuǎn)小于常用的顯著性水平5%，因此，模型的系數(shù)擬合優(yōu)度良好。
　　調(diào)整的R2為0.998089，非常接近于100%，而擬合方程的F統(tǒng)計(jì)量為2787.107，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的顯著性水平為0.000000，遠(yuǎn)小于5%，則整個(gè)模型的顯著性水平很高，擬合效果較好，模型的整體線性關(guān)系顯著。模型的D-W值為2.007258，接近于2。根據(jù)D-W檢驗(yàn)的判斷標(biāo)準(zhǔn)可知，當(dāng)D-W值在2附近時(shí)，可不需要查表，近似的就可以判斷出原序列不存在序列相關(guān)。
　　根據(jù)以上的判斷標(biāo)準(zhǔn)可得出結(jié)論：所建立模型的擬合優(yōu)度很高，而且不存在序列相關(guān)性。根據(jù)式(3)和式(4)將模型進(jìn)行整理得誤差修正模型如下：
　　將式(4)移項(xiàng)變形為：
　　ΔLnGDP=1.810496+ 0.050948ΔlnFI-0.293614(LnGDP-0.116255 LnFI)+ε (5)
　　將上述模型(5)寫成：
　　ΔLnGDP = 1.810496 + 0.050948ΔlnFI-0.293614ecm+ε (6)
　　其中，ecm為誤差修正項(xiàng)。誤差修正系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。Ecm前面的系數(shù)是-0.293614，表明對于偏離長期均衡的調(diào)整力度較大。模型(5)反映了LnGDP受LnFI影響的短期波動規(guī)律。
　　
　　3 研究結(jié)論
　　
　　根據(jù)本文的研究結(jié)果我們得出：中國房地產(chǎn)市場投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。這一結(jié)果表明：(1)房地產(chǎn)市場的投資有力地促進(jìn)和支持了我國的經(jīng)濟(jì)增長，而我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長也帶動了我國房地產(chǎn)市場的繁榮。(2)正確處理房地產(chǎn)市場發(fā)展中潛在的風(fēng)險(xiǎn)問題，需要科學(xué)認(rèn)識房地產(chǎn)市場發(fā)展、房地產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。(3)在經(jīng)濟(jì)增長的大目標(biāo)約束下，我國房地產(chǎn)市場的問題的解決需要制度創(chuàng)新來加以解決。(4)房地產(chǎn)市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因果關(guān)系，為我國宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)控提供了重要的工具變量。
　　
　　參考文獻(xiàn)：
　　［1］李啟明.房地產(chǎn)投資有廣闊的發(fā)展空間［J］.中國投資，2001(3)：27-30.
　　［2］鄭思玉.中國建設(shè)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計(jì)量模型與分析［J］.清華大學(xué)學(xué)報(bào)，2001(4)：45-49.
　　
　　［收稿日期］2008-11-12
　　［作者簡介］宋建忠(1969—)，男，內(nèi)