揚州市房地產投資與經濟增長互動關系研究

　　摘要：文章選取揚州1998-2010年的時間序列數據對房地產投資與國民經濟增長二者之間的互動關系進行了定量分析，運用協整理論分析房地產投資與揚州經濟增長之間長期存在的均衡關系，在此基礎上建立誤差修正模型并進行格蘭杰因果關系檢驗，定量分析短期內兩者偏離長期均衡狀態時系統對其的調整力度，以及房地產投資與經濟增長之間的因果關系。
　　關鍵詞：揚州；經濟增長；VAR；脈沖響應函數
　　一、引言
　　1998年中國頒布住房體制改革的綱領性文件《關于進一步深化城鎮住房制度改革，加快住房建設的通知》，至此我國結束了福利分房時代，房地產業進入市場化時代。近些年來，我國房地產業飛速發展，極大推動了地方經濟的發展，逐漸成為帶動我國經濟增長的第一支柱產業。
　　近年來，我國房地產開發投資增長趨勢也極為迅猛，在固定資產投資中所占比重也逐步提高，對我國國民經濟增長的影響越來越明顯。以揚州為例，根據1998-2010年揚州經濟發展的統計資料測算，最近12年來，揚州市固定資產投資年均增長率以及地區生產總值年均增長速度分別為19.32％、19.75％，明顯低于該市23.35％的房地產投資年均增長率。同期資料表明，揚州市房地產投資占固定資產投資比重也由1998年的8.44%增長到2010年的12.4%，同時數據測算表明，該市房地產開發投資額與GDP兩者之間存在高度相關關系，相關系數高達0.9835。1998年，揚州市房地產投資額對其GDP的直接貢獻率為2.69％，到2010年，房地產投資額對揚州市GDP的直接貢獻率為7.0％。由此可見，在過去的十三年內，揚州市房地產業已逐步成為該市的支柱產業，對當地國民經濟的增長發揮了巨大的推動作用。
　　二、揚州市經濟增長軌跡與房地產投資軌8snaGtO5DmUjvibmsdizeg==跡
　　（一）揚州市經濟增長軌跡
　　揚州市在江蘇省經濟布局上，區位優勢明顯，向南接納蘇南、上海等地區經濟輻射，向北作為開發蘇北的前沿陣地和傳導區域，近年來，揚州市以“創新揚州、精致揚州、幸福揚州”為主題，發展創新型經濟，建設創新型城市，經濟呈穩步增長趨勢。GDP從1998年（因本文研究需要，從1998年算起）的401.6億元增長到2010年的2207.99億元，13年來增長了4.5倍；人均GDP從1998年的8997元增長到2010年的48955元，13年來增長了22.17倍，人均GDP與GDP的年增長率趨于一致，如表1所示。
　　（二）揚州市房地產投資軌跡
　　近十幾年來，揚州市GDP增長比較平穩，而房地產投資增長率波動比較劇烈：1998-2000年為平穩增長期，在2001年經過短暫的下降后，2002-2003年，投資達到峰值，而后3年里，揚州市房地產投資呈現下滑趨勢，經過兩年的短暫復蘇，于2008年后再次呈下降趨勢，2009年甚至出現負增長，近年來，投資增長率又呈現上揚趨勢，揚州市房地產投資增長率近10年來出現如此頻繁的大幅波動，從側面反映了揚州市房地產開發商對該市房地產投資的盲目性與投機性，地方政府需要正確引導房地產市場投資，從宏觀上調控房地產市場健康、成熟、穩定的發展，規范房地產開發商的投資行為，房地產開發商行為的成熟與具有理性才能使揚州市房地產業真正走向成熟。如表1所示。
　　三、揚州市房地產投資與經濟增長協整關系分析
　　本文選取國內（地區）生產總值GDP作為衡量揚州市經濟增長的參考指標，選取房地產開發完成投資額REI作為衡量揚州市房地產投資的參考指標。由于房地產市場從1998年才開始進入市場化發展階段，故本文研究起始時間設定為1998年，終于2010年。樣本數據均來自歷年《揚州統計年鑒》，對原始數據進行如下步驟的轉換：
　　一是對原始統計年鑒數據進行定基居民消費價格指數處理，每個數據分別除以同期對應的定基居民消費價格指數，所有經此步驟處理后的數據均以基期1998年的價格表示。1998-2010年定基居民消費價格指數如表１所示。
　　二是對初步處理后的數據取自然對數，因為數據的對數形式不僅不會影響變量間的協整關系，還可以消除數據的異方差性。最終處理之后的GDP和房地產投資完成額REI分別用LNGDP、LNPRI表示，如表1所示。本章的計算主要采用計量經濟學軟件EViews6.1來完成。
　　（一）LNGDP與LNREI平穩性分析
　　表2中ADF檢驗結果表明：LNGDP、LNREI、ΔLNGDP和ΔLNREI的ADF檢驗值均大于各種顯著性水平下的臨界值，因此LNGDP、LNREI、ΔLNGDP和ΔLNREI是非平穩時間序列。1%顯著性水平下的臨界值均大于Δ2LNGDP和Δ2LNREI的ADF檢驗值，因此說明Δ2LNGDP和Δ2LNREI時間序列呈平穩性，由此可稱LNGDP和LNREI兩時間序列為二階單整，即LNGDP~I（2）、LNREI~I（2），可以對其進行協整檢驗。
　　（二）LNGDP與LNREI協整檢驗
　　由上文計算結果得知，LNGDP和LNREI為同階單整序列，故選用EG檢驗法對LNGDP和LNREI這兩個時間序列進行協整檢驗，用普通最小二乘法（OLS）對兩個變量進行回歸估計，得到：
　　LNGDPt=4.581313839+0.553855226371
　　*LNREIt+et ①
　　R2＝0.928132　DW＝0.421912　F＝142.0593
　　該方程可決系數（度量擬合優度的統計量）為0.928132，接近1，說明回歸方程對樣本數據的擬合效果較好。
　　由式①可得回歸方程殘差序列et的估計值為：
　　et＝LNGDPt-4.581313839-
　　0.553855-226371*LNREIt②
　　R2=0.796080
　　用ADF檢驗法對殘差序列et進行平穩性檢驗，檢驗結果如表3所示：
　　表3中的ADF檢驗結果表明：et的ADF檢驗值均小于各種顯著性水平下的臨界值，因此et是平穩時間序列，LNGDP和LNREI之間存在協整關系。這一結果表明揚州房地產開發投資和國民經濟增長長期處于均衡狀態，并且它們在長期內以一定的比例關系同時變化。
　　（三）LNGDP和LNREI誤差修正模型的建立
　　用普通最小二乘法（OLS）對LNGDP和LNREI進行估計，得到兩者（1，1）階自回歸分布滯后模型：
　　LNGDPt=0.949106+0.010740LNREIt+0.798171LNGDPt-1+0.127065LNREIt-1
　　R2=0.997570③
　　該方程可決系數為0.997570，接近1，說明回歸方程對樣本數據的擬合效果很好。將該方程變形為一階差分的形式：
　　ΔLNGDPt=0.949106+0.0107430ΔLNREIt-0.201829（LNGDPt-1-0.137805LNREIt-1）④
　　令誤差修正項ecmt=LNGDPt-1-0.137805LNREIt-1，④變形為：
　　ΔLNGDPt=0.949106+0.010740ΔLNREIt-0.201829ecmt⑤
　　⑤即為LNGDP和LNREI的誤差修正模型，GDP對房地產投資額的彈性系數為0.010740，表明短期滯后一期的房地產開發投資每增長l%，可拉動GDP增長0.010740%。當短期內系統對出現偏差時，為維持兩變量間的協整關系，保持系統的長期均衡關系，系統將會對偏離變量始終以0.201829的調整力度將其調整回均衡狀態。
　　（四）LNGDP和LNREI的Granger因果關系檢驗
　　在建立誤差修正模型的基礎上，對時間序列LNGDP和LNREI之間是否互為Granger原因進行檢驗，結果如表4所示：
　　由表4可以看出，在滯后1-3期內，至少在98.43%的置信水平下，LNREI是拉動LNGDP增長的格蘭杰原因，即房地產投資是揚州市經濟增長的格蘭杰原因，而LNGDP對LNREI的影響并不顯著。
　　四、結論
　　第一，由協整方程可知，揚州市房地產投資與經濟增長二者存在協整關系，即兩者之間存在長期穩定的數量關系，并且兩者長期內以一定的比例關系同向變化，比例關系為1：0.553855，即揚州市房地產開發投資額每增長1%，將帶動揚州市國內生產總值增長0.553855%，從長期來看，揚州市房地產投資對當地經濟增長發揮著非常顯著的作用。同時短期內，房地產投資對該市經濟增長影響彈性為0.010740%，即短期內房地產開發投資每增長1%，將帶動揚州市國內生產總值增長0.010740%，結果表明，揚州市房地產投資對經濟增長的長期影響比短期影響更為顯著。
　　第二，Granger因果關系的分析表明，揚州市房地產投資與經濟增長兩者之間關系為單向顯著的Granger因果關系，即房地產開發投資對GDP對存在單向的顯著可信的Granger因果關系，而GDP對房地產開發投資的Granger因果關系并不顯著，僅為在48.67%的概率水平下，經濟增長是房地產投資的原因。這一結論說明揚州市房地Granger產投資的走勢能影響經濟增長的走勢，同時經濟增長能夠部分影響房地產投資額，兩者之間的因果關系可作為揚州市調控宏觀經濟的重要參考因素。
　　第三，短期內的政策變動、利率浮動、資金流動等一些隨機因素的擾動都會對整個揚州市房地產投資與經濟增長之間的協整關系造成影響，這些影響會造成變量出現偏差，當房地產投資或經濟增長出現某種偏離時，為保持兩者長期穩定的數量關系，系統的誤差修正機制將此種偏離調整回到均衡狀態，其中調整力度為0.201829。模型中ecm的系數為負數，說明此時的誤差修正模型表現機制為收斂機制，前一期對長期均衡關系的偏離會在下一期得到調整。這一結論的意義說明在過去的十三年里，揚州市房地產投資已經與揚州市地方經濟的增長形成了較為穩定的關系。
　　參考文獻：
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