朱華峰
(臨汾市工地材料檢驗準入監督站,山西臨汾 041000)
1998年以來,房地產開發行業快速發展,對建筑材料、裝飾材料以及就業問題方面均有較大的拉動作用,從而在較大程度上刺激了國民經濟的發展。不同區域受其特殊經濟發展背景的影響,房地產開發投資對其經濟發展產生了不同的影響。魏巍賢(2005)利用省際面板數據對全國東、中、西部地區的房地產需求做了分析,認為不同區域的房地產需求差異較大,國家在不同區域應制定差異性政策予以引導房地產行業的發展;費晨(2008)對武漢市1995年~2006年間的數據進行分析,認為房地產投資拉動了武漢市經濟增長。本文在前人研究思路和方法基礎上選取全國30個地區2000年~2011年的面板數據對房地產開發投資對國民經濟的影響程度進行分析,并試圖對不同地區影響程度的差異性進行研究。
面板數據的使用能在最大程度上消除時間序列數據的多重共線性問題,在相同的時間維度內獲取更多的信息以及更高的自由度,因此面板數據模型的估計精度較高。為分析房地產開發投資給經濟發展帶來的影響,本文建立了固定效應模型:

其中,gdp為國內生產總值;inv為房地產開發投資;α為截距項;β為彈性系數;ε為隨機誤差項;i為截面單元;t為時間。考慮到全國各地區的差異性較大,選取了變系數固定效應模型。
本文選用的數據均來自國家統計局公布的統計年鑒,為減少數據的異方差性,對國內生產總值(gdp)以及房地產開發投資(inv)分別取對數,表示為lngdp和lninv。
數據平穩性檢驗。某些非平穩時間序列經常會表現出類似的變化趨勢,但是這些序列本身并不相關,對這樣的時間序列進行回歸分析,得到的結果幾乎沒有實際意義。因此,如果要對時間序列進行分析,必須對數據做平穩性處理。本文選擇單位根檢驗的方法對數據平穩性進行檢驗,具體采用Levin-Lin-Chu(LLC)檢驗方法,lngdp序列的LLC-T統計量為-6.998,lninv序列的LLC-T統計量為-7.483。檢驗結果顯示兩序列的LLC-T統計量較為顯著,即拒絕存在單位根的原假設,面板數據平穩。
通過數據分析得到如下的分析結果(受篇幅限制,僅列示部分結果)。從表1可以看到不同區域房地產開發投資對區域內的GDP影響程度的差異較大,但常數項的經濟意義不明顯。雖然房地產開發投資在各地的影響均不同,但對當地GDP水平的影響程度均較大,經濟越發達的地區,影響程度越大。

表1 擬合參數表
從表2可以知道,模型調整的擬合優度為0.99,說明模型對現實的擬合程度較高,模型設定較為理想。F統計量為606.60,說明變量的參數在統計意義上顯著。

表2 評價指標表
從實證分析的結果可以知道,房地產投資對區域GDP水平的影響較大。這在理論分析的基礎上印證了近年來房地產投資快速發展的現狀。房地產開發投資能在很大程度上帶動區域的經濟水平的提升,特別是GDP指標的增長,因此房地產開發投資受到了各地政府的鼓勵和歡迎。從表3可知,某些經濟發達地區的經濟發展很大程度上依賴房地產開發投資,如北京的房地產開發投資變動1%,會引起同期GDP水平提高0.996%;上海的彈性系數為1.091%等。我國不同地區房地產開發投資對GDP的影響迥異,但彈性系數均保持在0.45以上,因此房地產開發投資的影響已經大大超過了其他行業發展對國民經濟的影響。
上海、北京等一線城市的經濟發展對房地產開發投資依賴程度遠高于其他二、三線城市;相對落后的內陸城市經濟發展對房地產行業的依賴性相對較低。
一個地區或國家的經濟發展過度依賴一個行業會帶來經濟發展的畸形發展。目前我國經濟發展對房地產投資的依賴程度非常高,不利于社會經濟的健康發展。首先,過度依賴房地產行業發展會帶來資源配置的不合理,房地產行業的過度開發,增加了整個經濟發展的脆弱性。房地產行業與工業以及金融業的直接關系緊密,一旦房地產行業發展受到外部環境的影響,會給整個產業鏈條帶來災難性的打擊;其次,房地產行業的急速發展,加劇了社會不公平程度和貧富差距的擴大,不利于和諧社會的建設與發展。由于該行業的準入門檻較高,并不是所有的人都可以進行房地產行業開發或者投資,房地產開發熱潮促成了小部分人獲得巨額利潤,有失公平和效率的社會發展一般性原則;最后,房地產行業的大規模快速發展,不利于社會的可持續發展,整個經濟結構的畸形發展,使得我國經濟發展結構嚴重失衡。房地產行業的過度發展,給中國經濟的未來發展帶來了較大的風險和不確定性。
[1]魏巍賢,李 陽.我國房地產需求的地區差異分析[J].統計研究,2005(9):56-60.
[2]趙 息,孫繼國.中國房地產價格與地方財政收支關系的實證研究[J].華東經濟管理,2012(2):95-97.
[3]費 晨.武漢市房地產投資與經濟增長的實證分析[J].湖北廣播電視大學學報環境保護,2008(1):96-97.