上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證研究

楊繼波，孔令丞

（華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海 200237）

上海市房地產(chǎn)業(yè)自上世紀(jì)80年代以來得到了快速發(fā)展，尤其是實(shí)行房改政策以來，其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位日趨重要。隨著房地產(chǎn)業(yè)向市場(chǎng)化的進(jìn)一步延伸，該產(chǎn)業(yè)由單一的住房民生概念引入了金融投資的理念，再加上中國(guó)休養(yǎng)生息三十多年之財(cái)力，一舉將中國(guó)的房地產(chǎn)推向了歷史的高度。如何保持房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間進(jìn)行一個(gè)良性互動(dòng)，是關(guān)注的焦點(diǎn)所在。本文運(yùn)用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，通過誤差修正模型的分析以考察相關(guān)變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，最后得到脈沖響應(yīng)函數(shù)的合成圖，對(duì)上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資與本市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

一、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)開發(fā)投資文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)開發(fā)投資兩者之間的關(guān)系到底如何?是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)房地產(chǎn)投資還是房地產(chǎn)開發(fā)投資拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?國(guó)內(nèi)外關(guān)于這兩者之間的研究較多，認(rèn)為存在四種關(guān)系：房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有雙向因果關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單向影響房地產(chǎn)開發(fā)投資；房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響更大；兩者關(guān)系隨地區(qū)及時(shí)間長(zhǎng)短有所變化。

（一）房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有雙向因果關(guān)系

皮舜和武康平（2004）利用Granger檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)1994-2002年間我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著雙向因果關(guān)系[1]。劉貴文、胡鳳晗和林川（2010）利用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，認(rèn)為房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期關(guān)系，房地產(chǎn)投資可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也可以促進(jìn)房地產(chǎn)投資[2]。梁榮（2005）經(jīng)過研究得出房地產(chǎn)發(fā)展呈倒U曲線，揭示了房地產(chǎn)業(yè)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的“長(zhǎng)期趨勢(shì)”[3]。鐘桂蘭、劉宇和李雪冬（2008）通過回歸分析內(nèi)蒙古房地產(chǎn)投資額與GDP的兩組數(shù)據(jù)，認(rèn)為房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP具有顯著性關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與房市的發(fā)展存在著定量的數(shù)學(xué)關(guān)系[4]。國(guó)外也有學(xué)者以中國(guó)市場(chǎng)為研究對(duì)象，探討房市的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)之間的關(guān)系，Chen J，Guo F，Zhu A（2011）三人基于省一級(jí)的數(shù)據(jù)，通過ADF單位根檢驗(yàn)與協(xié)整分析，實(shí)證分析表明，住房投資和GDP增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。此外，在基于整個(gè)國(guó)家層次上，住房的投資與GDP的增長(zhǎng)之間存在著雙向的Granger因果關(guān)系，同時(shí)ADF誤差假設(shè)模型也支持這一觀點(diǎn)。然而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不是很好的幾個(gè)地區(qū)，住房投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用明顯較弱[5]。

（二）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單向影響房地產(chǎn)開發(fā)投資

沈悅和劉洪玉（2004）認(rèn)為GDP對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資存在單向的Granger因果關(guān)系，即GDP對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響遠(yuǎn)大于后者對(duì)GDP的影響[6]。胡勝和劉旦（2007）基于我國(guó)1987-2004年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果表明，無論長(zhǎng)期還是短期，我國(guó)的GDP波動(dòng)都是房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的Granger原因，GDP的走勢(shì)對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的漲跌起著決定性的作用[7]。潘安興、王芳和張文秀（2007）對(duì)四川省1992-2005年GDP對(duì)四川房?jī)r(jià)的影響進(jìn)行分析。結(jié)果表明：從長(zhǎng)期來看，GDP與房?jī)r(jià)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，當(dāng)年GDP對(duì)當(dāng)年房?jī)r(jià)有正的影響；在Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，綜合考慮時(shí)間因素，建立線性回歸模型，發(fā)現(xiàn)四川省這十多年來，在不考慮其他因素對(duì)房?jī)r(jià)影響的前提下，當(dāng)年的房?jī)r(jià)是前兩年GDP綜合影響的結(jié)果[8]。張清勇和鄭環(huán)環(huán)（2012）運(yùn)用1985-2009年中國(guó)各省面板數(shù)據(jù)，得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引領(lǐng)住宅投資的結(jié)論[9]。

（三）房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響更大

鄭思齊（2003）認(rèn)為住房投資的增長(zhǎng)能夠高效率地拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)，提出應(yīng)當(dāng)保持住房投資平穩(wěn)的增長(zhǎng)速度，劇烈的波動(dòng)不利于保持國(guó)民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定。同時(shí)，GDP與住房投資之間存在著穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，不能脫離當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而盲目追求住房投資的高速增長(zhǎng)[10]。王國(guó)軍和劉水杏（2004）利用投入產(chǎn)出模型計(jì)算出房地產(chǎn)業(yè)對(duì)其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用，結(jié)論認(rèn)為，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)每增加一單位產(chǎn)值對(duì)各產(chǎn)業(yè)的總帶動(dòng)效應(yīng)為1.416，其對(duì)金融保險(xiǎn)業(yè)的帶動(dòng)效應(yīng)為0.145，居各產(chǎn)業(yè)之首[11]。龔卿和陳碧瓊（2006）認(rèn)為我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著較強(qiáng)的正向交互響應(yīng)作用，而且其長(zhǎng)期的響應(yīng)作用程度更顯著、更穩(wěn)定[12]。丁勝兵（2009）以西安房地產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象，通過分析1998-2007年的數(shù)據(jù)，得出房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP的平均貢獻(xiàn)為3.62%，平均貢獻(xiàn)率為25.447%，表明房地產(chǎn)市場(chǎng)化改革后，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)西安市GDP的增長(zhǎng)具有明顯的帶動(dòng)作用[13]。

（四）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)投資的關(guān)系隨地區(qū)及時(shí)間長(zhǎng)短有所變動(dòng)

岳朝龍和孫翠平（2006）通過實(shí)證研究，得出以下結(jié)論：房地產(chǎn)投資與GDP之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系；房地產(chǎn)投資的短期波動(dòng)對(duì)GDP有顯著的正影響；在短時(shí)期內(nèi)，隨著置信水平的提高，兩者之間由單向因果關(guān)系變?yōu)殡p向因果關(guān)系，但長(zhǎng)期內(nèi)，兩者不具有因果關(guān)系[14]。Huayi Yu（2010）使用中國(guó)35個(gè)主要城市1998-2007年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)沒有穩(wěn)定的房?jī)r(jià)和經(jīng)濟(jì)基本面之間的關(guān)系。并分析原因時(shí)提出當(dāng)政府開始對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的宏觀調(diào)控時(shí)，房?jī)r(jià)就會(huì)向上偏離經(jīng)濟(jì)基本面。同時(shí)還發(fā)現(xiàn)在東部和中西部城市之間的房?jī)r(jià)影響因素的一些差異[15]。

從這些研究文獻(xiàn)來看，大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為房地產(chǎn)投資對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)有著重要影響，房地產(chǎn)的投資規(guī)模及投資效率和國(guó)民經(jīng)濟(jì)有著很強(qiáng)的相關(guān)性。研究房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅具有很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義，更能為社會(huì)的穩(wěn)定發(fā)展提供參考意見。本文試圖利用上海市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)開發(fā)投資的數(shù)據(jù)，通過計(jì)量手段實(shí)證作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)龍頭的上海市，到底是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)房地產(chǎn)投資？還是房地產(chǎn)開發(fā)投資拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?抑或兩者之間相互影響？期望分析結(jié)果對(duì)上海市房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策有所借鑒。

二、上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)資料

眾所周知，我國(guó)1998年啟動(dòng)了大規(guī)模的房改，但是作為上海來講，房地產(chǎn)的真正啟動(dòng)是2003年，所以本文在數(shù)據(jù)選擇上，特選2003-2012年各季度的房地產(chǎn)開發(fā)投資額及GDP來進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)資料來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和上海統(tǒng)計(jì)年鑒。

為了消除價(jià)格影響，將2003年第一季度的數(shù)據(jù)作為基期，并按照處理經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一般做法，為降低數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及房地產(chǎn)投資取自然對(duì)數(shù)。下文將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（以億元為單位）的自然對(duì)數(shù)記為GDP，GDP的一階差分即GDP的增長(zhǎng)率記作DGDP，房地產(chǎn)投資的自然對(duì)數(shù)記為REI，REI的一階差分即房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)率記作DREI。表1描述了這些數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)特征。

表1 GDP和REI的描述性統(tǒng)計(jì)

上海市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和房地產(chǎn)投資REI的關(guān)系由圖1可知，根據(jù)粗略分析，GDP和REI顯得不平穩(wěn)，但是兩者的走勢(shì)相仿；圖2是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率DGDP和房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)率DREI的關(guān)系，可見，GDP和REI的一階差分顯得相對(duì)平穩(wěn)，兩者可能存在一階協(xié)整關(guān)系。

圖1 GDP和REI

圖2 DGDP和DREI

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)：對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列分別做ADF檢驗(yàn)。

首先對(duì)DGDP進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得到t統(tǒng)計(jì)量大于所有的臨界值，因此DGDP在水平情況下是非平穩(wěn)的。然后對(duì)該數(shù)據(jù)作了一階，再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，可見，對(duì)于取對(duì)數(shù)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，在一階情況下，它的t-Statistic的值-12.61842小于1%level下的-4.226815，因此認(rèn)為該值在一階下有99%的可能是平穩(wěn)的。

同理，對(duì)DREI也進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，它的水平階情況與DGDP相似，t統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，但在一階的時(shí)候，結(jié)果如下：t-Statistic的值-9.013260小于1%level的值-4.226815，因此認(rèn)為在一階情況下，DREI有99%的可能是平穩(wěn)的。這樣就得出DGDP和DREI兩個(gè)相同的單整時(shí)間序列，說明兩時(shí)間序列存在協(xié)整的可能。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

由于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的協(xié)整關(guān)系不僅可以有效地解決利用非平穩(wěn)時(shí)間序列建立模型所可能產(chǎn)生的偽回歸問題，而且它一般具有明顯的經(jīng)濟(jì)含義，它表示這些變量之間存在著共同的趨勢(shì)，具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，因此，可以利用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)判斷變量之間長(zhǎng)期的關(guān)系。為了完成協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用EG（Engle-Granger）兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，先估計(jì)GDP和REI兩者存在的長(zhǎng)期均衡模型（1），進(jìn)而對(duì)回歸后的殘差e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 殘差e單位根檢驗(yàn)

從表3可知，ADF的統(tǒng)計(jì)量為-11.37222，小于1%顯著水平下的臨界值-4.226815，因此，在1%的顯著水平下拒絕ρ=0，即不存在單位根，殘差序列是平穩(wěn)的。因此認(rèn)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)開發(fā)投資之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，是協(xié)整的。可見上海市房地產(chǎn)投資REI每變動(dòng)1%，GDP則變動(dòng)0.93611%①。

（四）誤差修正模型（ECM）分析

前面的協(xié)整關(guān)系只是反映了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在協(xié)整方程的基礎(chǔ)上建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型（2），用以研究系統(tǒng)的短期動(dòng)態(tài)特征。誤差修正模型既能反映不同時(shí)間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正的機(jī)制。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可用誤差修正項(xiàng)反映變量之間的關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)對(duì)短期變化的影響，其系數(shù)的大小反映了短期從非均衡狀態(tài)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度。

利用Evicwss6.0軟件進(jìn)行誤差修正，結(jié)果如方程（3）：誤差修正項(xiàng)的系數(shù)較為顯著，大小為0.7190（符號(hào)為負(fù)），表明修正上一期非均衡的程度約為71.90%，說明當(dāng)長(zhǎng)期均衡關(guān)系出現(xiàn)偏離時(shí)，會(huì)有一個(gè)反向的誤差項(xiàng)對(duì)模型進(jìn)行修正，使其又恢復(fù)到協(xié)整關(guān)系上來，從非均衡狀態(tài)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度約為71.90%。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于相關(guān)性并不等于因果性，協(xié)整關(guān)系只能說明指標(biāo)之間至少有單向的因果關(guān)系，但并不能具體指出何為因、何為果，因此還需要作進(jìn)一步因果檢驗(yàn)，以確定兩者之間的因果方向。根據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與房地產(chǎn)開發(fā)投資REI同階單整并具有協(xié)整關(guān)系，故可對(duì)其進(jìn)行Grang?er因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期較為敏感，不同的滯后期會(huì)有不同的結(jié)果，故此處多進(jìn)行幾個(gè)滯后期的檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)結(jié)果是一致的，則認(rèn)為檢驗(yàn)結(jié)果較為可信，本文選擇了3個(gè)不同的滯后期進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，基于不同的滯后期，DREI都是DGDP的Granger原因；而DGDP不是DREI的Granger原因。但是在10%的顯著水平下拒絕“DGDP不是DREI的Granger原因”的原假設(shè)，即DGDP是DREI的Granger原因。

不管如何，從以上數(shù)據(jù)看，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)本市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著可信的Granger因果關(guān)系，房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系，但房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP的影響遠(yuǎn)大于后者對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響，此關(guān)系從后面的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（圖3）可以進(jìn)一步驗(yàn)證。

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

（六）脈沖響應(yīng)分析

根據(jù)AIC、BC以及簡(jiǎn)約原則，選擇滯后期為2，對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算脈沖響應(yīng)函數(shù)。如圖3所示，對(duì)GDP的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊迅速影響當(dāng)期及之后的GDP，響應(yīng)路徑一直為正，而且對(duì)后期的影響比較穩(wěn)定，響應(yīng)變化不大，且持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)；REI對(duì)自身的響應(yīng)路徑也一直為正，且隨著時(shí)間的推移響應(yīng)路徑比較平坦；從GDP對(duì)REI的響應(yīng)圖可見，剛開始REI就對(duì)此沖擊迅速響應(yīng)，之后相應(yīng)幅度越來越弱，后期的影響基本穩(wěn)定，維持在0.02%左右，但在3年后仍有影響；REI對(duì)GDP的響應(yīng)沖擊不斷加大，從一開始，就顯示了正向的影響，在第3期達(dá)到最大，基本在0.4%左右，之后基本穩(wěn)定在此較高位置，說明了房地產(chǎn)開發(fā)投資的加大會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值帶來較明顯的影響。通過比較分析，很明顯看出上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的相互作用關(guān)系，并在影響力度上，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用強(qiáng)于后者對(duì)前者的影響。

三、結(jié) 論

本文根據(jù)2003年以來的上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及GDP的季度數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用ADF方法檢驗(yàn)各變量的單整性，再運(yùn)用EG（Engle-Granger）兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，通過誤差修正模型的分析以考察變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，最后得到脈沖響應(yīng)函數(shù)的合成圖以識(shí)別變量系統(tǒng)對(duì)新生擾動(dòng)的短期動(dòng)態(tài)反應(yīng)，結(jié)果表明：

（1）通過單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。房地產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱型產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展速度、規(guī)模及發(fā)展周期與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度、規(guī)模及經(jīng)濟(jì)周期緊密聯(lián)系。

（2）從誤差修正來看，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的速度較快。由于房地產(chǎn)開發(fā)投資受到政策的影響很大，所以只要出臺(tái)的政策得當(dāng)，開發(fā)定位準(zhǔn)確，房地產(chǎn)開發(fā)投資建設(shè)很快就能夠與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相協(xié)調(diào)。

（3）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向的因果關(guān)系。這表明在上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中，房地產(chǎn)起到了很大的作用，房地產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱型產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展速度、規(guī)模及發(fā)展周期與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度、規(guī)模及經(jīng)濟(jì)周期緊密聯(lián)系。并且上海市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也能帶動(dòng)本市房地產(chǎn)開發(fā)投資。

（4）通過上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，上海市房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用明顯要強(qiáng)于后者對(duì)前者的影響，說明了盡管兩者互為因果關(guān)系，但是影響力度上，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更為顯著。

從各國(guó)學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究可見，不同國(guó)家間房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系存在差異，并且在同一國(guó)家不同地區(qū)之間，兩者的關(guān)系也存在差別，如楊波、楊亞西（2011）認(rèn)為，我國(guó)一半左右的樣本城市房地產(chǎn)發(fā)展與區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)[16];或者同一地區(qū)在不同的時(shí)間段里房地產(chǎn)開發(fā)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系也不一樣。對(duì)此，各國(guó)學(xué)者們給出了自己的分析判斷。無論如何，從上海這十來年的發(fā)展來看，上海市的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間相互影響，但在影響力度上，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響明顯強(qiáng)于后者對(duì)前者的影響。這是政府在制定經(jīng)濟(jì)政策時(shí)必須充分考量的重要之處。同時(shí)，這也在一定程度上驗(yàn)證了“房地產(chǎn)投資引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的說法。

注 釋：

① 此處數(shù)據(jù)來自于DGDP對(duì)DREI的協(xié)整回歸結(jié)果GDPt=2.4948+0.93611REIt+et，原文省略回歸模型。

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