房地產投資與GDP增長關系研究

■ 馮春麗 教授 袁 媛（廣東外語外貿大學國際經濟與貿易學院 廣州510006）

研究背景和文獻綜述

（一）研究背景

我國房地產投資一直處于穩定快速增長的狀態。從1991年的336億元上升為2010年的48267億元，2011年7月累計房地產開發投資完成額達31873.03億元，同比增長33.6%，較上年同期新增投資達8008.26億元。從圖1可以看到，1998年我國房地產改革以來，房地產投資環境的改變導致房地產投資額占GDP的比重迅速上升，到2010年這個比重已經突破12%。為了避免我國房地產投資市場出現過熱而出現經濟泡沫，國家對房地產產業進行了調控。從2005年開始，我國房地產投資額占GDP的比重出現了緩慢增長和波動，可見國家對房地產產業的調控政策起到了一定抑制效果。

（二）文獻綜述

房地產市場已經成為經濟發展的亮點，也成為社會和經濟學家關注的話題。如梁振雨（2006）運用協整理論，對武漢市房地產開發投資與GDP的數據進行分析研究，研究發現兩者之間存在長期均衡和短期波動的關系，房地產投資是經濟增長的Granger原因。周達（2008）得出房地產業與國民經濟總量的波動具有很強的一致性的結論。董佳、王東欣（2009）研究發現各省會城市房地產投資對區域國民經濟都有一定的推動作用。褚紅梅（2011）選取江蘇省為主要研究對象，得出江蘇省房地產投資對江蘇經濟增長的直接貢獻度是0.221%。政府實施調控以來，房地產投資對經濟發展造成很大的波動已經成為人們日益關心的問題。

本文借鑒前人研究成果，通過建立經濟學模型，利用1991年到2010年的數據，對我國近年來房地產投資與GDP增長之間的關系進行了研究。

實證分析

（一）基本模型

為了考察房地產投資F對我國GDP的影響，把F作為解釋變量納入到投入產出模型中，根據生產函數的構建方式，可以表示為如下：GDPt= f（Ft）eμt

其中，μt表示其他一切影響產出的因素。

假設其以C-D生產函數形式存在，通過取對數，得到Ln GDPt= β0+ β1Ln Ft+ uit。

考慮到價格因素的影響，經過GDP折算指數得到實際的GDP水平。以1991年不變價格為基期，計算出各年度實際的房地產投資額度。

由圖2可以看出，LnGDP和LnF呈現出近似線性關系，即隨著房地產投資數量的激增，GDP也呈現出相似的上升趨勢，并且1997年以后房地產投資和GDP均呈現激增趨勢。根據四部門國民收入恒等式：GDP = 消費+投資+政府購買+凈出口，可以看出房地產投資作為一種物質資本形態，直接促進了經濟總量的增加。受1997年東南亞金融危機的影響，導致我國房地產投資出現了嚴重下降，經濟增速放緩。根據以上分析，將模型擴展為本文所使用的模型：LnGDPt=β0+β1lnFt+uit+D+D*LnF。

其中D為虛擬變量，定義如下：D=0，對于時間T<1997；D=1，對于時間T≥1997；在本研究中引入虛擬變量的目的是度量金融危機對我國房地產投資增長勢頭的影響。

（二）單位根檢驗

由于經濟時間序列變量通常是非平穩的，為避免非平穩變量帶來的虛假相關和虛假回歸問題，對變量的平穩性進行檢驗。本文采用ADF方法對LnGDP、LnF進行單位根檢驗。

由表1可以看出，水平序列LnF和LnGDP在滯后期為2階，均在1%、5%、10%的顯著性水平下通過了單位根檢驗，為零階單整，即均不含單位根。由于經濟變量之間存在的內在規律使某些特定的變量線性組合變為平穩，因此，繼續考察變量之間的協整關系。

（三）協整檢驗

圖1 房地產投資額占GDP的比重

國內生產總值、房地產投資額指數序列都是平穩的，因此這兩個變量之間可能存在協整關系。對這兩個序列進行協整檢驗，采用恩格爾-格蘭杰檢驗方法來檢驗，結果如表2所示。

EG=-3.44，在10%的檢驗水平下顯著，因此殘差是平穩序列，LnF和LnGDP存在長期均衡的協整關系。因此回歸方程為：LnGDP=7.214+0.459LnF+0.178（D*LnF）-1.257。

所有參數在5%的顯著性水平下，均通過了檢驗，R2比較大，說明線性擬合的程度非常好。LnF的系數為0.459，說明在不考慮其他因素變化時，房地產投資每增加一個百分點，將會使GDP增加0.459個百分點。D*LnF項的系數顯著，說明東南亞金融危機的確對我國房地產投資產生了一定影響。

表1 單位根ADF檢驗結果

（四）誤差修正模型

協整檢驗確定了兩者之間存在長期均衡關系，但是要量化它們之間的動態變化關系，就需要建立誤差修正模型，本文建立模型如下：

誤差修正模型為：DLnGDP=-0.003766*DLnF-0.053331*ECM（-1）+0.653325*AR（1）

DW=1.86，模型中不存在多重共線的問題。DLnF和ECM系數的p值均在0.05的顯著性水平下通過了檢驗。誤差修正系數為負，符合方向修正關系。-0.003766是變量LnGDP對LnF的短期彈性系數，-0.053331是變量LnF對LnGDP的短期均衡修正系數，當期房地產投資的擴張偏離均衡關系時，通過修正機制會在下一期對非均衡狀態以平均5.33%的程度進行負向修正，并使其處于均衡狀態。

表2 協整檢驗結果

（五）Granger因果檢驗

Granger因果檢驗是考察序列x是否是序列y產生的原因時采用的方法。本文對房地產開發投資和GDP進行Granger因果檢驗，結果如表3所示。

結果表明，滯后期為1時，在10%的置信水平下，不能接受LnF不是LnGDP變化的Granger原因的原假設，接受LnGDP不是LnF變化的Granger原因。即在較短滯后期內，LnF和LnGDP存在單向Granger因果關系。滯后期選擇2、3時，在10%的置信水平下，LnGDP與LnF互為Granger因果原因。即在中期內，認為房地產投資和GDP相互促進的作用十分顯著。當滯后期為4時，結果表明LnGDP變化不是LnF變化的Granger原因，LnF是LnGDP變化的Granger原因。即從長期來看，房地產投資仍然是經濟增長的重要驅動因素，但是經濟發展到一定階段時，對房地產投資的作用越來越不顯著。這與發達國家房地產發展歷程基本吻合，對于經濟剛剛起飛的國家，并不是經濟增長帶動了房地產業的繁榮，而是房地產投資的增長大大促進了經濟發展。

表3 Granger因果檢驗結果

圖2 LnGDP和LnF的散點圖

結論與建議

（一）結論

結果表明：我國房地產投資與經濟增長之間存在穩定的長期動態均衡關系；當期房地產投資LnF的擴張偏離均衡關系時，通過修正機制會在下一期對非均衡狀態以平均5.33%的程度進行負向修正，并使其處于均衡狀態；從Granger因果檢驗結果看出，在較短滯后期內，房地產開發投資和GDP存在單向Granger因果關系，長期來看，房地產投資仍然是經濟增長的重要驅動因素，但是經濟發展到一定階段時，對房地產投資的作用越來越不顯著。國際上公認的房地產開發投資占全社會固定資產投資比重一般是在10%以下，在發達國家，房地產投資一般占20%-25%，我國該指標在30%以上視為有泡沫（周京奎、曹振良，2004）。

（二）建議

房地產業的發展繁榮了國內經濟，也為經濟發展帶來了風險。政府對房地產行業出臺一系列政策，來平衡開發投資和經濟增長。政府在調控房地產的同時，要注意政策對關聯產業造成的影響，同時優化投資結構，更好地促進經濟的健康持續發展。

1.梁振雨.武漢市房地產投資與經濟增長的協整研究[J].中南財經政法大學研究生學報，2006（5）

2.周達.中國國民經濟總量與房地產業的關系研究[J].河北經貿大學學報，2008（3）

3.董佳，王東欣.城市房地產投資與國民經濟發展關系的比較研究[J].商業時代，2009（24）

4.褚紅梅.江蘇房地產投資對經濟增長貢獻的實證分析[J].中國經貿導刊，2011（7）

5.周京奎，曹振良.中國房地產泡沫與非泡沫[J].山西財經大學學報，2004（1）