吉林省房地產價格與經濟增長關系動態分析

王靖鑫+李志創+郭芯+張彥紅

[提要] 本文以吉林省1994～2012年相關數據，建立誤差修正模型來分析二者的短期波動，并采用協整分析和格蘭杰因果關系檢驗分析二者的長期關系和因果關系，并據此提出相關政策建議。

關鍵詞：房地產價格；經濟增長；協整；誤差修正

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼：A

收錄日期：2014年8月6日

一、引言

房價的高低與人們生活水平息息相關，合理控制房價，使居民能夠安居樂業已經成為政府工作的重點。雖然吉林省房地產起步較晚，但是隨著住房制度的不斷改革和住房消費政策的切實落實，吉林省房地產業已經得到快速發展，并且成為推動吉林省經濟增長的主要動力。

從房地產開發投資占固定資產投資的比重來看，全國1995年為15.87%，之后一直下降到1998年最低點為12.72%，此后經過短期增長后一直在15%以上波動，2012年該比值達到19.16%。而1995年吉林省為10.42%，之后一直下降，到1997年該數值下降為6.93%，從1998年開始逐漸增長，雖然一直處于不斷波動狀態，但是均在10%以上，2012年該比值達到13.77%。

從房地產價格角度來看，在未剔除價格因素的條件下，吉林省房地產平均售價從1994年的1，359.76元/平方米增長到2012年的4，146.72元/平方米，年平均增長率為6.39%，增幅為2，786.96元/平方米；同期，全國房地產平均售價從1994年的1，408.63元/平方米增長到2012年的5，790.99元/平方米，年平均增長率為8.17%，增幅為4，382.36元/平方米。

從以上數據可以看出，吉林省并未出現投資過熱和“房價高企”的現象，也就是吉林省還處于房地產開發成長時期。

二、吉林省房地產價格與經濟增長關系實證分析

（一）指標選取和數據準備。本文選擇的變量是吉林省房地產的平均售價和人均地區生產總值。搜集了1994～2012年房地產銷售的相關數據，經過計算得到房地產平均售價。為了消除價格因素對變量的影響，采用以1994年為基期的GDP平減指數對人均地區生產總值進行處理，得到不變價的實際人均地區生產總值；采用以1994年為基期的居民消費價格指數對房地產平均售價進行處理，得到不變價的實際房地產價格。最終，文章采用實際房地產價格（RHP）和實際人均地區生產總值（RPGDP）進行研究。

（二）實證分析。本文首先對經過處理后的兩個變量RHP和RPGDP進行平穩性檢驗，然后進行協整分析并建立誤差修正模型對二者的長期和短期關系進行分析，接著對二者之間的因果關系進行格蘭杰因果關系檢驗。

1、平穩性檢驗。由于非平穩時間序列在進行分析時容易出現偽回歸等問題，所以需要先對變量進行平穩性檢驗和處理。本文采用ADF單位根檢驗法進行平穩性檢驗。檢驗方法如下：

△Yt=β1+β2+δYt-1+ αi △Yt-i+εt

其中，εt 為純粹白噪聲誤差項，而Yt-1=（Yt-1-Yt-2），△Yt-2=（Yt-2-Yt-3）以此類推，由AIC準則或SIC準則來決定所產生的大多數的滯后期數。在ADF檢驗法中，虛擬假設為δ=0：即存在一個單位根和時間序列是非平穩的。如果，對立假設是δ<0：即時間序列式是平穩的。

從RPGDP的ADF檢驗值為3.677776，大于5%顯著性水平下的臨界值-1.961409，可知該序列非平穩；而一階差分后的RPGDP序列的ADF檢驗值為-2.769244，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.962813，所以，序列D（RPGDP）為平穩序列。同理可知，RHP序列為非平穩序列，D（RHP）序列為平穩序列。由于RPGDP和RHP兩個序列均為一階單整的時間序列，因此可以進行協整分析。

2、協整分析。本文采用E-G兩步法來對RHP和RPGDP進行協整檢驗。

假設{yt}和{xt}均為I（1）變量，并且建立回歸方程為yt=β0+β1xt+ut。本文模型所估計的殘差就是拿t=t-β0-β1t對t進行平穩性檢驗。

將RHP和RPGDP分別作為被解釋變量和解釋變量進行回歸，得到回歸方程為：

RHP=-1800.685+0.724501RPGDP+t

t=（-5.802538）（10.77198）

R2=0.872215 2=0.864698

D.W.=1.298566 F=116.0355

該方程中所有變量系數均通過了顯著性檢驗，且模型擬合程度較好。

3、誤差修正模型。由以上分析可知，變量RHP和RPGDP之間是協整關系，但是，RHP和RPGDP在短時間內是否會偏離均衡，還需要建立一個誤差修正模型。本文建立的誤差修正模型為：

△LHPt=α1+αi△LHPt-i+βj△LCPIt-j+γecmt-1 +εt

其中，ecmt是作為誤差修正項，也就是相當于協整方程中的殘差項。如果把殘差項t作為ecmt，而且將其作為非均衡誤差項代入上式，這樣就可以建立誤差修正模型：

D（RHP）=-6.819136+0.561945D（RPGDP）-0.791906ecmt+εt

t=（-0.142377）（2.018434）（-3.697999）

其中，除常數項外各變量都通過了10%顯著性水平下的檢驗。

根據上述方程，短期內實際人均地區生產總值每增加1%，實際房地產價格將上漲0.56%。誤差修正項系數為-0.791906，所得到的調整方向與誤差項反向糾正原理相吻合。

4、格蘭杰因果關系檢驗。格蘭杰因果關系檢驗驗證變量之間是否存在因果關系。本文利用Eviews5.0進行格蘭杰因果關系檢驗。

當滯后期為1期時，均拒絕兩個原假設，說明滯后1期時，商品房價格與經濟增長是互為因果；當滯后期為2期時，均接受兩個假設，說明滯后2期時，二者之間不存在因果關系；當滯后期為3期時，接受“RHP不是RPGDP的原因”的假設，拒絕“RPGDP不是RHP的原因”的假設，即商品房價格并不能促進經濟增長，但是經濟增長卻帶動了商品房價格的上漲。當滯后期為4期和5期時，均接受兩個原假設，二者不存在因果關系。

三、結論與建議

通過協整分析得出，吉林省房地產價格與經濟增長之間存在長期穩定均衡關系，并且正向關系，即實際人均地區生產總值每增長1%，房地產價格將會增長0.72%；通過建立誤差修正模型分析得出，吉林省房地產價格與經濟增長之間存在短期動態修正機制，短期來看，當實際人均地區生產總值每增長1%時，實際房地產價格會增長0.56%，短期彈性明顯小于長期；通過格蘭杰因果關系檢驗得出，短期內，房地產價格與經濟增長相互影響、相互促進；中長期內，經濟增長與房地產價格存在單向因果關系；長期來看，二者并不存在因果關系。

針對以上結論，本文提出以下三條建議：

第一，加強房地產市場監管力度。政府需要加強對房地產市場的監督管理力度，這就可以很好地、快速地解決在進行房地產市場調整過程中所出現的問題和矛盾。

第二，分類調控穩定房價。實行分類調控，有利于抑制房價過快上漲，促進房地產業健康發展。

第三，推進經濟結構升級。在維持房地產業是國民經濟支柱產業的前提下，合理調控和引導房地產及其相關行業的產業結構升級，同時依靠科技進步積極推進經濟結構升級，減少因房價調控對經濟增長造成的沖擊，使房價回歸合理，實現房地產業健康發展和經濟的可持續發展。

主要參考文獻：

[1]龐皓.計量經濟學[M].上海：華東理工大學出版社，2012.

[2]陳志芳，姚建斐.房地產價格與經濟增長的動態關系分析[J].經濟論壇，2012.11.

[3]張長青，朱昱晟.中國商品房價格與經濟增長的數量分析[J].學習與探索，2013.5.

[4]陳曉川，楊海艷.我國房價與經濟增長的實證研究[J].西南農業大學學報，2013.12.

[提要] 本文以吉林省1994～2012年相關數據，建立誤差修正模型來分析二者的短期波動，并采用協整分析和格蘭杰因果關系檢驗分析二者的長期關系和因果關系，并據此提出相關政策建議。

關鍵詞：房地產價格；經濟增長；協整；誤差修正

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼：A

收錄日期：2014年8月6日

一、引言

房價的高低與人們生活水平息息相關，合理控制房價，使居民能夠安居樂業已經成為政府工作的重點。雖然吉林省房地產起步較晚，但是隨著住房制度的不斷改革和住房消費政策的切實落實，吉林省房地產業已經得到快速發展，并且成為推動吉林省經濟增長的主要動力。

從房地產開發投資占固定資產投資的比重來看，全國1995年為15.87%，之后一直下降到1998年最低點為12.72%，此后經過短期增長后一直在15%以上波動，2012年該比值達到19.16%。而1995年吉林省為10.42%，之后一直下降，到1997年該數值下降為6.93%，從1998年開始逐漸增長，雖然一直處于不斷波動狀態，但是均在10%以上，2012年該比值達到13.77%。

從房地產價格角度來看，在未剔除價格因素的條件下，吉林省房地產平均售價從1994年的1，359.76元/平方米增長到2012年的4，146.72元/平方米，年平均增長率為6.39%，增幅為2，786.96元/平方米；同期，全國房地產平均售價從1994年的1，408.63元/平方米增長到2012年的5，790.99元/平方米，年平均增長率為8.17%，增幅為4，382.36元/平方米。

從以上數據可以看出，吉林省并未出現投資過熱和“房價高企”的現象，也就是吉林省還處于房地產開發成長時期。

二、吉林省房地產價格與經濟增長關系實證分析

（一）指標選取和數據準備。本文選擇的變量是吉林省房地產的平均售價和人均地區生產總值。搜集了1994～2012年房地產銷售的相關數據，經過計算得到房地產平均售價。為了消除價格因素對變量的影響，采用以1994年為基期的GDP平減指數對人均地區生產總值進行處理，得到不變價的實際人均地區生產總值；采用以1994年為基期的居民消費價格指數對房地產平均售價進行處理，得到不變價的實際房地產價格。最終，文章采用實際房地產價格（RHP）和實際人均地區生產總值（RPGDP）進行研究。

（二）實證分析。本文首先對經過處理后的兩個變量RHP和RPGDP進行平穩性檢驗，然后進行協整分析并建立誤差修正模型對二者的長期和短期關系進行分析，接著對二者之間的因果關系進行格蘭杰因果關系檢驗。

1、平穩性檢驗。由于非平穩時間序列在進行分析時容易出現偽回歸等問題，所以需要先對變量進行平穩性檢驗和處理。本文采用ADF單位根檢驗法進行平穩性檢驗。檢驗方法如下：

△Yt=β1+β2+δYt-1+ αi △Yt-i+εt

其中，εt 為純粹白噪聲誤差項，而Yt-1=（Yt-1-Yt-2），△Yt-2=（Yt-2-Yt-3）以此類推，由AIC準則或SIC準則來決定所產生的大多數的滯后期數。在ADF檢驗法中，虛擬假設為δ=0：即存在一個單位根和時間序列是非平穩的。如果，對立假設是δ<0：即時間序列式是平穩的。

從RPGDP的ADF檢驗值為3.677776，大于5%顯著性水平下的臨界值-1.961409，可知該序列非平穩；而一階差分后的RPGDP序列的ADF檢驗值為-2.769244，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.962813，所以，序列D（RPGDP）為平穩序列。同理可知，RHP序列為非平穩序列，D（RHP）序列為平穩序列。由于RPGDP和RHP兩個序列均為一階單整的時間序列，因此可以進行協整分析。

2、協整分析。本文采用E-G兩步法來對RHP和RPGDP進行協整檢驗。

假設{yt}和{xt}均為I（1）變量，并且建立回歸方程為yt=β0+β1xt+ut。本文模型所估計的殘差就是拿t=t-β0-β1t對t進行平穩性檢驗。

將RHP和RPGDP分別作為被解釋變量和解釋變量進行回歸，得到回歸方程為：

RHP=-1800.685+0.724501RPGDP+t

t=（-5.802538）（10.77198）

R2=0.872215 2=0.864698

D.W.=1.298566 F=116.0355

該方程中所有變量系數均通過了顯著性檢驗，且模型擬合程度較好。

3、誤差修正模型。由以上分析可知，變量RHP和RPGDP之間是協整關系，但是，RHP和RPGDP在短時間內是否會偏離均衡，還需要建立一個誤差修正模型。本文建立的誤差修正模型為：

△LHPt=α1+αi△LHPt-i+βj△LCPIt-j+γecmt-1 +εt

其中，ecmt是作為誤差修正項，也就是相當于協整方程中的殘差項。如果把殘差項t作為ecmt，而且將其作為非均衡誤差項代入上式，這樣就可以建立誤差修正模型：

D（RHP）=-6.819136+0.561945D（RPGDP）-0.791906ecmt+εt

t=（-0.142377）（2.018434）（-3.697999）

其中，除常數項外各變量都通過了10%顯著性水平下的檢驗。

根據上述方程，短期內實際人均地區生產總值每增加1%，實際房地產價格將上漲0.56%。誤差修正項系數為-0.791906，所得到的調整方向與誤差項反向糾正原理相吻合。

4、格蘭杰因果關系檢驗。格蘭杰因果關系檢驗驗證變量之間是否存在因果關系。本文利用Eviews5.0進行格蘭杰因果關系檢驗。

當滯后期為1期時，均拒絕兩個原假設，說明滯后1期時，商品房價格與經濟增長是互為因果；當滯后期為2期時，均接受兩個假設，說明滯后2期時，二者之間不存在因果關系；當滯后期為3期時，接受“RHP不是RPGDP的原因”的假設，拒絕“RPGDP不是RHP的原因”的假設，即商品房價格并不能促進經濟增長，但是經濟增長卻帶動了商品房價格的上漲。當滯后期為4期和5期時，均接受兩個原假設，二者不存在因果關系。

三、結論與建議

通過協整分析得出，吉林省房地產價格與經濟增長之間存在長期穩定均衡關系，并且正向關系，即實際人均地區生產總值每增長1%，房地產價格將會增長0.72%；通過建立誤差修正模型分析得出，吉林省房地產價格與經濟增長之間存在短期動態修正機制，短期來看，當實際人均地區生產總值每增長1%時，實際房地產價格會增長0.56%，短期彈性明顯小于長期；通過格蘭杰因果關系檢驗得出，短期內，房地產價格與經濟增長相互影響、相互促進；中長期內，經濟增長與房地產價格存在單向因果關系；長期來看，二者并不存在因果關系。

針對以上結論，本文提出以下三條建議：

第一，加強房地產市場監管力度。政府需要加強對房地產市場的監督管理力度，這就可以很好地、快速地解決在進行房地產市場調整過程中所出現的問題和矛盾。

第二，分類調控穩定房價。實行分類調控，有利于抑制房價過快上漲，促進房地產業健康發展。

第三，推進經濟結構升級。在維持房地產業是國民經濟支柱產業的前提下，合理調控和引導房地產及其相關行業的產業結構升級，同時依靠科技進步積極推進經濟結構升級，減少因房價調控對經濟增長造成的沖擊，使房價回歸合理，實現房地產業健康發展和經濟的可持續發展。

主要參考文獻：

[1]龐皓.計量經濟學[M].上海：華東理工大學出版社，2012.

[2]陳志芳，姚建斐.房地產價格與經濟增長的動態關系分析[J].經濟論壇，2012.11.

[3]張長青，朱昱晟.中國商品房價格與經濟增長的數量分析[J].學習與探索，2013.5.

[4]陳曉川，楊海艷.我國房價與經濟增長的實證研究[J].西南農業大學學報，2013.12.

[提要] 本文以吉林省1994～2012年相關數據，建立誤差修正模型來分析二者的短期波動，并采用協整分析和格蘭杰因果關系檢驗分析二者的長期關系和因果關系，并據此提出相關政策建議。

關鍵詞：房地產價格；經濟增長；協整；誤差修正

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼：A

收錄日期：2014年8月6日

一、引言

房價的高低與人們生活水平息息相關，合理控制房價，使居民能夠安居樂業已經成為政府工作的重點。雖然吉林省房地產起步較晚，但是隨著住房制度的不斷改革和住房消費政策的切實落實，吉林省房地產業已經得到快速發展，并且成為推動吉林省經濟增長的主要動力。

從房地產開發投資占固定資產投資的比重來看，全國1995年為15.87%，之后一直下降到1998年最低點為12.72%，此后經過短期增長后一直在15%以上波動，2012年該比值達到19.16%。而1995年吉林省為10.42%，之后一直下降，到1997年該數值下降為6.93%，從1998年開始逐漸增長，雖然一直處于不斷波動狀態，但是均在10%以上，2012年該比值達到13.77%。

從房地產價格角度來看，在未剔除價格因素的條件下，吉林省房地產平均售價從1994年的1，359.76元/平方米增長到2012年的4，146.72元/平方米，年平均增長率為6.39%，增幅為2，786.96元/平方米；同期，全國房地產平均售價從1994年的1，408.63元/平方米增長到2012年的5，790.99元/平方米，年平均增長率為8.17%，增幅為4，382.36元/平方米。

從以上數據可以看出，吉林省并未出現投資過熱和“房價高企”的現象，也就是吉林省還處于房地產開發成長時期。

二、吉林省房地產價格與經濟增長關系實證分析

（一）指標選取和數據準備。本文選擇的變量是吉林省房地產的平均售價和人均地區生產總值。搜集了1994～2012年房地產銷售的相關數據，經過計算得到房地產平均售價。為了消除價格因素對變量的影響，采用以1994年為基期的GDP平減指數對人均地區生產總值進行處理，得到不變價的實際人均地區生產總值；采用以1994年為基期的居民消費價格指數對房地產平均售價進行處理，得到不變價的實際房地產價格。最終，文章采用實際房地產價格（RHP）和實際人均地區生產總值（RPGDP）進行研究。

（二）實證分析。本文首先對經過處理后的兩個變量RHP和RPGDP進行平穩性檢驗，然后進行協整分析并建立誤差修正模型對二者的長期和短期關系進行分析，接著對二者之間的因果關系進行格蘭杰因果關系檢驗。

1、平穩性檢驗。由于非平穩時間序列在進行分析時容易出現偽回歸等問題，所以需要先對變量進行平穩性檢驗和處理。本文采用ADF單位根檢驗法進行平穩性檢驗。檢驗方法如下：

△Yt=β1+β2+δYt-1+ αi △Yt-i+εt

其中，εt 為純粹白噪聲誤差項，而Yt-1=（Yt-1-Yt-2），△Yt-2=（Yt-2-Yt-3）以此類推，由AIC準則或SIC準則來決定所產生的大多數的滯后期數。在ADF檢驗法中，虛擬假設為δ=0：即存在一個單位根和時間序列是非平穩的。如果，對立假設是δ<0：即時間序列式是平穩的。

從RPGDP的ADF檢驗值為3.677776，大于5%顯著性水平下的臨界值-1.961409，可知該序列非平穩；而一階差分后的RPGDP序列的ADF檢驗值為-2.769244，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.962813，所以，序列D（RPGDP）為平穩序列。同理可知，RHP序列為非平穩序列，D（RHP）序列為平穩序列。由于RPGDP和RHP兩個序列均為一階單整的時間序列，因此可以進行協整分析。

2、協整分析。本文采用E-G兩步法來對RHP和RPGDP進行協整檢驗。

假設{yt}和{xt}均為I（1）變量，并且建立回歸方程為yt=β0+β1xt+ut。本文模型所估計的殘差就是拿t=t-β0-β1t對t進行平穩性檢驗。

將RHP和RPGDP分別作為被解釋變量和解釋變量進行回歸，得到回歸方程為：

RHP=-1800.685+0.724501RPGDP+t

t=（-5.802538）（10.77198）

R2=0.872215 2=0.864698

D.W.=1.298566 F=116.0355

該方程中所有變量系數均通過了顯著性檢驗，且模型擬合程度較好。

3、誤差修正模型。由以上分析可知，變量RHP和RPGDP之間是協整關系，但是，RHP和RPGDP在短時間內是否會偏離均衡，還需要建立一個誤差修正模型。本文建立的誤差修正模型為：

△LHPt=α1+αi△LHPt-i+βj△LCPIt-j+γecmt-1 +εt

其中，ecmt是作為誤差修正項，也就是相當于協整方程中的殘差項。如果把殘差項t作為ecmt，而且將其作為非均衡誤差項代入上式，這樣就可以建立誤差修正模型：

D（RHP）=-6.819136+0.561945D（RPGDP）-0.791906ecmt+εt

t=（-0.142377）（2.018434）（-3.697999）

其中，除常數項外各變量都通過了10%顯著性水平下的檢驗。

根據上述方程，短期內實際人均地區生產總值每增加1%，實際房地產價格將上漲0.56%。誤差修正項系數為-0.791906，所得到的調整方向與誤差項反向糾正原理相吻合。

4、格蘭杰因果關系檢驗。格蘭杰因果關系檢驗驗證變量之間是否存在因果關系。本文利用Eviews5.0進行格蘭杰因果關系檢驗。

當滯后期為1期時，均拒絕兩個原假設，說明滯后1期時，商品房價格與經濟增長是互為因果；當滯后期為2期時，均接受兩個假設，說明滯后2期時，二者之間不存在因果關系；當滯后期為3期時，接受“RHP不是RPGDP的原因”的假設，拒絕“RPGDP不是RHP的原因”的假設，即商品房價格并不能促進經濟增長，但是經濟增長卻帶動了商品房價格的上漲。當滯后期為4期和5期時，均接受兩個原假設，二者不存在因果關系。

三、結論與建議

通過協整分析得出，吉林省房地產價格與經濟增長之間存在長期穩定均衡關系，并且正向關系，即實際人均地區生產總值每增長1%，房地產價格將會增長0.72%；通過建立誤差修正模型分析得出，吉林省房地產價格與經濟增長之間存在短期動態修正機制，短期來看，當實際人均地區生產總值每增長1%時，實際房地產價格會增長0.56%，短期彈性明顯小于長期；通過格蘭杰因果關系檢驗得出，短期內，房地產價格與經濟增長相互影響、相互促進；中長期內，經濟增長與房地產價格存在單向因果關系；長期來看，二者并不存在因果關系。

針對以上結論，本文提出以下三條建議：

第一，加強房地產市場監管力度。政府需要加強對房地產市場的監督管理力度，這就可以很好地、快速地解決在進行房地產市場調整過程中所出現的問題和矛盾。

第二，分類調控穩定房價。實行分類調控，有利于抑制房價過快上漲，促進房地產業健康發展。

第三，推進經濟結構升級。在維持房地產業是國民經濟支柱產業的前提下，合理調控和引導房地產及其相關行業的產業結構升級，同時依靠科技進步積極推進經濟結構升級，減少因房價調控對經濟增長造成的沖擊，使房價回歸合理，實現房地產業健康發展和經濟的可持續發展。

主要參考文獻：

[1]龐皓.計量經濟學[M].上海：華東理工大學出版社，2012.

[2]陳志芳，姚建斐.房地產價格與經濟增長的動態關系分析[J].經濟論壇，2012.11.

[3]張長青，朱昱晟.中國商品房價格與經濟增長的數量分析[J].學習與探索，2013.5.

[4]陳曉川，楊海艷.我國房價與經濟增長的實證研究[J].西南農業大學學報，2013.12.