房地產業(yè)周期及其與宏觀經濟的關系研究
——來自天津的經驗證據(jù)

趙建斌

(中國人民銀行 天津分行，天津 300040)

● 京津冀協(xié)同發(fā)展研究

房地產業(yè)周期及其與宏觀經濟的關系研究
——來自天津的經驗證據(jù)

趙建斌

(中國人民銀行 天津分行，天津 300040)

房地產業(yè)是產業(yè)關聯(lián)度很高的行業(yè)，是一國經濟的重要組成部分。本文運用HP濾波方法對天津市房地產周期進行了分解，并從宏觀政策的角度解讀了房地產周期波動的原因，進而研究房地產周期與經濟周期之間的關系，發(fā)現(xiàn)：1998年至今天津市房地產經歷了兩個周期，房地產與經濟增長之間存在協(xié)整關系，且互為格蘭杰原因,房地產業(yè)對經濟增長的作用大于經濟增長對房地產業(yè)的作用。

房地產；周期；協(xié)整關系；格蘭杰原因

1998年我國取消福利分房制度，房地產業(yè)開始向市場化邁進，成為我國經濟發(fā)展中新的消費熱點和增長點。二十余年來，天津市房地產業(yè)蓬勃發(fā)展。房地產業(yè)在國民經濟中的地位日益重要，1998年天津市房地產業(yè)增加值只有43.2億元，2011年達到427.3億元，增長約9倍之多，房地產業(yè)增加值占GDP的比重由3%上升到4%。房地產投資持續(xù)興旺，天津市房地產開發(fā)投資完成額持續(xù)快速增長，從1998年的106.7億元增加到2011年的1080億元，其中“十一五”時期房地產開發(fā)投資比“十五”時期增長1.8倍，年均增長達到22.8%。

一、文獻綜述

目前對房地產周期的分析與研究，特別是房地產周期形成的原因、房地產周期與宏觀經濟周期的相互作用等一系列問題正在探索中。分析研究天津市房地產周期及其相關問題，對于平穩(wěn)發(fā)展房地產業(yè)，多角度認識宏觀經濟周期波動具有現(xiàn)實意義。Mitchell(1927)[1]首先認識到了建筑業(yè)存在周期波動，Grebler和Burns(1982)[2]分析了美國房地產總體建筑周期，并分類研究了公共建筑、私人建筑及住宅建筑的周期，Kim(2007)[3]建立了一個房地產周期的系統(tǒng)動力學模型，研究了新加坡房地產市場的周期波動。國內房地產周期研究開展較晚，何國釗等(1996)[4]劃分了我國1981—1994年房地產周期，邱強和萬海遠(2007)[5]界定了我國1981—2006年的房地產周期，邱兆祥和王濤(2009)[6]研究了我國1950以來的房地產周期。在影響房地產周期的諸多因素中，我國學者更關注政策的作用，陳峰和丁烈云(2007)[7]分析了我國房地產政策與房地產周期波動的關系。李海波(2006)[8]、向為民(2010)[9]的研究都表明經濟周期與房地產發(fā)展之間存在密切關系。

二、天津市房地產周期的界定

(一)研究指標的選擇

關于房地產周期的研究主要有單指標法、擴散指數(shù)法和合成指數(shù)法等方法。具體指標的選取一般包括商品房銷售額、房地產投資、施工、竣工面積、房屋價格等等。而房地產貸款由于統(tǒng)計時間較晚、時間序列不夠長，目前還難以使用。由于房地產施工面積與另外幾個指標的相關程度較高，我們采用單指標法，選擇房地產施工面積(用SGMJ表示)來研究天津市房地產周期狀況。

(二)季節(jié)調整和周期存在性檢驗

利用1998年3月—2011年9月天津市房地產施工面積的季度數(shù)據(jù)來刻畫天津市房地產業(yè)的周期情況，如圖1，可以看到，房地產施工面積存在長期增長的趨勢和季節(jié)波動。

圖1 天津市房地產施工面積(季度數(shù)據(jù)，單位：萬平方米)

我們用X12-ARIMA方法對房地產施工面積進行季節(jié)調整，對經過季節(jié)調整的序列(用SGMJ_SA表示)驗證房地產周期的存在性。首先將此序列進行長期趨勢的擬合，計算出殘差序列，通過判斷殘差序列的隨機性來確定房地產周期是否存在。

用時間作為自變量，我們得到季節(jié)調整后的房地產施工面積的趨勢估計：

SGMJ_SA=-75.5868+98.1391t

(-0.3248) (13.5728)

R2=0.7766

(1)

由于掌握的時間序列長度有限，運用游程檢驗來檢驗殘差序列有無隨機性，非參數(shù)檢驗方法對于小樣本問題通常具有良好的效果。如果殘差序列具有隨機性，則認為房地產施工面積序列不存在周期循環(huán)，反之，則認為房地產施工面積序列存在周期循環(huán)。將殘差序列轉化成以0或1表示的序列，殘差大于1記為1，小于1記為0。游程數(shù)R=3，0的總個數(shù)m=35，1的總個數(shù)n=20。通過計算得到，P(︱R︱≤3)=2.18×10-13。因此，在0.01的顯著性水平下，我們認為殘差序列缺乏隨機性，所以，研究天津市房地產周期是有意義的。

(三)天津市房地產周期的分解

剔除了房地產施工面積序列中的季節(jié)成分和不規(guī)則成分，同時得到趨勢—周期成分，利用HP濾波方法提取其長期趨勢成分，剩余的成分則為周期成分，參數(shù)λ取1600,周期成分如圖2所示。

從圖2可以看出，天津市房地產存在兩個周期：第一個周期從1998年到2005年初，歷時7年，1998年復蘇，1999年有所回落，2000年穩(wěn)步增長，6月達到頂峰，2001年開始下滑，2003年6月和2004年6月兩次小幅回升，2005年3月達到谷底；第二個周期從2005年至今，歷時6年，2005年復蘇，2005年12月和2007年3月兩次到達頂峰，2008年快速下滑，2009年6月滑入谷底，2010年復蘇，2011年擴張。

1998年至今，天津市房地產經歷了兩個周期，第一個周期的特點是波峰較高，波谷較淺，第二個周期的特點是波峰較低，波谷較深。天津市房地產走勢有時與全國趨勢一致，如2000年全國房地產投資完成額同比增速比上年提高8個百分點，2009年增速比上年降低7個百分點，同樣，天津市房地產經歷了2000年的擴張和2009年的衰退，但由于天津市獨特的區(qū)位優(yōu)勢、發(fā)展戰(zhàn)略和調控政策的作用，在全國緊縮性的政策環(huán)境下，天津市房地產業(yè)出現(xiàn)幾次逆勢反彈，如2003年中、2004年中、2005年和2007年初的小幅擴張。

三、天津市房地產周期與宏觀經濟周期的關系

圖2 天津市房地產施工面積的周期成分

選取地區(qū)生產總值(用GDP表示)和房地產施工面積(用SGMJ表示)討論天津市房地產周期與經濟周期之間的關系，樣本期為1998年第1季度至2011年第2季度。用地區(qū)生產總值除以商品零售價格指數(shù)來消除物價因素的影響。

(一)協(xié)整檢驗

原始數(shù)據(jù)呈指數(shù)型增長，對其取自然對數(shù)，使指數(shù)趨勢變成線性，分別用lnGDP和lnSGMJ表示。利用恩格爾—格蘭杰(EG)方法進行檢驗，首先對lnGDP和lnSGMJ分別進行ADF檢驗，檢驗結果表明，lnGDP和lnSGMJ都是一階單整序列，見表1。

表1 單位根檢驗

變量檢驗類型(c，t，?)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平lnGDP(c，t，4)-2 284993-4 1567341%ΔlnGDP(c，t，4)-3 708507-3 5063745%lnSGMJ(c，t，3)-0 182940-4 1484651%ΔlnSGMJ(c，t，2)-28 06159-4 1484651%(1)中殘差(0，0，2)-5 702605-1 9473815%(2)中殘差(0，0，3)-2 545255-1 9473815%

注：c和t分別表示帶有常數(shù)項和趨勢項，*表示輔助回歸方程中的滯后階數(shù)。

用最小二乘法估計地區(qū)生產總值和房地產施工面積之間的長期均衡關系，估計結果如下：

(-4.1890)(18.8592)

R2=0.8724

(2)

括號中的數(shù)字為相應系數(shù)的t檢驗統(tǒng)計量，方程(2)中的系數(shù)都是顯著的。

為了確定地區(qū)生產總值和房地產施工面積這兩個變量真的存在協(xié)整關系，還需對以上模型的誤差項進行ADF檢驗，檢驗結果列于表1中，在5%的顯著性水平下，可以認為殘差序列是平穩(wěn)的，所以，地區(qū)生產總值和房地產施工面積之間確實存在協(xié)整關系。

此外，將式(2)中的自變量與因變量互換位置，即用lnGDP來解釋lnSGMJ，得到以下結果：

(8.8992)(18.8592)

R2=0.8724

(3)

由于式(2)與式(3)的R2都接近于1，所以這兩個協(xié)整關系都是適用的。同樣，對方程(3)的誤差項進行ADF檢驗，結果列于表1中，在5%的顯著性水平下，可以認為殘差序列是平穩(wěn)的。

(二)誤差修正模型

誤差修正模型是描述變量圍繞長期均衡關系進行短期動態(tài)調整的過程。相應于方程(2)的誤差修正模型的估計結果如下：

(lnGDPt-1+2.1209-1.2450×

(-0.5474)(-6.8344)

lnSGMJt-1)+1.6580×ΔlnSGMJt

(20.7937)

R2=0.9213 DW=1.9761

(4)

相應于方程(3)的誤差修正模型的估計結果如下：

(lnSGMJt-1-2.4612-0.7008×

(0.7861) (-4.4407)

lnGDPt-1)+0.5092×ΔlnGDPt

(20.0843)

R2=0.8908 DW=2.0776

(5)

其中滯后項是根據(jù)系數(shù)的顯著性檢驗及AIC、SIC準則綜合考慮進行選擇的。

(三)格蘭杰因果檢驗

對lnGDP和lnSGMJ進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表2。表2顯示，地區(qū)生產總值是房地產施工面積的格蘭杰原因，同時房地產施工面積也是地區(qū)生產總值的格蘭杰原因。

表2 格蘭杰因果檢驗

零假設F統(tǒng)計量P值lnSGMJ不是lnGDP的格蘭杰原因12 54974 6E-06lnGDP不是lnSGMJ的格蘭杰原因5 870960 00184

(四)實證分析結果的經濟解釋

由上述分析過程可以得到天津市房地產周期與宏觀經濟周期的長短期關系。

1.長期關系

天津市房地產業(yè)與經濟增長之間存在長期均衡關系，由式(2)可知，房地產施工面積每增加1%，地區(qū)生產總值就增加1.245%，由式(3)可知，地區(qū)生產總值每增加1%，房地產施工面積就增加0.7008%。這表明地區(qū)生產總值和房地產施工面積兩者之中任何一方增加都會帶動另一方增加，格蘭杰因果關系檢驗結果也支持這一說法。可見，天津市房地產業(yè)與經濟增長的關系是密切的，房地產是維持長期經濟增長的重要動力，而且，房地產施工面積增加引起地區(qū)生產總值增加的幅度大于地區(qū)生產總值增加引起房地產施工面積增加的幅度。

2.短期關系

天津市房地產業(yè)與經濟增長短期內卻會偏離均衡關系，表現(xiàn)為向長期均衡關系不斷調整的動態(tài)過程。式(3)表明房地產施工面積的短期變化對地區(qū)生產總值有著顯著的正的影響，即房地產施工面積增加1個單位，就會引起地區(qū)生產總值增加1.658個單位，并且在每一年，地區(qū)生產總值的實際值與均衡值的上一年差距約有81%可以得到修正。從式(5)可知，地區(qū)生產總值的短期變化對房地產施工面積也有顯著的正影響，但小于房地產施工面積短期變化對地區(qū)生產總值的影響，即地區(qū)生產總值增加1個單位會使房地產施工面積增加0.5092個單位，并且在每一年里，房地產施工面積的實際值與長期均衡值的上一年差距約有44%可以得到修正。

3.天津市房地產周期與宏觀經濟周期的關系

天津市房地產業(yè)與宏觀經濟的關系可以通過上述實證研究得出以下結論：(1)房地產周期波動與地區(qū)經濟增長周期波動高度一致，僅振幅高低有所差異，充分說明地區(qū)經濟波動與房地產業(yè)平穩(wěn)發(fā)展密不可分。在經濟增長達到兩位數(shù)快速增長期時，房地產業(yè)實現(xiàn)了飛速發(fā)展，2004年天津市經濟快速增長，GDP增速達15.8%，同期天津市房地產業(yè)處于擴張時期，房地產施工面積增速高達32%，房屋銷售價格指數(shù)達113.5。2009年由于全球金融危機的影響，天津市GDP增速下滑，房地產開發(fā)投資完成額占全社會固定資產投資總額的比重較上年減少5個百分點，商品房售價漲勢趨緩，房地產業(yè)呈現(xiàn)下行態(tài)勢。(2)從短期看，房地產業(yè)的快速增長有效帶動了地區(qū)經濟的迅猛發(fā)展，但從長期看，雖然實證檢驗的結果充分表明二者互為因果的關系明顯，但房地產業(yè)像當前粗放式發(fā)展可持續(xù)性堪憂，因此，精細化、科學化平穩(wěn)發(fā)展房地產業(yè)才會有效促進地區(qū)經濟增長。

四、研究結論

首先分析了天津市房地產業(yè)的發(fā)展狀況，在對房地產周期存在性檢驗之后，運用HP濾波方法對天津市房地產周期進行了分解，進而研究房地產周期與經濟周期之間的關系，通過對天津市房地產施工面積與地區(qū)生產總值的協(xié)整關系和格蘭杰因果關系的分析發(fā)現(xiàn)：(1)1998年至今，天津市房地產經歷了兩個周期，第一個周期從1998年至2005年初，第二個周期從2005年至今；(2)房地產施工面積與經濟增長之間有十分密切的關系，二者存在協(xié)整關系，且互為格蘭杰原因；(3)房地產業(yè)對經濟增長的作用大于經濟增長對房地產業(yè)的作用。

[1] Mitchell, W. C.BusinessCycles:TheProblemanditsSetting[M]. New York: National Bureau of Economic Research, 1927:125-136.

[2] Grebler L．, L．Burns． Construction Cycles in the Uniteed States since World War Two [J]．JournaloftheAmericanRealEstateandUrbanEconomicsAssociation, 1982(2).

[3] Kim H. H. Modeling the Structure of CV Formation and Expectations [J].JournalofPropertyInvestment&Finance, 2007(2).

[4] 何國釗,曹振良,李晟.中國房地產周期研究[J].經濟研究,1996(12).

[5] 邱強,萬海遠.我國房地產業(yè)的周期運行特征[J].統(tǒng)計與決策,2007(22).

[6] 邱兆祥,王濤.我國房地產經濟周期劃分研究(1950—2008年)[J].經濟研究參考,2009(71).

[7] 陳峰,丁烈云.我國房地產政策周期的比較研究[J].經濟管理與研究,2007(5).

[8] 李海波.從經濟周期看中國房地產發(fā)展[J].經濟問題,2006(9).

[9] 向為民.房地產趨勢與經濟穩(wěn)定：測度兩者周期[J].改革,2010(9).

(責任編輯：王 荻)

2015-03-24

趙建斌，男，中國人民銀行天津分行助理研究員，經濟學博士。

F293.3

A

1008-2603(2015)03-0041-04