長沙市房地產投資與經濟增長的計量關系研究

文/周儀姜

隨著我國房地產業發展壯大，房地產投資成為帶動相關產業發展和促進國民經濟增長的一種普遍方式，因此，關注和研究房地產投資與國民經濟發展之間的關系十分必要。

一、長沙市房地產投資現狀描述

在房地產投資總量方面，長沙市的投資取得了高速的增長，并且逐年增加。2002年，其投資額為81.56億，2017年，其投資額達到1493.33億，是2002年近20倍。在房地產增速方面，長沙市近十年來受國家宏觀政策和經濟形勢等多方面因素影響，波動幅度較大。2009年到2014年，由于政府出臺房地產優惠政策和2008年持觀望態度的剛性需求的釋放，房地產市場活躍，投資持續增長。但隨著市政府出臺了嚴格的相關調控政策，2015年房地產投資出現了負增長，房地產市場陷入了困境。之后，市政府及時放寬政策，讓長沙市房地產市場有了回升的跡象，2015—2017上漲速度非常快，且2017年又達到了新的高度。（見圖1）

圖1 2002-2017年長沙市房地產投資總量圖數據來源：2018年《中國統計年鑒》

通過分析房地產投資用途結構，可以看出住宅投資在總投資的使用中占據主體位置，盡管近兩年比例開始降低，但之前一直占有百分之六十以上的比例。商業用房的投資比例剛開始比較低，但隨著居民需求越來越多樣化，大部分房地產企業為了獲得更多的商機，開始將商業地產作為投資主方向，甚至出現商業地產熱。商業用房投資額和辦公樓的投資額在2011年大幅度上漲后開始趨于平緩，這是由于之前的投資熱導致了很多非理性的投資，政府加強了對商業地產市場的引導和調控，所以投資有所放緩。但近兩年這種非理性投資的現象又有所出現。（具體見表1）

二、長沙市房地產投資與經濟增長的現狀分析

如圖2可知長沙市GDP和長沙市房地產投資的發展趨向大致相同。2002—2017年長沙市經濟總量一直穩步增長，同時長沙市房地產開發投資規模整體上也呈不斷上升趨向。由圖3可知，長沙市的經濟增速與房地產的增速變動趨勢也有一定的相關性，其上下波動的周期基本一致。但經濟增速較房地產投資增速的波動幅度更為平緩些。不過從簡單的圖表中不能準確驗證兩者之間的關系，需要通過更準確的計量方法進行確定。

表1 不同投資用途占比數值表

圖2 2002-2017年長沙市房地產投資額與經濟總量數據來源：2018年《中國統計年鑒》

圖3 2002-2017年長沙市房地產投資和GDP增速

表2 房地產開發投資額、GDP及它們的自然對數

三、長沙市房地產投資與經濟增長實證分析

根據文獻整理，能夠得出關于長沙市房地產投資與經濟增長之間的關系，即雙向影響、單向影響或是無關三種可能。本文是通過時間序列分析，采用長沙市2002-2017年的數據探討長沙市房地產投資與經濟增長的關系。其所有數據均為年度數據，數據來源于2018年《中國統計年鑒》、2018年《長沙市統計年鑒》。

（一）變量選取與數據處理

房地產投資（RI）。本文的房地產投資以長沙市房地產開發投資總額表達。

經濟增長（ECG）。本文采用GDP值表示長沙市經濟增長。

因為取自然對數能夠更好地觀察數據變化且不會改變原始數據的協整關系。因此，調整后的房地產投資和GDP值是以e的自然對數為基礎的，分別用lnRI、lnECG來表示。（具體見表2）

（二）單位根檢驗

為避免時間序列數據存在偽回歸的問題，單位根檢驗一般采用DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗。本文使用Eviews8.0軟件采用最常用的ADF方法對ln(RI)和ln(ECG)進行單位根檢驗。序列若是平穩，則滿足ADF統計量的值小于1%、5%以及10%的臨界值。若是不滿足，則可得序列不平穩的結論。

表3 LnRI,LnECG的ADF檢驗結果

表3反映的是長沙市房地產投資和經濟增長指標的單位根檢驗結果，從中可以看到ln（ECG）、ln（RI）、ln（RI）和 ln（ECG）的ADF檢驗統計量分別為-3.038215、-2.867872、-2.747595和-3.164946。不滿足ADF統計量的值小于1%、5%以及10%的臨界值，所以它們是非平穩的。因此進一步對他們二階差分后，得出 Δ2ln(RI)和 Δ2ln(ECG)的ADF統計量滿足上述要求，即時間序列ln（RI）和ln（ECG）是（I2）的單位根過程，可以進一步進行協整檢驗。

（三）協整檢驗

由ADF單位根檢驗得出Δ2Ln(RI)，Δ2Ln(ECG)為平穩序列，進而進行協整檢驗。如果變量協整，則說明長沙市房地產投資與經濟增長之間存在著長期穩定的關系；否則，他們之間就不存在長期穩定的關系。

學者們較為常用的協整檢驗法分別是E-G兩步法和JJ檢驗方法。其中JJ主要是面對多個變量之間關系的，本文所用的E-G兩步法常在面對兩個變量之間的關系時使用。

開始時，回歸模型由OLS估計：ln(E CG )t=α0+α1ln(RI I)t+εi，從而得到殘差序列εt。在本例中，選擇普通最小二乘法（LS）估計被解釋變量、常數項及解釋變量構成的方程，從而得到估計結果，如表4所示：

表4 回歸模型估計結果

其次，通過點擊PROC殘差序列得到殘差序列εt，用單位根檢驗殘差。在本例中，方程選擇水平狀態，不包括時間趨勢項和常數項，得到檢驗結果，如表5所示：

檢驗結果顯示：由于t=-2.50＜-1.97，結果表明，殘差序列否定了原來的假設，接受了5%顯著性水平上沒有單位根的結論。因此可以得出長沙經濟增長（ECG）與長沙房地產投資（RI）之間存在著長期均衡關系的結論。

（四）誤差修正模型

為了進一步驗證兩個變量間的短期影響的作用，從而需誤差修正模型（ECM）。本文主要利用長期協整方程中殘差項εt，令ECM等 于εt， 將 Δln(RI)，Δln(ECG)和ECM進行最小二乘回歸，能夠獲得ECM誤差修正模型。借助Eviews8.0軟件得到ECM誤差修正模型如下：

表5 殘差ADF檢驗結果

模型結果顯示，長沙市房地產開發投資的短期變化在5%的顯著性水平下正向影響經濟增長。當長沙市房地產開發投資額每增加一個百分點時，其經濟規模將增加0.267613個百分點。同時誤差修正模型中的系數是滿足反向糾正機制，當前一周期偏差越大，當期校正量也越大。可以說明在這一系統中是包含誤差修正機制的。

（五）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系( Granger Causality )基本模型為：

前文協整檢驗表明：長期均衡關系存在于長沙市房地產開發投資與經濟增長兩者之間。但這種關系的具體表現還不夠清楚，因此，本文通過格蘭杰因果檢驗分別選取了滯后期1-3進行探討分析。結果如表6所示。

表6 格蘭杰因果檢驗結果

當滯后期為1時（以年為單位），在5%的顯著性水平下，可 得 ln（RI） 是 ln（ECG） 的Granger原因，而對于“ln（ECG）does not Granger Cause ln（RI）”的原假設，其拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.2840，不能拒絕原假設；當滯后期為2和3時，同時接受了“ln（RI）does not Granger Cause ln（ECG）”的原假設和“ln（ECG）does not Granger Cause ln（RI）”的原假設，則體現了長沙市房地產投資與經濟增長之間沒有關系。

（六）分析總結

利用Eview8.0軟件對長沙市2002～2017年的時間序列數據進行了實證研究，得出如下結論：

(1) 通過ADF單位根檢驗發現了ln(RI）和ln(ECG)均為二階單整平穩序列，即ln(RI)～ I(2)、ln(ECG)～ I(2)。

(2) E-G兩步協整檢驗表明了在5%的顯著水平上，長沙市房地產投資與經濟增長兩者之間是長期的動態平衡關系。

(3) 誤差修正模型結果表明了長沙市房地產開發投資的短期變化在0.05的顯著性水平下正向影響經濟增長。當長沙市房地產投資額每增加（減少）一個百分點，會引起國內生產總值增長（減少）0.267613個百分點。誤差修正項的調整力度為-0.313845，說明會通過不斷調整使其保持長期均衡。

(4) 格蘭杰因果檢驗表明了長沙市房地產投資與經濟增長之間的關系會隨滯后階數變化而變化，只有當滯后階數為1時，長沙市房地產投資是經濟增長的原因。

經實踐的檢驗可知，我國房地產投資在國民經濟發展中的作用不容忽視。應依據長沙市發展狀況準確把握長沙市房地產投資與經濟增長之間的關系，從而確定其房地產開發投資規模。同時更應該努力創造出長沙市更多的經濟增長點，以促進經濟健康發展。