中國經(jīng)濟增長與住宅投資

摘 要：文章運用1981—2010年中國各省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)，利用協(xié)整回歸方法，對經(jīng)濟增長與全社會住宅投資、經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)住宅投資、經(jīng)濟增長與農(nóng)村住宅投資在不同時段的關(guān)系進行了分析。文章的實證結(jié)果表明，從1995年開始，中國經(jīng)濟增長與全社會住宅投資存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，經(jīng)濟增長會有效地拉動全社會住宅投資的增加，而全社會住宅投資的增加會降低經(jīng)濟增長的速度；并且中國經(jīng)濟增長與全社會住宅投資關(guān)系的本質(zhì)是城鎮(zhèn)住宅投資與農(nóng)村住宅投資分別與經(jīng)濟增長互動所導(dǎo)致的結(jié)果。文章的實證結(jié)果還表明，中國各期的房地產(chǎn)政策均是有效的，在當(dāng)時實施“限購令”是合理的；并且中國的房地產(chǎn)政策應(yīng)注重城鎮(zhèn)政策和農(nóng)村政策協(xié)調(diào)發(fā)展，有助于中國經(jīng)濟增長與住宅投資的關(guān)系向更好的方向發(fā)展。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；全社會住宅投資；城鎮(zhèn)住宅投資；農(nóng)村住宅投資；協(xié)整回歸

中圖分類號：F271文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1005-6432（2025）24-0013-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2025.24.004

1 引言

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟增長與住宅投資都呈穩(wěn)步上升趨勢，尤其是1981—2010年中國經(jīng)濟增長與住宅投資具有明顯的聯(lián)動關(guān)系。一方面，2010年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值為401202億元，全社會住宅投資為45936.1億元，全社會住宅投資占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例為11.45%。城鎮(zhèn)住宅投資為39473.7億元，農(nóng)村住宅投資為6462.5億元，分別占全社會住宅投資的85.93%和14.07%，并且分別占國內(nèi)生產(chǎn)總值的9.84%和1.61%。另一方面，當(dāng)時中國房地產(chǎn)市場調(diào)控政策頻繁變動，先是促進住宅建設(shè)和消費，接著為了避免市場過熱，又出臺限購令。隨著限購令的提出，中國住宅投資受到巨大的影響，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增速減緩。因此，研究中國經(jīng)濟增長與住宅投資之間的關(guān)系，對中國經(jīng)濟增長和房地產(chǎn)市場宏觀調(diào)控具有重要意義。

文章收集了1981—2010年中國各省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)，利用誤差修正模型，對經(jīng)濟增長與全社會住宅投資、經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)住宅投資、經(jīng)濟增長與農(nóng)村住宅投資的關(guān)系進行研究。

2 計量模型、變量及數(shù)據(jù)

2.1 計量模型

文章基于時間序列數(shù)據(jù)，使用協(xié)整回歸的分析方法分別探討經(jīng)濟增長與全社會住宅投資、經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)住宅投資、經(jīng)濟增長與農(nóng)村住宅投資的關(guān)系。JJ協(xié)整檢驗的VECM模型（誤差修正模型）檢驗變量之間的長期協(xié)整關(guān)系，具體如下：

DLNGDPt=α1（LNGDPt-1+βLNHIt-1+C1+γ1t）（1）

DLNHIt=α2（LNGDPt-1+βLNHIt-1+C1+γ1t）（2）

其中，下標(biāo)t表示時間。GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，HI表示全社會的住宅投資，在模型中將GDP和HI做了對數(shù)化處理，C表示常數(shù)項，t表示時間趨勢。參數(shù)α代表調(diào)整速度，與參數(shù)α相乘的括號內(nèi)的方程代表含時間趨勢的長期均衡關(guān)系。當(dāng)α的值顯著時，解釋變量才能成為因變量的Granger因。

經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)住宅投資、經(jīng)濟增長與農(nóng)村住宅投資的模型同上。

2.2 變量說明和數(shù)據(jù)來源

國家統(tǒng)計局從1981年起統(tǒng)計和公布了全社會住宅投資數(shù)據(jù)，明確說明由城鎮(zhèn)住宅投資和農(nóng)村住宅投資兩部分組成。為了克服年數(shù)短、數(shù)據(jù)量少的問題，文章收集了1981—2010年全國各省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)。最終的數(shù)據(jù)跨越30個年份，涵蓋31個省市自治區(qū)（不包含西藏），其中按照通常的做法將重慶市直轄市的數(shù)據(jù)并入了四川省。這些數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計數(shù)典》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》和《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年報》。

為了消除價格影響，將數(shù)據(jù)調(diào)整至1981年基期。按照處理經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)的一般做法，為降低數(shù)據(jù)的波動幅度，對國內(nèi)生產(chǎn)總值和住宅投資取自然對數(shù)。下文將國內(nèi)生產(chǎn)總值（以億元為單位）的自然對數(shù)記作LNGDP，LNGDP的一階差分即為LNGDP的增長率記作DLNGDP，其他變量相同方式處理。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 單位根檢驗

由于LNGDP、LNHI、LNHIU和LNHIR都是時間序列數(shù)據(jù)，必須先檢驗這些變量的平穩(wěn)性，表2列出了ADF（Dickey等，1979；Fuller，1996）的檢驗值、檢驗“存在單位根”這一原假設(shè)時相應(yīng)的p值以及檢驗結(jié)果。檢驗結(jié)果顯示，LNGDP、LNHI、LNHIU及LNHIR均不平穩(wěn)，其相應(yīng)的一階差分DLNGDP、DLNHI、DLNHIU及DLNHIR都是平穩(wěn)的。這說明LNGDP、LNHI、LNHIU及LNHIR均為同階單整I（1），因此變量間可能存在協(xié)整關(guān)系。

3.2 協(xié)整分析

表3分別在不同的時間段對LNGDP與LNHI、LNGDP與LNHIU、LNGDP與LNHIR的協(xié)整關(guān)系的結(jié)果進行了列示。分析協(xié)整關(guān)系時，不同時間段的選擇是文章的一個創(chuàng)新。對時間段的選擇是在中國房地產(chǎn)市場發(fā)展的歷史路徑大背景之下，結(jié)合數(shù)據(jù)分析而得到的。

從LNGDP與LNHI之間的協(xié)整分析結(jié)果可知：經(jīng)濟增長與全社會住宅投資在1986年之前，并不存在協(xié)整關(guān)系。1986—2010年，是存在協(xié)整關(guān)系的，雖然經(jīng)濟增長能夠拉動全社會的住宅投資，但是全社會的住宅投資并不能夠影響經(jīng)濟增長。如果只是協(xié)整分析1995—2010年的數(shù)據(jù)，會發(fā)現(xiàn)不但協(xié)整關(guān)系存在，而且經(jīng)濟增長和全社會的住宅投資互相拉動。這總的說明，1981—1985年，經(jīng)濟增長不影響全社會住宅投資，同時全社會住宅投資也不影響經(jīng)濟增長；1986—1994年，經(jīng)濟增長拉動全社會住宅投資增加，此時全社會住宅投資并沒有影響到經(jīng)濟增長；1995—2010年，情況再次發(fā)生改變，經(jīng)濟增長和全社會住宅投資開始互相拉動。

從LNGDP與LNHIU之間的協(xié)整分析結(jié)果可知：經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)住宅投資在1982—2010年，是存在協(xié)整關(guān)系的，雖然經(jīng)濟增長一直在拉動城鎮(zhèn)住宅投資，但是城鎮(zhèn)住宅投資卻沒有拉動經(jīng)濟增長。如果只是分析1984—2010年的數(shù)據(jù)，會發(fā)現(xiàn)協(xié)整關(guān)系依然存在，同時經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)住宅投資是互相拉動的。這說明，除了前三年之外，我國的經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)住宅投資緊密相關(guān)，互相拉動。這可能和1981—1983年中國的房地產(chǎn)市場還沒有形成有關(guān)。

從LNGDP與LNHIR之間的協(xié)整分析結(jié)果可知：經(jīng)濟增長與農(nóng)村住宅投資在1986年之前，并不存在協(xié)整關(guān)系。1986—2010年，是存在協(xié)整關(guān)系的，雖然農(nóng)村住宅投資能夠拉動經(jīng)濟增長，但是經(jīng)濟增長并不能影響農(nóng)村住宅投資。如果只是協(xié)整分析1992—2010年的數(shù)據(jù)，會發(fā)現(xiàn)不但協(xié)整關(guān)系存在，而且經(jīng)濟增長和農(nóng)村住宅投資互相拉動。這說明，1986年之前，經(jīng)濟增長不影響農(nóng)村住宅投資，同時農(nóng)村住宅投資也不影響經(jīng)濟增長；1986—1991年，情況發(fā)生改變，經(jīng)濟增長和農(nóng)村住宅投資開始互相拉動。

全社會的住宅投資由城鎮(zhèn)住宅投資和農(nóng)村住宅投資組成。城鎮(zhèn)住宅投資幾乎一開始就和經(jīng)濟增長互相拉動，而農(nóng)村住宅投資相對來說，和經(jīng)濟增長形成緊密關(guān)系的過程比較慢，并且剛開始形成協(xié)整關(guān)系的時候，是農(nóng)村住宅投資拉動經(jīng)濟增長，最后才形成互相拉動的局面。在城鎮(zhèn)住宅投資和農(nóng)村住宅投資的合力作用下，形成了全社會住宅投資，因此全社會住宅投資和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，是城鎮(zhèn)住宅投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系和農(nóng)村住宅投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系加總的結(jié)果。很明顯，在此過程中，城鎮(zhèn)住宅投資的影響力要大于農(nóng)村住宅投資，這樣的現(xiàn)象可能和中國一直以來對待城市和農(nóng)村不同的政策所導(dǎo)致。

3.3 脈沖反應(yīng)函數(shù)

由于篇幅的限制，在這里僅列出對文章結(jié)論最有意義的1995—2010年的LNGDP與LNHI之間的脈沖反應(yīng)函數(shù)圖。

圖1和圖2是1995—2010年的LNGDP與LNHI之間的脈沖反應(yīng)函數(shù)圖。圖1是一個單位的LNGDP沖擊對LNHI的長期動態(tài)影響；圖2是一個單位的LNHI沖擊對LNGDP的長期動態(tài)影響。反應(yīng)期限設(shè)定為16年，使用喬利斯基分解（Cholesky de-composition）方法計算正交殘差。從圖1可以看到，第一年一個單位的LNGDP的上升將引起后續(xù)LNHI的增加，隨著時間的推移，增加速度逐漸減緩，最后使LNHI達到大約0.3個單位，保持不變。從圖2可以看到，第一年一個單位的LNHI的上升將引起后續(xù)LNGDP的減少，隨著時間的推移，減少的速度逐漸減緩，最后使LNGDP達到大約-0.008個單位，保持不變。這說明在1995—2010年，經(jīng)濟增長對全社會住宅投資不僅具有短期正的影響，而且具有長期而持久的正的影響；同時，全社會住宅投資對經(jīng)濟增長不僅具有短期負的影響，而且具有長期而持久的負的影響。

4 結(jié)論

通過文章文獻綜述部分的歸納總結(jié)發(fā)現(xiàn)，不同國家間經(jīng)濟增長與住宅投資的關(guān)系存在很大的差異，即使在同一個國家經(jīng)濟增長與住宅投資的關(guān)系也可能隨著時間的推移而發(fā)生改變。文章收集了中國1981—2010年的省級面板數(shù)據(jù)，利用協(xié)整回歸方法，對經(jīng)濟增長與全社會住宅投資、經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)住宅投資、

圖1 根據(jù)沖擊變量LNGDP和響應(yīng)變量LNHI繪制的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 根據(jù)沖擊變量LNHI和響應(yīng)變量LNGDP繪制的脈沖響應(yīng)函數(shù)

經(jīng)濟增長與農(nóng)村住宅投資在不同時段之間的互動關(guān)系進行了研究，得出以下結(jié)論：

第一，從1995年開始，中國的經(jīng)濟增長與全社會住宅投資存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，并且經(jīng)濟增長會有效地拉動全社會住宅投資的增加，而全社會住宅投資的增加卻會降低經(jīng)濟增長的速度。

第二，中國全社會住宅投資與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系，其本質(zhì)是城鎮(zhèn)住宅投資與經(jīng)濟增長的互動和農(nóng)村住宅投資與經(jīng)濟增長的互動合力作用的結(jié)果，因此前者穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系的形成滯后于后兩者。

第三，中國各期的房地產(chǎn)政策均是有效的，中國經(jīng)濟增長放緩，同時全社會住宅投資過熱，應(yīng)繼續(xù)堅持房地產(chǎn)市場調(diào)控政策。

第四，中國房地產(chǎn)政策應(yīng)注重協(xié)調(diào)性。城鎮(zhèn)住宅投資和農(nóng)村住宅投資組成了全社會的住宅投資，因此只有二者協(xié)調(diào)發(fā)展，才能使全社會的住宅投資健康發(fā)展。

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［作者簡介］葉曉東（1979—），男，漢族，吉林通化人，博士，講師，研究方向：宏觀經(jīng)濟與公司金融。