房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長的關系——基于 1997-2007年分省數(shù)據(jù)檢驗

劉貴文 胡鳳晗 林 川

(1.重慶大學建設管理與房地產(chǎn)學院,重慶 400045)(2.重慶大學貿(mào)易與行政學院,重慶 400045)

1 引言

房地產(chǎn)投資因其與國民經(jīng)濟具有重要關系,使得大量學者對房地產(chǎn)市場與經(jīng)濟增長之間的研究廣泛而深刻。Green(1997)、Coulson and Kim(2000)采用格蘭杰因果檢驗得出房地產(chǎn)投資是引起經(jīng)濟增長的原因,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資變化有助于預測經(jīng)濟增長。Baird and Chan(2000)研究得出經(jīng)濟發(fā)展與基礎設施建設投資有高度相關性的結論。Liu and Yun(2002)也認為房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長存在反饋作用。隨著近年來國內房地產(chǎn)市場快速發(fā)展,國內學者對于房地產(chǎn)投資的研究也越來越多。統(tǒng)計局課題組(2005)初步分析房地產(chǎn)對國民經(jīng)濟影響時認為房地產(chǎn)可以帶動住房、建材、耐用消費品的消費。黃忠華等(2008)研究全國及區(qū)域層面房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長影響時也認為,房地產(chǎn)投資引起經(jīng)濟增長,同時還存在雙方間的反饋作用。而沈悅和劉洪玉(2004)對 1986-2002年間我國經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)投資研究時認為,經(jīng)濟增長對房地產(chǎn)投資具有單向因果關系,經(jīng)濟波動對房地產(chǎn)投資波動有較大影響。房地產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟產(chǎn)生重要帶動作用,楊朝軍等(2006)認為這是因為其產(chǎn)業(yè)鏈較長的原因。

從我國房地產(chǎn)市場投資現(xiàn)狀看,住房商品化改革以來,房地產(chǎn)市場保持較快發(fā)展勢頭,2007年全國各省房地產(chǎn)投資平均程度比 1997年高 7倍。但是,房地產(chǎn)投資增長不均衡。首先房地產(chǎn)投資增長時間分布不均衡,大部分省市 2005-2007三年房地產(chǎn)投資均有較大幅度增長。其次房地產(chǎn)投資增長空間分布不均衡,近年來房地產(chǎn)投資增長速度較快的是中西部地區(qū)。另外,我國房地產(chǎn)投資存在明顯區(qū)域差異。東部地區(qū)明顯大于中西部地區(qū),且差距較大。2007年東部地區(qū)年投資超過千億的省市有北京、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東等 8個省市,中西部地區(qū)僅有四川省,而房地產(chǎn)投資最大的為廣東(2517.23億元),最小的為西藏(11.68億元),差距超過 200倍。

綜上所述,本文選擇 1997-2007年全國各省數(shù)據(jù),基于房地產(chǎn)投資角度,實證分析房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長間的關系。本文余下結構安排為:第二部分是理論分析,第三部分是研究設計,第四部分為實證檢驗,第五部分為研究結論。

2 理論分析

房地產(chǎn)投資指投資主體將資本投入房地產(chǎn)業(yè),以期未來獲取預期收益的一種經(jīng)濟活動。投資主體為實現(xiàn)預定目標,直接或間接對房地產(chǎn)開發(fā)、經(jīng)營、管理、服務和消費進行投資活動,以實現(xiàn)資金增值。房地產(chǎn)投資的影響可以通過投資乘數(shù)理論和哈羅德—多馬模型解釋。

投資乘數(shù)原理說明增加一筆投資會帶來大于這筆增加額數(shù)倍的國民收入增加。投資乘數(shù)的形成過程可以理解為一種無窮遞推連鎖反應過程。房地產(chǎn)投資不僅增加房地產(chǎn)業(yè)收入,而且會產(chǎn)生對其他行業(yè)需求,從而增加其他行業(yè)收入,于是引起國民經(jīng)濟各部門連鎖反應,最終使國民收入成倍增長。這便是投資需求效應,以(1)式表達:

其中,ΔYr表示投資引起的國民產(chǎn)量增量,k表示投資乘數(shù),ΔI表示投資增量。

同時,投資還具有生產(chǎn)能力效應,哈羅德模型提出資本—產(chǎn)量比率概念(v=K/Y,其中 K表示資本存量,Y表示國民產(chǎn)量水平),多馬模型使用平均資本生產(chǎn)概念(σ=Y/K)表示投資生產(chǎn)能力。那么(ΔY/ΔK)表示新增資本的新增產(chǎn)量,當生產(chǎn)技術不變時,資本生產(chǎn)率便不變,即 Y/K=ΔY/ΔK=σ,由于 ΔK在任何時刻均等于該期凈投資,于是表示為 ΔY/ΔK=ΔY/I=σ,調整后得(2)式:

其中,ΔYp表示投資生產(chǎn)能力效應下引起的國民產(chǎn)量增量。

考慮投資雙重效應,投資生產(chǎn)能力等于投資需求能力,則聯(lián)立 (1)、(2)式得(3)式:

整理(3)式,等式兩邊乘以 k,再除以 I,得到(4)式:

可以看出,ΔI/I表示投資增長率,實際上國民產(chǎn)量增長率 ΔY/Y與投資增長率是一致的,同時根據(jù)投資乘數(shù)原理 Y=kI,即:

因此整理得到(7)式

綜上可以看出,投資增加可以擴大生產(chǎn)能力。

3 研究設計

3.1 研究方法

為檢驗房地產(chǎn)投資及經(jīng)濟增長各變量是否具有穩(wěn)定性,本文根據(jù) Chio(2001)對面板數(shù)據(jù)不同單位根檢驗方法,對各變量對數(shù)序列和對數(shù)差分序列檢驗,包括(1)Levin Lin ＆Chut;(2)Im Pesaran and Shin W-stat;(3)ADF-Fisher Chisquare;(4)PP-Fisher Chi-square。這四種方法均以 ADF為主體的面板單位根檢驗,第一種方法原假設為同異質面板單位根,后三種原假設為異質面板單位根。當變量單整且階數(shù)相同時,可進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗在于揭示變量間是否存在長期穩(wěn)定均衡關系,Johansen和 Juselius提出一種用極大似然法進行檢驗的方法,稱為 Johansen檢驗。其基本思路是在多變量向量自回歸(VAR)系統(tǒng)構造兩個殘差積矩陣,計算矩陣有序本征值,根據(jù)本征值的統(tǒng)計量判斷協(xié)整關系是否存在及協(xié)整關系個數(shù),可用于檢驗多變量,同時求出相互間若干種協(xié)整關系,這也是本文方法。當存在協(xié)整關系時,為確定變量間是否為經(jīng)濟關系,本文借鑒 Hoffmann(2005)對面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗,意消除可能的偽相關。本文最優(yōu)滯后期確定按 AIC準則、SC準則與 LR準則。

3.2 樣本指標及數(shù)據(jù)選擇

本文選擇各省房地產(chǎn)年開發(fā)總額(I)衡量房地產(chǎn)投資,選擇各省生產(chǎn)總值(GDP)衡量地區(qū)經(jīng)濟增長。考慮到 1997年重慶成為直轄市,以及西藏數(shù)據(jù)的缺失,因此本文選取 1997-2007年全國其余 30省市地區(qū)數(shù)據(jù)為樣本,數(shù)據(jù)來源為各年度中國統(tǒng)計年鑒。為消除數(shù)據(jù)波動影響,本文對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)處理,采用 EVIEWS6.0軟件進行計量分析。

4 實證分析

4.1 單位根檢驗

經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)平穩(wěn)性決定計量模型解釋能力,本文首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗,根據(jù)面板數(shù)據(jù)不同單位根檢驗方法,對各變量對數(shù)序列和對數(shù)差分序列進行檢驗。由于各數(shù)據(jù)有非零均值,但無明顯趨勢,據(jù)此本文采用相應檢驗模型,結果列為表1。通過單位根檢驗判斷各變量平穩(wěn)性,從而為參數(shù)估計方法的確定提供依據(jù)。

表1 單位根檢驗結果

通過表1看出,各變量原始序列單位根檢驗絕對值小于 10%置信水平下臨界值絕對值,所以各序列均存在單位根,是非平穩(wěn)的。于是對各序列一階差分,表示為 ΔGDP和 ΔI。一階差分序列平穩(wěn)性檢驗結果表明,滯后 1階時,ΔI四種檢驗值均可以通過至少 10%置信水平下檢驗,表明序列 ΔI不存在單位根,是平穩(wěn)的。但序列 GDP在一階差分下無法全部通過至少 10%置信水平下檢驗,ΔGDP仍存在單位根,為非平穩(wěn)的。于是對各序列二階差分檢驗,表示為 Δ2GDP和 Δ2I。二階差分序列平穩(wěn)性檢驗結果表明,滯后 2階時,序列 Δ2GDP和 Δ2I四種檢驗值均可以通過至少 10%置信水平下檢驗,表明各序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。結果表明,非平穩(wěn)序列在一、二階差分變化后平穩(wěn),I服從 I(1,2),GDP服從 I(2)。

4.2 協(xié)整檢驗

為檢驗房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間是否存在長期關系,本文對相關變量進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗前提是所有變量序列為同階單整,即序列是穩(wěn)定的,通過單位根檢驗結果看出,所有序列均滿足二階單整,符合協(xié)整檢驗前提。本文采用 Johansen協(xié)整檢驗,根據(jù) AIC準則、SC準則和 LR準則確定協(xié)整最優(yōu)滯后期數(shù),計算結果為 3(AIC準則 =-4.952,SC準則 =-4.772,LR準則 =15.945),協(xié)整結果列為表2。

表2 各變量Johansen協(xié)整檢驗結果

通過表2看出,在 5%顯著水平下拒絕不存在協(xié)整方程的原假設而接受存在 1個協(xié)整方程的原假設,這表明房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間在 5%顯著水平下存在一個協(xié)整關系,說明至少在最優(yōu)滯后期內,各變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。為了更清楚表示各變量之間的協(xié)整關系,本文將相應協(xié)整向量寫為協(xié)整方程,列為(6)式:

根據(jù)(6)式可以看出,房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長關系的協(xié)整方程結果表明,房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長存在正向關系,I每增加 1個百分點,GDP相應增加 0.899個百分點。房地產(chǎn)投資對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極作用,投資增加有利于促進地區(qū)經(jīng)濟增長。

4.3 格蘭杰因果檢驗

根據(jù)前文實證檢驗,房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關系,那么這種協(xié)整關系是否是經(jīng)濟因素產(chǎn)生的呢,房地產(chǎn)投資是不是引起地區(qū)經(jīng)濟增長的原因呢,為了消除可能存在的偽相關,本文進行格蘭杰因果檢驗,結果列為表3。

表3 格蘭杰檢驗結果

通過表3看出,在 10%顯著水平下,I與 GDP存在雙向因果關系,房地產(chǎn)投資增加是促進地區(qū)經(jīng)濟增長的格蘭杰原因,而地區(qū)經(jīng)濟增長也是房地產(chǎn)投資增加的格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗結果也為本文分析結論提供了有力支撐。

5 研究結論

本文采用 1997-2007年各省數(shù)據(jù),運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗,實證研究了房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長的關系,驗證了較多學者關于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的研究的定性結論,及房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟增長中扮演著非常重要的角色,能有效拉動經(jīng)濟增長。實證分析表明:協(xié)整檢驗表明房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在長期關系,格蘭杰因果關系檢驗顯示房地產(chǎn)投資可以促進地區(qū)經(jīng)濟增長,地區(qū)經(jīng)濟增長也可以促進房地產(chǎn)投資,各地區(qū)通過增加房地產(chǎn)投資,從而帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展,增加國民收入。

近年來房地產(chǎn)業(yè)在我國經(jīng)濟體系中占據(jù)重要地位,從 1994年確定以商品化為目標房改到住房分配貨幣化,房地產(chǎn)業(yè)在市場化后經(jīng)歷了快速發(fā)展,但是由于房地產(chǎn)自身特性及其與金融業(yè)的密切聯(lián)系,使其缺乏足夠發(fā)展基礎,房地產(chǎn)市場便存在一定波動性。因此本文實證分析蘊含的啟示為:保持房地產(chǎn)市場持續(xù)投資,發(fā)揮投資乘數(shù)作用,合理發(fā)揮房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟的拉動作用和協(xié)調房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的良性互動,使房地產(chǎn)投資帶動房地產(chǎn)市場發(fā)展及相關行業(yè)發(fā)展,使房地產(chǎn)業(yè)成為地區(qū)經(jīng)濟增長貢獻點。避免房地產(chǎn)市場投資的區(qū)域性差異,實施區(qū)域性的房地產(chǎn)調控政策,合理控制東部地區(qū)房地產(chǎn)投資的規(guī)模和增長,而鼓勵及積極發(fā)揮中、西部地區(qū)房地產(chǎn)投資的拉動作用。

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