重慶市房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

□文/劉國術(shù) 張露云

（1.成都市屈臣氏個(gè)人用品商店有限公司 四川·成都；2.重慶大學(xué)建設(shè)管理與房地產(chǎn)學(xué)院 重慶）

一、引言

重慶，作為我國西部最大、最具有發(fā)展?jié)摿Φ某鞘?，?jīng)過直轄十二年的建設(shè)，經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)全面發(fā)展，人們的生活水平穩(wěn)步提高，2008年重慶市國民生產(chǎn)總值達(dá)到5，097億元，增速達(dá)到14.3%，位列全國第五，人均GDP達(dá)到2，573美元。2008年的“3.14”總體部署將重慶作為城鄉(xiāng)統(tǒng)籌示范區(qū)以及2009年的國務(wù)院《關(guān)于推進(jìn)重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革和發(fā)展的若干意見》都對(duì)重慶發(fā)展提出了綱領(lǐng)性定位。而作為重慶市經(jīng)濟(jì)增長的重要組成部分的房地產(chǎn)業(yè)也面臨著重大機(jī)遇，2008年全年，重慶市房地產(chǎn)開發(fā)投資額達(dá)到991億元，同比增長16.6%。

庫次涅茨將國民經(jīng)濟(jì)分為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)，并認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與各產(chǎn)業(yè)間有密切關(guān)系。房地產(chǎn)業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)的一部分，與國民經(jīng)濟(jì)必然也存在著某種聯(lián)系。國內(nèi)在房地產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)相關(guān)性研究方面，大多數(shù)采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的定量計(jì)算研究：范苑（2005）以廈門市經(jīng)濟(jì)特區(qū)為例，基于DI指數(shù)對(duì)房地產(chǎn)業(yè)周期與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)性進(jìn)行了分析，GDP增長速度與房地產(chǎn)投資額增長速度之間正相關(guān)，分析房地產(chǎn)投資增長率和GDP增長率兩組數(shù)據(jù)相關(guān)系數(shù)，得出在顯著性水平а=0.01下，相關(guān)系數(shù)0.81，表現(xiàn)出較高的相關(guān)性。李熙娟、李斌（2006）對(duì)全國房地產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系進(jìn)行了論證分析。采用1978～2002年的數(shù)據(jù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整檢驗(yàn)以及格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，?duì)房地產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，兩者之間并不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系；取滯后期1～3時(shí)，兩者互為因果關(guān)系。陳守東、馬輝、才元（2006）認(rèn)為GDP和房地產(chǎn)投資完成額互為Granger成因，二者關(guān)系密切。林玉倫、葛新權(quán)、周將（2007）以北京市為例，認(rèn)為城市化水平、人均居住面積與因變量房屋銷售額之間存在著顯著的線性相關(guān)關(guān)系。城市化水平每提高1%，可以增加銷售額171.68億元；城市人均居住面積每增加1平方米，可以帶來銷售額增長87.45億元。房屋銷售額增量與城市化水平、GDP增長率之間存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。GDP每增長1%，就可以帶來銷售額增長2.127%?？嘴希?009）認(rèn)為長期來看經(jīng)濟(jì)增長與房地產(chǎn)投資額是互為因果的，即房地產(chǎn)消費(fèi)對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長是有顯著作用的。但短期來說，對(duì)中國東部地區(qū)而言，房地產(chǎn)銷售額與經(jīng)濟(jì)增長存在短期因果關(guān)系；而對(duì)于中、西部地區(qū)而言，房地產(chǎn)銷售額只是引起經(jīng)濟(jì)增長的原因而不是其結(jié)果。

二、經(jīng)濟(jì)增長與高房價(jià)

九十年代末，受重慶直轄、西部大開發(fā)等利好因素影響下，重慶市房地產(chǎn)市場逐漸步入發(fā)展軌道。2002年重慶市房地產(chǎn)價(jià)格開始穩(wěn)步上升。特別是2005年以來，在全國房地產(chǎn)市場一片大好情況下，重慶市房地產(chǎn)價(jià)格也進(jìn)入了加速增長階段。在此階段，重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展也取得了令人矚目的成就。那么，房地產(chǎn)價(jià)格的上漲是否與經(jīng)濟(jì)增長有直接關(guān)系呢？圖1給出了重慶市1998～2008年GDP增長率與房地產(chǎn)價(jià)格均價(jià)增長率的關(guān)系?？傮w上房地產(chǎn)價(jià)格與GDP保持一致，但二者并沒有直接的因果關(guān)系。價(jià)格圍繞價(jià)值上下波動(dòng)，這是經(jīng)濟(jì)學(xué)的永恒規(guī)律?？陀^地講，房地產(chǎn)價(jià)格上漲原因來自多個(gè)方面：首先，物價(jià)上漲導(dǎo)致水泥、鋼材等材料價(jià)格以及勞務(wù)價(jià)格等建安成本增加；其次，國家實(shí)行“招、拍、掛”制度，從而導(dǎo)致土地成本大幅度提升；最后，最重要的是來自于城市價(jià)值轉(zhuǎn)移或轉(zhuǎn)化部分。隨著城市建設(shè)投資的不斷增加、環(huán)境質(zhì)量的不斷提升、教育文化事業(yè)不斷繁榮，城市的城市價(jià)值逐漸顯現(xiàn)出來，這部分價(jià)值附加到房地產(chǎn)價(jià)格中，而導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格脫離當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平而與城市價(jià)值正相關(guān)。（圖1）因此，房地產(chǎn)價(jià)格上漲只能是房地產(chǎn)市場發(fā)展的一種結(jié)果，并不能代表房地產(chǎn)市場的健康發(fā)展?fàn)顩r。所謂健康的房地產(chǎn)市場是在規(guī)模、結(jié)構(gòu)、速度、質(zhì)量方面，房地產(chǎn)系統(tǒng)與宏觀經(jīng)濟(jì)及其他系統(tǒng)相互適應(yīng)和相互促進(jìn)的狀態(tài)。房地產(chǎn)促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提是房地產(chǎn)市場的健康。相反，過高的房價(jià)卻意味著房地產(chǎn)市場的非健康發(fā)展。所以，討論房地產(chǎn)市場發(fā)展時(shí)不應(yīng)以房價(jià)高低來評(píng)論，房價(jià)不能作為評(píng)論房地產(chǎn)市場發(fā)展的指標(biāo)。

圖1 重慶市GDP增長率與房價(jià)增長率關(guān)系

三、經(jīng)濟(jì)增長與房地產(chǎn)發(fā)展計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

本文所采用指標(biāo)為地區(qū)國民生產(chǎn)總值（GDP）、房地產(chǎn)投資額（REI）、房地產(chǎn)銷售額（RES）。時(shí)間序列上GDP采用重慶市2003年第一季度到2009年第三季度的數(shù)據(jù)作為量化重慶市經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。而房地產(chǎn)投資額與銷售額涵蓋了房地產(chǎn)市場的供給與需求兩個(gè)方面，因此，本文采用這兩個(gè)指標(biāo)2003年第一季度到2009年第三季度的數(shù)據(jù)作為衡量房地產(chǎn)市場的發(fā)展?fàn)顩r。本文所采用數(shù)據(jù)皆來自重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒、重慶市國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、季度數(shù)據(jù)及國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)站數(shù)據(jù)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整。同時(shí)，為了消除異方差的影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，這樣并不影響其長期均衡關(guān)系。根據(jù)處理后的數(shù)據(jù)擬合出三者調(diào)整后的時(shí)間序列圖，如圖2所示。（圖2）

圖2 對(duì)數(shù)調(diào)整后的時(shí)間序列圖

我們對(duì)上述兩組時(shí)間序列圖進(jìn)行分析，不難看出三者具有明顯的一致性。其中，房地產(chǎn)投資與國民生產(chǎn)總值的谷底值與谷峰值均保持同時(shí)到達(dá)。房地產(chǎn)銷售額的谷峰值與國民生產(chǎn)總值的谷峰值一致，但2005年與2006年房地產(chǎn)銷售額的谷底值滯后于國民生產(chǎn)總值的谷底值。我們進(jìn)一步剖析經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)開發(fā)特點(diǎn)不難發(fā)現(xiàn)：首先，每年財(cái)政支出在前兩個(gè)季度甚至前三個(gè)季度開支比較平穩(wěn)，到了第三個(gè)季度或者第四個(gè)季度，剩余大部分的財(cái)政預(yù)算就會(huì)大規(guī)模地投入到基礎(chǔ)建設(shè)等領(lǐng)域，從而造成GDP在后兩個(gè)季度的大幅度增加；其次，房地產(chǎn)公司的部分貸款一般在年前到期，因此，為了用完這部分貸款，房地產(chǎn)公司也會(huì)增加投資；最后，根據(jù)消費(fèi)者偏好、結(jié)婚以及我國歷史傳統(tǒng)等因素來看，年前購房者較多，從而刺激了房地產(chǎn)銷售市場。

從時(shí)間序列圖上來看，重慶市GDP與房地產(chǎn)投資額、房地產(chǎn)銷售額均保持一致上升趨勢。但是三者的時(shí)間序列均是不平穩(wěn)的，這樣就很難通過已知信息去掌握時(shí)間序列整體上的隨機(jī)性，因此在建立模型之前，應(yīng)該先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性分析。檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)，比較常用的單位根檢驗(yàn)方法有Augmented Dickey-Fuller test（ADF）檢驗(yàn)、Dickey-Fuller Test with GLS（DFGLS） 檢 驗(yàn) 、Phillips-perron（PP）檢驗(yàn)等，本文采用ADF檢驗(yàn)方法。利用Eviews5.0對(duì)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表 1，其中（c、t、k）分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)以及滯后級(jí)數(shù)，0表示不包含常數(shù)項(xiàng)或時(shí)間趨勢項(xiàng)。（表1）

由表 1分析，LnGDP、LnRES沒有拒絕單位根假設(shè)，即認(rèn)為二者是非平穩(wěn)的，LnREI拒絕單位根假設(shè)，是平穩(wěn)的；而LnGDP、LnREI、LnRES 的一階差分全都拒絕單位根假設(shè)，是平穩(wěn)的。因此，LnREI是零階單整，LnGDP、LnRES均為一階單整，即 LnREI～I(xiàn)（0），LnGDP、LnRES～I(xiàn)（1）。綜上，LnGDP、LnRES滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提，而LnGDP～I(xiàn)（1）、LnREI～I(xiàn)（0）不存在長期的均衡關(guān)系，因此無法做協(xié)整檢驗(yàn)。

由于GDP與房地產(chǎn)投資額不是同階單整，因此只對(duì)GDP與房地產(chǎn)銷售額做協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)是指多個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列建立的回歸模型可以用來反映原變量之間的均衡關(guān)系。本文采用恩格爾-格蘭杰兩階段法對(duì)LnGDP、LnRES進(jìn)行協(xié)整分析。

首先，采用普通最小二乘法（OLS）對(duì)LnGDP、LnRES進(jìn)行回歸分析，得出回歸模型：

根據(jù)上述方程，參數(shù)t檢驗(yàn)顯著，R2說明該方程的擬合度較好，方程殘差項(xiàng)εt=LnGDP-5.109312-0.354256×LnRES。

其次，我們對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得出結(jié)果如表2所示。（表2）可以看出，殘差項(xiàng)εt在1%臨界水平、5%臨界水平及10%臨界水平都顯著性拒絕單位根假設(shè)，即殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的。這說明雖然GDP與RES都是非平穩(wěn)的，但二者的長期變動(dòng)趨勢是一致的，即二者的線性組合是平穩(wěn)的。短期內(nèi)，可能受政策、稅收等影響，二者有所偏離，但長期來看將仍會(huì)回到均衡狀態(tài)。Granger認(rèn)為，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則變量之間至少存在一個(gè)方向上的因果關(guān)系。因此，下一步我們對(duì)GDP與房地產(chǎn)銷售額進(jìn)行Granger檢驗(yàn)。

在單位根檢驗(yàn)中，我們分析得知GDP與REI是非同階單整，不能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，所以對(duì)GDP與REI采用基于水平VAR模型檢驗(yàn)，其理論模型為：

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 殘差項(xiàng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

式中，μ1t、μ2t表示誤差項(xiàng)；LnREI、LnGDP前系數(shù)（α2i、β2i）分別表示房地產(chǎn)投資額對(duì)GDP的影響及GDP對(duì)房地產(chǎn)投資額的影響；t表示時(shí)間；i表示滯后階數(shù)；c1、c2為常數(shù)。若?i，α2i=0，則說明房地產(chǎn)投資額不是引起GDP的Granger因；若?i=0，β2i=0，則說明GDP不是引起房地產(chǎn)投資額的Granger因。LnGDP與LnREI的基于水平VAR模型的Granger檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，取滯后階數(shù)分別為1-4。（表3）可以看出，取滯后階數(shù)為1時(shí)，拒絕原假設(shè)，即GDP與REI互為格蘭杰成因；取滯后階數(shù)為2時(shí)，接受原假設(shè)，認(rèn)為GDP與REI不互為格蘭杰成因；取滯后階數(shù)為3時(shí)，拒絕原假設(shè)，即GDP與REI互為格蘭杰；取滯后階數(shù)為4時(shí)，GDP不是REI的格蘭杰成因，而REI是GDP的格蘭杰成因。

表3 LnGDP與LnREI的格蘭杰因果關(guān)系

另一方面，雖然GDP與RES同為一階單整，且二者之間存在協(xié)整關(guān)系，但無法度量變量偏離共同隨機(jī)趨勢時(shí)的調(diào)整速度，因此我們引入誤差修正模型（ECM）對(duì)GDP與RES進(jìn)行分析。誤差修正模型一般表達(dá)式為：ΔYt=β0+βtΔXt+λ×ecmt-1+εt其中，ecm反映變量在短期波動(dòng)中偏離長期均衡關(guān)系的程度，稱為均衡誤差。采用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)得到LnGDP與LnRES的誤差修正模型為：

從結(jié)果來看，T值與R2較為顯著，經(jīng)濟(jì)意義明顯。因此，我們對(duì)GDP與房地產(chǎn)銷售額進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示。（表4）我們認(rèn)為，取滯后階數(shù)為1時(shí)，GDP是房地產(chǎn)銷售額的格蘭杰成因；取滯后階數(shù)為4時(shí)，房地產(chǎn)銷售額是GDP的格蘭杰成因。

表4 LnGDP與LnRES的Granger因果關(guān)系

四、結(jié)論

經(jīng)過以上分析，我們認(rèn)為重慶市房地產(chǎn)市場與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著一定關(guān)系。房地產(chǎn)投資額增加在短期內(nèi)會(huì)刺激生產(chǎn)，帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)投資，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長；同時(shí)，GDP的增長也會(huì)給投資者帶來一定信心，繼續(xù)加大房地產(chǎn)投資。但長期來看，二者之間存在一定波動(dòng)，主要是因?yàn)槔硇灶A(yù)期以及財(cái)政政策、貨幣政策等不斷調(diào)整，造成投資與GDP非平穩(wěn)變化；另一方面，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)前景明朗，促使人們產(chǎn)生積極預(yù)期，從而會(huì)刺激房地產(chǎn)銷售。但長期來看，房地產(chǎn)銷售多受制于消費(fèi)者購房能力以及政策影響；同時(shí)，房地產(chǎn)銷售對(duì)GDP的貢獻(xiàn)逐漸顯露出來，成為拉動(dòng)GDP增長的一個(gè)重要原因。因此，政府應(yīng)把握好房地產(chǎn)市場的發(fā)展，鼓勵(lì)居民購房，活躍房地產(chǎn)市場。同時(shí)，對(duì)房地產(chǎn)投資應(yīng)加以引導(dǎo)，保證其健康穩(wěn)定發(fā)展。

[1]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：E-views應(yīng)用及實(shí)例[M].清華大學(xué)出版社，2006.

[2]張曉峒.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[M].南開大學(xué)出版社，2007.

[3][美]庫次涅茨.常勛等譯.各國的經(jīng)濟(jì)增長[C].商務(wù)印書館，1985.