基于多變量協(xié)整的房地產(chǎn)投資宏觀調(diào)控實(shí)證分析

任木榮，彭廣建

（1．湖南工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南 湘潭 418000；2．吉首大學(xué) 體育科學(xué)學(xué)院，湖南 吉首 416000）

基于多變量協(xié)整的房地產(chǎn)投資宏觀調(diào)控實(shí)證分析

任木榮1，彭廣建2

（1．湖南工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南 湘潭 418000；2．吉首大學(xué) 體育科學(xué)學(xué)院，湖南 吉首 416000）

論文以房地產(chǎn)投資作為房地產(chǎn)業(yè)投資水平的代表變量，代表土地控制變量的為土地供應(yīng)量，代表信貸控制變量的為銀行對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)貸款總額，代表間接金融控制變量的為M2與各期利率，使用2003年第一季度至2010年第四季度的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用多變量協(xié)整方程對(duì)我國房地產(chǎn)投資宏觀調(diào)控進(jìn)行實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果表明：土地供應(yīng)量、房地產(chǎn)信貸總量、貨幣供應(yīng)量都對(duì)房地產(chǎn)投資有正面的積極影響，其中貨幣供應(yīng)量的影響效果最為顯著，土地供應(yīng)次之，信貸供應(yīng)量的影響最小，同時(shí)土地供應(yīng)量、信貸供給水平與貨幣供應(yīng)量均為房地產(chǎn)業(yè)投資水平的格蘭杰因。由此可見，我國現(xiàn)階段的房地產(chǎn)投資與貨幣政策與土地政策關(guān)系極為緊密，通過調(diào)整貨幣政策與土地政策可以有效地控制房地產(chǎn)業(yè)的投資水平，從而對(duì)房地產(chǎn)投資進(jìn)行有效的調(diào)控。

房地產(chǎn)投資；協(xié)整；格蘭杰檢驗(yàn)；宏觀調(diào)控

一、引言及文獻(xiàn)

近年來，伴隨著經(jīng)濟(jì)高速增長的是我國各大中城市普遍出現(xiàn)了房地產(chǎn)開發(fā)投資規(guī)模過大、增長速度過快、占固定資產(chǎn)投資比重過高的問題。“十五”期間，房地產(chǎn)開發(fā)投資總額突破5．3萬億元，年均增長率高達(dá)26%。房地產(chǎn)投資過熱早已引起了政府與理論界的高度關(guān)注。為防止局部性投資增長過快的問題演變成全局性問題，中央政府從2009年底開始實(shí)施一系列房地產(chǎn)業(yè)宏觀調(diào)控措施，2011年雖然房地產(chǎn)市場陷入低迷，但據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的最新數(shù)據(jù)顯示，2011年1－10月，全國房地產(chǎn)開發(fā)投資49923億元，同比增長31．1%。其中，住宅投 資 35832 億 元，增 長34．3%。關(guān)于房地產(chǎn)投資的研究，學(xué)者們比較關(guān)注的是其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，如皮舜，武康平基于面板數(shù)據(jù)采用格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，得出了我國區(qū)域房地產(chǎn)市場和經(jīng)濟(jì)增長之間在1994－2002年之間存在著雙向因果關(guān)系［1］。寧焱、許鵬（2008）運(yùn)用VAR模型研究了房地產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間相互影響的關(guān)系。實(shí)證分析表明房地產(chǎn)投資和固定資產(chǎn)投資對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長有著很大的貢獻(xiàn)，同時(shí)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長也影響了房地產(chǎn)投資和固定資產(chǎn)投資［2］。黃忠華等采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分析全國及區(qū)域?qū)用娣康禺a(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。研究結(jié)果顯示：無論在全國還是區(qū)域?qū)用妫康禺a(chǎn)投資都能引起經(jīng)濟(jì)增長；房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和影響存在區(qū)域差異；房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響依賴于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［3］。梁云芳等（2006）指出，近年來，房地產(chǎn)和國民經(jīng)濟(jì)兩者之間互動(dòng)關(guān)系有一個(gè)結(jié)構(gòu)性的變化，由于利率缺乏彈性，通過利率來調(diào)控房地產(chǎn)市場，成效不大，但是信貸規(guī)模的變化對(duì)房地產(chǎn)投資有較大的影響。房地產(chǎn)投資的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有長期影響，而且對(duì)相關(guān)行業(yè)的拉動(dòng)作用也比較大［4］。從文獻(xiàn)的結(jié)果來看，絕大部分研究都支持房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的積極作用，以及經(jīng)濟(jì)增長對(duì)房地產(chǎn)投資的拉動(dòng)，但大部分都是從解釋經(jīng)濟(jì)增長的角度出發(fā)，對(duì)房地產(chǎn)投資進(jìn)行實(shí)證研究的文獻(xiàn)很少，本文將從土地控制變量、信貸控制變量、間接金融控制變量這三個(gè)方面實(shí)證分析房地產(chǎn)投資的宏觀調(diào)控。

二、房地產(chǎn)投資概況

房地產(chǎn)投資可分為房地產(chǎn)開發(fā)投資和房地產(chǎn)置業(yè)投資兩類，這里的房地產(chǎn)投資是指房地產(chǎn)開發(fā)投資，即開發(fā)商從購買土地使用權(quán)開始，通過項(xiàng)目策劃、規(guī)劃和施工建設(shè)等過程，建成可以滿足人們某種入住需要的房地產(chǎn)商品，然后將其推向市場進(jìn)行銷售來收回投資，實(shí)現(xiàn)獲取投資收益的目標(biāo)?？傮w看來，我國的房地產(chǎn)投資一直保持較快增長，從1986年的3120．6億元飛躍到2010年的278140億元。

以SE代表房地產(chǎn)投資占固定資產(chǎn)投資的比重，RG表示固定資產(chǎn)投資增長速度，RF表示房地產(chǎn)投資增速，把三個(gè)指標(biāo)的變化軌跡在同一個(gè)圖中表示如下。

從圖中可以看出：我國的房地產(chǎn)投資占固定資產(chǎn)投資的比重在逐步上升，2004年達(dá)到18．7%后有所下降，2007年又達(dá)到創(chuàng)記錄的23．6%；房地產(chǎn)投資的增長速度與固定資產(chǎn)投資的增長速度的趨勢基本吻合，但房地產(chǎn)投資的增長速度波動(dòng)更為劇烈，在大多數(shù)年份，房地產(chǎn)投資的增長速度超過了固定資產(chǎn)投資的增長速度，從2000年起，房地產(chǎn)投資的增長速度達(dá)到21．5%，2003年更是達(dá)到了30．3%，在隨后的幾年中增長速度一直維持在高位水平（20%）以上，尤其是2007年，在固定資產(chǎn)投資負(fù)增長（－2．4%）的背景下，房地產(chǎn)投資增速達(dá)到了30．2%，受全球金融危機(jī)的影響，2009年房地產(chǎn)投資增速下降為16．1%，2010年迅速上升至33．2%，在宏觀經(jīng)濟(jì)增速下滑的情況，2011年1－10月，全國房地產(chǎn)開發(fā)投資卻高達(dá)49923億元，同比增長31．1%，很明顯，我國的房地產(chǎn)投資已經(jīng)處于過熱狀態(tài)。

表2－1 我國的房地產(chǎn)投資與固定投資以及同比比增長速度

圖2－1 我國房地產(chǎn)投資與固定資產(chǎn)投資增速折線圖

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與處理

本文選用房地產(chǎn)投資作為房地產(chǎn)業(yè)投資水平的代表變量，代表土地控制變量的為土地供應(yīng)量，代表信貸控制變量的為銀行對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)貸款總額，代表間接金融控制變量的為M2與各期利率。研究的數(shù)據(jù)區(qū)間是2003年第一季度——2010年第四季度，數(shù)據(jù)來源：wind金融數(shù)據(jù)庫，均為季度數(shù)據(jù)①各類指標(biāo)的數(shù)據(jù)選取均來自wind金融數(shù)據(jù)庫。原數(shù)據(jù)為月度累積數(shù)據(jù)，由于每年的元月份數(shù)據(jù)缺失，本文以季度為單位進(jìn)行加總整理。。LTZ、LDK、LM2、LR、LTD分別表示對(duì)數(shù)化處理后的房地產(chǎn)投資、貸款、M2、利率、土地供應(yīng)量。

（二）時(shí)間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用ADF方法對(duì)各個(gè)變量的單整性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，對(duì)LTZ、LDK、LM2、LR、LTD等變量單位根的檢驗(yàn)結(jié)果見表3－1。

（c，t，n）表示單位根檢驗(yàn)類型，c表示截距，t表示時(shí)間趨勢，n表示滯后階數(shù)。滯后階數(shù)的選擇是根據(jù)AIC準(zhǔn)則，所選的滯后階數(shù)使得AIC值最小。所有的分析使用eviews6．0完成。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量原序列的統(tǒng)計(jì)量的ADF絕對(duì)值均低于5%臨界水平，這說明原序列在5%的顯著性水平均接受零假設(shè)H0，因此，所有的原序列都是不平穩(wěn)的。五個(gè)變量系列在經(jīng)過一差分后，其中ΔLTZ、ΔLR、ΔLDK的ADF統(tǒng)計(jì)量在1%水平顯著，ΔLM2、ΔLTD的統(tǒng)計(jì)量則在5%的水平顯著，這說明四個(gè)序列的一階差分序列是平穩(wěn)的，因此可以得出的結(jié)論是，LTZ、LDK、LM2、LR、LTD都是一階單整序列，即I（1）。

（三）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

運(yùn)用Johnsen（l988）和Juselius（1990）所提出的Johnsen檢驗(yàn)對(duì)本文的多變量系統(tǒng)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)LTZ、LDK、LM2、LR、LTD之間的協(xié)整關(guān)系［5］。根據(jù)A1C信息準(zhǔn)則，VAR模型中的自回歸滯后階數(shù)應(yīng)取為1，另外，由于各個(gè)變量具有明顯的確定性趨勢，因此將協(xié)整方程設(shè)定為含截距項(xiàng)。采用Johnsen檢驗(yàn)的最大特征值法，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表3－2。

表3－1 LTZ、LDK、LM2、LR、LTD等變量單位根的檢驗(yàn)結(jié)果

表3－2 LTZ、LDK、LM2、LR、LTD之間的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

在5%置信水平上，協(xié)整檢驗(yàn)表明：LTZ拒絕與LDK、LM2、LR、LTD之間不存在協(xié)整關(guān)系，存在兩個(gè)協(xié)整方程。

（四）協(xié)整方程

表3－3 協(xié)整方程系數(shù)及各統(tǒng)計(jì)量

回歸方程擬合優(yōu)度較高，方程整體較為顯著，DW值大于臨界值，表明回歸方程不存在低階殘差自相關(guān)，但利率前的系數(shù)通不過顯著性檢驗(yàn)，故剔除利率后再次進(jìn)行回歸。

表3－4 剔除利率后再次協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

在5%置信水平上，協(xié)整檢驗(yàn)表明：LTZ拒絕與LDK、LM2、LTD之間不存在協(xié)整關(guān)系，存在唯一協(xié)整方程。

表3－5 協(xié)整方程結(jié)果

由回歸方程可以看出：土地、信貸、貨幣供應(yīng)量都對(duì)房地產(chǎn)投資有正的積極影響，其中貨幣供應(yīng)量的影響效果最為顯著，土地供應(yīng)次之，信貸供應(yīng)量的影響最小，由此可見，我國現(xiàn)階段的房地產(chǎn)投資與貨幣政策與土地政策關(guān)系極為緊密，通過調(diào)整貨幣政策與土地政策可以有效地控制房地產(chǎn)業(yè)的投資水平從而對(duì)房地產(chǎn)投資進(jìn)行有效的調(diào)控。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

1．長期因果關(guān)系

表3－6 長期因果關(guān)系檢驗(yàn)

可見，從長期來看，在滯后兩階的情況下，土地供應(yīng)量、信貸供給水平與貨幣供應(yīng)量均為房地產(chǎn)業(yè)投資水平的格蘭杰因。吳煥軍（2011）的研究結(jié)果也認(rèn)為，土地政策只對(duì)房地產(chǎn)供應(yīng)方面的作用較為顯著，且存在滯后性，需要與其他政策組合起來進(jìn)行運(yùn)用［6］。

表3－7 短期因果關(guān)系檢驗(yàn)

從短期來看，在滯后兩階的情況下，土地供應(yīng)量、信貸供給水平與貨幣供應(yīng)量均為房地產(chǎn)業(yè)投資水平的格蘭杰因（10%的置信水平）。

總之，無論是從短期還是長期來看，土地供應(yīng)量、信貸供給水平與貨幣供應(yīng)量均為房地產(chǎn)業(yè)投資水平的格蘭杰因，從而為決策部門通過控制“地根”與“銀根”來調(diào)控房地產(chǎn)投資水平提供了有力的依據(jù)。

四、結(jié)論

1．土地供應(yīng)量、房地產(chǎn)信貸總量、貨幣供應(yīng)量都對(duì)房地產(chǎn)投資有正的積極影響其中貨幣供應(yīng)量的影響效果最為顯著，土地供應(yīng)次之，信貸供應(yīng)量的影響最小，同時(shí)土地供應(yīng)量、信貸供給水平與貨幣供應(yīng)量均為房地產(chǎn)業(yè)投資水平的格蘭杰因。由此可見，我國現(xiàn)階段的房地產(chǎn)投資與貨幣政策與土地政策關(guān)系極為緊密，通過調(diào)整貨幣政策與土地政策可以有效地控制房地產(chǎn)業(yè)的投資水平從而對(duì)房地產(chǎn)投資進(jìn)行有效的調(diào)控。從實(shí)踐來看，在國際金融危機(jī)背景下我國實(shí)行的適度寬松的貨幣政策再次有力推動(dòng)了房地產(chǎn)投資，2009年我國房地產(chǎn)市場地王頻現(xiàn)，投資熱情再度高漲。

2．土地供應(yīng)量、房地產(chǎn)信貸總量調(diào)控工具對(duì)房地產(chǎn)的供給具有決定性的影響。

國家的系列宏觀調(diào)控政策，減緩了固定資產(chǎn)的投資速度，尤其是減緩了房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度，抑制了房地產(chǎn)的過度發(fā)展，保證了國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康的發(fā)展。但是房地產(chǎn)市場較低的供給水平和市場需求的巨大剛性，造成了房地產(chǎn)市場供求關(guān)系的偏緊，再加上消費(fèi)者預(yù)期的不斷提升，導(dǎo)致房地產(chǎn)市場房價(jià)不斷上漲，這也許就是自2003年以來我國房價(jià)“越調(diào)控越漲高”的重要原因。

3．利用土地供應(yīng)量、房地產(chǎn)信貸總量調(diào)控工具調(diào)控房地產(chǎn)業(yè)投資建設(shè)規(guī)模具有滯后性

因?yàn)榭刂仆恋匾患?jí)市場上的土地出讓量與銀行貸款額度影響的是新開工的房地產(chǎn)面積，對(duì)在建面積影響有限，而新開工面積房產(chǎn)形成市場供給需要一年甚至幾年的時(shí)間。

［1］皮舜．房地產(chǎn)市場發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長間的因果關(guān)系——對(duì)我國的實(shí)證分析［J］．管理評(píng)論，2004（3）．

［2］寧焱，許鵬．房地產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資和關(guān)系研究［J］．武漢理工大學(xué)學(xué)報(bào)，2008（6）．

［3］黃忠華．房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長——全國及區(qū)域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)分析［J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2008（8）．

［4］梁云芳等．房地產(chǎn)市場與國民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的實(shí)證分析［J］．中國社會(huì)科學(xué)，2006（3）．

［5］李子奈，葉阿忠．高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］．北京：清華大學(xué)出版社，2000．

［6］吳煥軍．土地政策在房地產(chǎn)調(diào)控中的政策效果評(píng)價(jià)［J］．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（11）．

F830．572

A

1008-2603（2012）02-0036-06

2011-12-26

湖南省軟科學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目“長株潭兩型房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究”（項(xiàng)目編號(hào)：2011ZK2013）。

任木榮，男，湖南工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教師，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)博士后。

王 荻）