揚州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長互動關(guān)系研究

　　摘要：文章選取揚州1998-2010年的時間序列數(shù)據(jù)對房地產(chǎn)投資與國民經(jīng)濟增長二者之間的互動關(guān)系進行了定量分析，運用協(xié)整理論分析房地產(chǎn)投資與揚州經(jīng)濟增長之間長期存在的均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型并進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，定量分析短期內(nèi)兩者偏離長期均衡狀態(tài)時系統(tǒng)對其的調(diào)整力度，以及房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系。
　　關(guān)鍵詞：揚州；經(jīng)濟增長；VAR；脈沖響應函數(shù)
　　一、引言
　　1998年中國頒布住房體制改革的綱領(lǐng)性文件《關(guān)于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，至此我國結(jié)束了福利分房時代，房地產(chǎn)業(yè)進入市場化時代。近些年來，我國房地產(chǎn)業(yè)飛速發(fā)展，極大推動了地方經(jīng)濟的發(fā)展，逐漸成為帶動我國經(jīng)濟增長的第一支柱產(chǎn)業(yè)。
　　近年來，我國房地產(chǎn)開發(fā)投資增長趨勢也極為迅猛，在固定資產(chǎn)投資中所占比重也逐步提高，對我國國民經(jīng)濟增長的影響越來越明顯。以揚州為例，根據(jù)1998-2010年揚州經(jīng)濟發(fā)展的統(tǒng)計資料測算，最近12年來，揚州市固定資產(chǎn)投資年均增長率以及地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長速度分別為19.32％、19.75％，明顯低于該市23.35％的房地產(chǎn)投資年均增長率。同期資料表明，揚州市房地產(chǎn)投資占固定資產(chǎn)投資比重也由1998年的8.44%增長到2010年的12.4%，同時數(shù)據(jù)測算表明，該市房地產(chǎn)開發(fā)投資額與GDP兩者之間存在高度相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)高達0.9835。1998年，揚州市房地產(chǎn)投資額對其GDP的直接貢獻率為2.69％，到2010年，房地產(chǎn)投資額對揚州市GDP的直接貢獻率為7.0％。由此可見，在過去的十三年內(nèi)，揚州市房地產(chǎn)業(yè)已逐步成為該市的支柱產(chǎn)業(yè)，對當?shù)貒窠?jīng)濟的增長發(fā)揮了巨大的推動作用。
　　二、揚州市經(jīng)濟增長軌跡與房地產(chǎn)投資軌8snaGtO5DmUjvibmsdizeg==跡
　?。ㄒ唬P州市經(jīng)濟增長軌跡
　　揚州市在江蘇省經(jīng)濟布局上，區(qū)位優(yōu)勢明顯，向南接納蘇南、上海等地區(qū)經(jīng)濟輻射，向北作為開發(fā)蘇北的前沿陣地和傳導區(qū)域，近年來，揚州市以“創(chuàng)新?lián)P州、精致?lián)P州、幸福揚州”為主題，發(fā)展創(chuàng)新型經(jīng)濟，建設(shè)創(chuàng)新型城市，經(jīng)濟呈穩(wěn)步增長趨勢。GDP從1998年（因本文研究需要，從1998年算起）的401.6億元增長到2010年的2207.99億元，13年來增長了4.5倍；人均GDP從1998年的8997元增長到2010年的48955元，13年來增長了22.17倍，人均GDP與GDP的年增長率趨于一致，如表1所示。
　?。ǘP州市房地產(chǎn)投資軌跡
　　近十幾年來，揚州市GDP增長比較平穩(wěn)，而房地產(chǎn)投資增長率波動比較劇烈：1998-2000年為平穩(wěn)增長期，在2001年經(jīng)過短暫的下降后，2002-2003年，投資達到峰值，而后3年里，揚州市房地產(chǎn)投資呈現(xiàn)下滑趨勢，經(jīng)過兩年的短暫復蘇，于2008年后再次呈下降趨勢，2009年甚至出現(xiàn)負增長，近年來，投資增長率又呈現(xiàn)上揚趨勢，揚州市房地產(chǎn)投資增長率近10年來出現(xiàn)如此頻繁的大幅波動，從側(cè)面反映了揚州市房地產(chǎn)開發(fā)商對該市房地產(chǎn)投資的盲目性與投機性，地方政府需要正確引導房地產(chǎn)市場投資，從宏觀上調(diào)控房地產(chǎn)市場健康、成熟、穩(wěn)定的發(fā)展，規(guī)范房地產(chǎn)開發(fā)商的投資行為，房地產(chǎn)開發(fā)商行為的成熟與具有理性才能使揚州市房地產(chǎn)業(yè)真正走向成熟。如表1所示。
　　三、揚州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長協(xié)整關(guān)系分析
　　本文選取國內(nèi)（地區(qū)）生產(chǎn)總值GDP作為衡量揚州市經(jīng)濟增長的參考指標，選取房地產(chǎn)開發(fā)完成投資額REI作為衡量揚州市房地產(chǎn)投資的參考指標。由于房地產(chǎn)市場從1998年才開始進入市場化發(fā)展階段，故本文研究起始時間設(shè)定為1998年，終于2010年。樣本數(shù)據(jù)均來自歷年《揚州統(tǒng)計年鑒》，對原始數(shù)據(jù)進行如下步驟的轉(zhuǎn)換：
　　一是對原始統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)進行定基居民消費價格指數(shù)處理，每個數(shù)據(jù)分別除以同期對應的定基居民消費價格指數(shù)，所有經(jīng)此步驟處理后的數(shù)據(jù)均以基期1998年的價格表示。1998-2010年定基居民消費價格指數(shù)如表１所示。
　　二是對初步處理后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，因為數(shù)據(jù)的對數(shù)形式不僅不會影響變量間的協(xié)整關(guān)系，還可以消除數(shù)據(jù)的異方差性。最終處理之后的GDP和房地產(chǎn)投資完成額REI分別用LNGDP、LNPRI表示，如表1所示。本章的計算主要采用計量經(jīng)濟學軟件EViews6.1來完成。
　?。ㄒ唬㎜NGDP與LNREI平穩(wěn)性分析
　　表2中ADF檢驗結(jié)果表明：LNGDP、LNREI、ΔLNGDP和ΔLNREI的ADF檢驗值均大于各種顯著性水平下的臨界值，因此LNGDP、LNREI、ΔLNGDP和ΔLNREI是非平穩(wěn)時間序列。1%顯著性水平下的臨界值均大于Δ2LNGDP和Δ2LNREI的ADF檢驗值，因此說明Δ2LNGDP和Δ2LNREI時間序列呈平穩(wěn)性，由此可稱LNGDP和LNREI兩時間序列為二階單整，即LNGDP~I（2）、LNREI~I（2），可以對其進行協(xié)整檢驗。
　?。ǘ㎜NGDP與LNREI協(xié)整檢驗
　　由上文計算結(jié)果得知，LNGDP和LNREI為同階單整序列，故選用EG檢驗法對LNGDP和LNREI這兩個時間序列進行協(xié)整檢驗，用普通最小二乘法（OLS）對兩個變量進行回歸估計，得到：
　　LNGDPt=4.581313839+0.553855226371
　　*LNREIt+et ①
　　R2＝0.928132　DW＝0.421912　F＝142.0593
　　該方程可決系數(shù)（度量擬合優(yōu)度的統(tǒng)計量）為0.928132，接近1，說明回歸方程對樣本數(shù)據(jù)的擬合效果較好。
　　由式①可得回歸方程殘差序列et的估計值為：
　　et＝LNGDPt-4.581313839-
　　0.553855-226371*LNREIt②
　　R2=0.796080
　　用ADF檢驗法對殘差序列et進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示：
　　表3中的ADF檢驗結(jié)果表明：et的ADF檢驗值均小于各種顯著性水平下的臨界值，因此et是平穩(wěn)時間序列，LNGDP和LNREI之間存在協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)果表明揚州房地產(chǎn)開發(fā)投資和國民經(jīng)濟增長長期處于均衡狀態(tài)，并且它們在長期內(nèi)以一定的比例關(guān)系同時變化。
　?。ㄈ㎜NGDP和LNREI誤差修正模型的建立
　　用普通最小二乘法（OLS）對LNGDP和LNREI進行估計，得到兩者（1，1）階自回歸分布滯后模型：
　　LNGDPt=0.949106+0.010740LNREIt+0.798171LNGDPt-1+0.127065LNREIt-1
　　R2=0.997570③
　　該方程可決系數(shù)為0.997570，接近1，說明回歸方程對樣本數(shù)據(jù)的擬合效果很好。將該方程變形為一階差分的形式：
　　ΔLNGDPt=0.949106+0.0107430ΔLNREIt-0.201829（LNGDPt-1-0.137805LNREIt-1）④
　　令誤差修正項ecmt=LNGDPt-1-0.137805LNREIt-1，④變形為：
　　ΔLNGDPt=0.949106+0.010740ΔLNREIt-0.201829ecmt⑤
　?、菁礊長NGDP和LNREI的誤差修正模型，GDP對房地產(chǎn)投資額的彈性系數(shù)為0.010740，表明短期滯后一期的房地產(chǎn)開發(fā)投資每增長l%，可拉動GDP增長0.010740%。當短期內(nèi)系統(tǒng)對出現(xiàn)偏差時，為維持兩變量間的協(xié)整關(guān)系，保持系統(tǒng)的長期均衡關(guān)系，系統(tǒng)將會對偏離變量始終以0.201829的調(diào)整力度將其調(diào)整回均衡狀態(tài)。
　　（四）LNGDP和LNREI的Granger因果關(guān)系檢驗
　　在建立誤差修正模型的基礎(chǔ)上，對時間序列LNGDP和LNREI之間是否互為Granger原因進行檢驗，結(jié)果如表4所示：
　　由表4可以看出，在滯后1-3期內(nèi)，至少在98.43%的置信水平下，LNREI是拉動LNGDP增長的格蘭杰原因，即房地產(chǎn)投資是揚州市經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而LNGDP對LNREI的影響并不顯著。
　　四、結(jié)論
　　第一，由協(xié)整方程可知，揚州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長二者存在協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長期穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系，并且兩者長期內(nèi)以一定的比例關(guān)系同向變化，比例關(guān)系為1：0.553855，即揚州市房地產(chǎn)開發(fā)投資額每增長1%，將帶動揚州市國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.553855%，從長期來看，揚州市房地產(chǎn)投資對當?shù)亟?jīng)濟增長發(fā)揮著非常顯著的作用。同時短期內(nèi)，房地產(chǎn)投資對該市經(jīng)濟增長影響彈性為0.010740%，即短期內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)投資每增長1%，將帶動揚州市國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.010740%，結(jié)果表明，揚州市房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的長期影響比短期影響更為顯著。
　　第二，Granger因果關(guān)系的分析表明，揚州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長兩者之間關(guān)系為單向顯著的Granger因果關(guān)系，即房地產(chǎn)開發(fā)投資對GDP對存在單向的顯著可信的Granger因果關(guān)系，而GDP對房地產(chǎn)開發(fā)投資的Granger因果關(guān)系并不顯著，僅為在48.67%的概率水平下，經(jīng)濟增長是房地產(chǎn)投資的原因。這一結(jié)論說明揚州市房地Granger產(chǎn)投資的走勢能影響經(jīng)濟增長的走勢，同時經(jīng)濟增長能夠部分影響房地產(chǎn)投資額，兩者之間的因果關(guān)系可作為揚州市調(diào)控宏觀經(jīng)濟的重要參考因素。
　　第三，短期內(nèi)的政策變動、利率浮動、資金流動等一些隨機因素的擾動都會對整個揚州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系造成影響，這些影響會造成變量出現(xiàn)偏差，當房地產(chǎn)投資或經(jīng)濟增長出現(xiàn)某種偏離時，為保持兩者長期穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系，系統(tǒng)的誤差修正機制將此種偏離調(diào)整回到均衡狀態(tài)，其中調(diào)整力度為0.201829。模型中ecm的系數(shù)為負數(shù)，說明此時的誤差修正模型表現(xiàn)機制為收斂機制，前一期對長期均衡關(guān)系的偏離會在下一期得到調(diào)整。這一結(jié)論的意義說明在過去的十三年里，揚州市房地產(chǎn)投資已經(jīng)與揚州市地方經(jīng)濟的增長形成了較為穩(wěn)定的關(guān)系。
　　參考文獻：
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