房地產(chǎn)投資與GDP增長關(guān)系研究

■ 馮春麗 教授 袁 媛（廣東外語外貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院 廣州510006）

研究背景和文獻(xiàn)綜述

（一）研究背景

我國房地產(chǎn)投資一直處于穩(wěn)定快速增長的狀態(tài)。從1991年的336億元上升為2010年的48267億元，2011年7月累計房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額達(dá)31873.03億元，同比增長33.6%，較上年同期新增投資達(dá)8008.26億元。從圖1可以看到，1998年我國房地產(chǎn)改革以來，房地產(chǎn)投資環(huán)境的改變導(dǎo)致房地產(chǎn)投資額占GDP的比重迅速上升，到2010年這個比重已經(jīng)突破12%。為了避免我國房地產(chǎn)投資市場出現(xiàn)過熱而出現(xiàn)經(jīng)濟泡沫，國家對房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了調(diào)控。從2005年開始，我國房地產(chǎn)投資額占GDP的比重出現(xiàn)了緩慢增長和波動，可見國家對房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)的調(diào)控政策起到了一定抑制效果。

（二）文獻(xiàn)綜述

房地產(chǎn)市場已經(jīng)成為經(jīng)濟發(fā)展的亮點，也成為社會和經(jīng)濟學(xué)家關(guān)注的話題。如梁振雨（2006）運用協(xié)整理論，對武漢市房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究，研究發(fā)現(xiàn)兩者之間存在長期均衡和短期波動的關(guān)系，房地產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的Granger原因。周達(dá)（2008）得出房地產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟總量的波動具有很強的一致性的結(jié)論。董佳、王東欣（2009）研究發(fā)現(xiàn)各省會城市房地產(chǎn)投資對區(qū)域國民經(jīng)濟都有一定的推動作用。褚紅梅（2011）選取江蘇省為主要研究對象，得出江蘇省房地產(chǎn)投資對江蘇經(jīng)濟增長的直接貢獻(xiàn)度是0.221%。政府實施調(diào)控以來，房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟發(fā)展造成很大的波動已經(jīng)成為人們?nèi)找骊P(guān)心的問題。

本文借鑒前人研究成果，通過建立經(jīng)濟學(xué)模型，利用1991年到2010年的數(shù)據(jù)，對我國近年來房地產(chǎn)投資與GDP增長之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。

實證分析

（一）基本模型

為了考察房地產(chǎn)投資F對我國GDP的影響，把F作為解釋變量納入到投入產(chǎn)出模型中，根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)建方式，可以表示為如下：GDPt= f（Ft）eμt

其中，μt表示其他一切影響產(chǎn)出的因素。

假設(shè)其以C-D生產(chǎn)函數(shù)形式存在，通過取對數(shù)，得到Ln GDPt= β0+ β1Ln Ft+ uit。

考慮到價格因素的影響，經(jīng)過GDP折算指數(shù)得到實際的GDP水平。以1991年不變價格為基期，計算出各年度實際的房地產(chǎn)投資額度。

由圖2可以看出，LnGDP和LnF呈現(xiàn)出近似線性關(guān)系，即隨著房地產(chǎn)投資數(shù)量的激增，GDP也呈現(xiàn)出相似的上升趨勢，并且1997年以后房地產(chǎn)投資和GDP均呈現(xiàn)激增趨勢。根據(jù)四部門國民收入恒等式：GDP = 消費+投資+政府購買+凈出口，可以看出房地產(chǎn)投資作為一種物質(zhì)資本形態(tài)，直接促進(jìn)了經(jīng)濟總量的增加。受1997年東南亞金融危機的影響，導(dǎo)致我國房地產(chǎn)投資出現(xiàn)了嚴(yán)重下降，經(jīng)濟增速放緩。根據(jù)以上分析，將模型擴展為本文所使用的模型：LnGDPt=β0+β1lnFt+uit+D+D*LnF。

其中D為虛擬變量，定義如下：D=0，對于時間T<1997；D=1，對于時間T≥1997；在本研究中引入虛擬變量的目的是度量金融危機對我國房地產(chǎn)投資增長勢頭的影響。

（二）單位根檢驗

由于經(jīng)濟時間序列變量通常是非平穩(wěn)的，為避免非平穩(wěn)變量帶來的虛假相關(guān)和虛假回歸問題，對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。本文采用ADF方法對LnGDP、LnF進(jìn)行單位根檢驗。

由表1可以看出，水平序列LnF和LnGDP在滯后期為2階，均在1%、5%、10%的顯著性水平下通過了單位根檢驗，為零階單整，即均不含單位根。由于經(jīng)濟變量之間存在的內(nèi)在規(guī)律使某些特定的變量線性組合變?yōu)槠椒€(wěn)，因此，繼續(xù)考察變量之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

圖1 房地產(chǎn)投資額占GDP的比重

國內(nèi)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)投資額指數(shù)序列都是平穩(wěn)的，因此這兩個變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。對這兩個序列進(jìn)行協(xié)整檢驗，采用恩格爾-格蘭杰檢驗方法來檢驗，結(jié)果如表2所示。

EG=-3.44，在10%的檢驗水平下顯著，因此殘差是平穩(wěn)序列，LnF和LnGDP存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。因此回歸方程為：LnGDP=7.214+0.459LnF+0.178（D*LnF）-1.257。

所有參數(shù)在5%的顯著性水平下，均通過了檢驗，R2比較大，說明線性擬合的程度非常好。LnF的系數(shù)為0.459，說明在不考慮其他因素變化時，房地產(chǎn)投資每增加一個百分點，將會使GDP增加0.459個百分點。D*LnF項的系數(shù)顯著，說明東南亞金融危機的確對我國房地產(chǎn)投資產(chǎn)生了一定影響。

表1 單位根ADF檢驗結(jié)果

（四）誤差修正模型

協(xié)整檢驗確定了兩者之間存在長期均衡關(guān)系，但是要量化它們之間的動態(tài)變化關(guān)系，就需要建立誤差修正模型，本文建立模型如下：

誤差修正模型為：DLnGDP=-0.003766*DLnF-0.053331*ECM（-1）+0.653325*AR（1）

DW=1.86，模型中不存在多重共線的問題。DLnF和ECM系數(shù)的p值均在0.05的顯著性水平下通過了檢驗。誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合方向修正關(guān)系。-0.003766是變量LnGDP對LnF的短期彈性系數(shù)，-0.053331是變量LnF對LnGDP的短期均衡修正系數(shù)，當(dāng)期房地產(chǎn)投資的擴張偏離均衡關(guān)系時，通過修正機制會在下一期對非均衡狀態(tài)以平均5.33%的程度進(jìn)行負(fù)向修正，并使其處于均衡狀態(tài)。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

（五）Granger因果檢驗

Granger因果檢驗是考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時采用的方法。本文對房地產(chǎn)開發(fā)投資和GDP進(jìn)行Granger因果檢驗，結(jié)果如表3所示。

結(jié)果表明，滯后期為1時，在10%的置信水平下，不能接受LnF不是LnGDP變化的Granger原因的原假設(shè)，接受LnGDP不是LnF變化的Granger原因。即在較短滯后期內(nèi)，LnF和LnGDP存在單向Granger因果關(guān)系。滯后期選擇2、3時，在10%的置信水平下，LnGDP與LnF互為Granger因果原因。即在中期內(nèi)，認(rèn)為房地產(chǎn)投資和GDP相互促進(jìn)的作用十分顯著。當(dāng)滯后期為4時，結(jié)果表明LnGDP變化不是LnF變化的Granger原因，LnF是LnGDP變化的Granger原因。即從長期來看，房地產(chǎn)投資仍然是經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動因素，但是經(jīng)濟發(fā)展到一定階段時，對房地產(chǎn)投資的作用越來越不顯著。這與發(fā)達(dá)國家房地產(chǎn)發(fā)展歷程基本吻合，對于經(jīng)濟剛剛起飛的國家，并不是經(jīng)濟增長帶動了房地產(chǎn)業(yè)的繁榮，而是房地產(chǎn)投資的增長大大促進(jìn)了經(jīng)濟發(fā)展。

表3 Granger因果檢驗結(jié)果

圖2 LnGDP和LnF的散點圖

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

結(jié)果表明：我國房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在穩(wěn)定的長期動態(tài)均衡關(guān)系；當(dāng)期房地產(chǎn)投資LnF的擴張偏離均衡關(guān)系時，通過修正機制會在下一期對非均衡狀態(tài)以平均5.33%的程度進(jìn)行負(fù)向修正，并使其處于均衡狀態(tài)；從Granger因果檢驗結(jié)果看出，在較短滯后期內(nèi)，房地產(chǎn)開發(fā)投資和GDP存在單向Granger因果關(guān)系，長期來看，房地產(chǎn)投資仍然是經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動因素，但是經(jīng)濟發(fā)展到一定階段時，對房地產(chǎn)投資的作用越來越不顯著。國際上公認(rèn)的房地產(chǎn)開發(fā)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重一般是在10%以下，在發(fā)達(dá)國家，房地產(chǎn)投資一般占20%-25%，我國該指標(biāo)在30%以上視為有泡沫（周京奎、曹振良，2004）。

（二）建議

房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展繁榮了國內(nèi)經(jīng)濟，也為經(jīng)濟發(fā)展帶來了風(fēng)險。政府對房地產(chǎn)行業(yè)出臺一系列政策，來平衡開發(fā)投資和經(jīng)濟增長。政府在調(diào)控房地產(chǎn)的同時，要注意政策對關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)造成的影響，同時優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，更好地促進(jìn)經(jīng)濟的健康持續(xù)發(fā)展。

1.梁振雨.武漢市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的協(xié)整研究[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)研究生學(xué)報，2006（5）

2.周達(dá).中國國民經(jīng)濟總量與房地產(chǎn)業(yè)的關(guān)系研究[J].河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報，2008（3）

3.董佳，王東欣.城市房地產(chǎn)投資與國民經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的比較研究[J].商業(yè)時代，2009（24）

4.褚紅梅.江蘇房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)的實證分析[J].中國經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊，2011（7）

5.周京奎，曹振良.中國房地產(chǎn)泡沫與非泡沫[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2004（1）