鄭州市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長關系分析

張倩

摘要：為了研究房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的互動關系，筆者利用鄭州市1994～2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立模型，運用回歸分析、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、向量誤差修正模型等計量方法分析鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關系。通過研究發(fā)現(xiàn)二者存在協(xié)整關系及長期動態(tài)均衡關系，并且存在相互因果關系。同時發(fā)現(xiàn)鄭州市經(jīng)濟增長較大程度的依靠房地產(chǎn)投資來拉動，應樹立正確的經(jīng)濟增長觀念，提高城市核心競爭力；保持合理的發(fā)展規(guī)模，統(tǒng)籌經(jīng)濟和房地產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。

關鍵詞：房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟增長；計量分析

中圖分類號：F224 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2016）04-0050-02

一、引言

國內(nèi)關于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關系研究頗多，但歸納起來可以分為三種觀點：第一種觀點認為經(jīng)濟增長導致房地產(chǎn)投資的增加；第二種觀點認為房地產(chǎn)大規(guī)模投資促使經(jīng)濟增長迅速發(fā)展；第三種觀點認為經(jīng)濟增長和房地產(chǎn)投資互為因果關系。因此，弄清二者的關系對政府決策具有一定的指導意義。國內(nèi)學者在進行二者關系研究時，立足數(shù)據(jù)，多采用實證研究的方法。運用計量經(jīng)濟學理論，建立經(jīng)濟模型，立足客觀數(shù)據(jù)來分析求證。具有代表性的學者主要有高鐵梅、劉紅、劉洪玉等。這些學者的研究為后來者提供了寶貴經(jīng)驗，也對房地產(chǎn)市場的發(fā)展起到的積極作用，為政府決策者提供一定的理論支撐。

近年來，河南省的經(jīng)濟呈現(xiàn)快速上漲的勢頭，而鄭州市作為省會城市，隨著鄭汴一體化、鄭東新區(qū)的發(fā)展，航空港區(qū)的建設，并憑借其在中原經(jīng)濟區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢等各種利好因素，經(jīng)濟也不斷增長，房地產(chǎn)投資所占比重總體亦不斷提高。那么鄭州市的房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長之間是什么關系，本文著重研究二者之間的關系。二者存在相關性還是沒有任何關系，或呈互動關系？通過此研究以期為鄭州市房地產(chǎn)健康發(fā)展及政府調(diào)控提供理論依據(jù)。

二、鄭州市房地產(chǎn)投資與GDP現(xiàn)狀分析

一是從絕對值上分析。1994～2014年，鄭州市年度完成投資額不斷增長，其GDP變化趨勢與年度完成房地產(chǎn)投資額的變化趨勢一致。近十五年，鄭州市經(jīng)濟總量不斷增加，2000年GDP為728.4億元，到2014年增長至6777億元，是2000年的9.3倍。鄭州市年度完成房地產(chǎn)投資總額在近十五年也不斷增長，從2000年的33.7億元到2014年的1743.5億元，增長迅速。二是從增長率分析。通過分析能夠得出，2000～2014年，鄭州市GDP增長率與年度完成房地產(chǎn)投資增長率變化趨勢基本一致。十五年來GDP增速較快，絕大多數(shù)在20%以上，增長率最低的是2009年和2014年。而年度完成房地產(chǎn)投資額增長率在2009年也較低。

鄭州市GDP和年度完成房地產(chǎn)投資額的規(guī)模及增長率的變化基本一致，但是二者是否具有協(xié)整關系、格蘭杰因果關系等，需要通過計量分析的方法來檢驗。

三、實證分析

（一）變量指標和數(shù)據(jù)的選取

通過查找相關的文獻，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長指標大多用區(qū)域生產(chǎn)總值來表示，房地產(chǎn)投資的衡量一般采用區(qū)域年度完成房地產(chǎn)投資額表示。因此，本文選取1994～2014年鄭州市生產(chǎn)總值和年度完成房地產(chǎn)投資額作為樣本數(shù)據(jù)，分別用GDP和RI表示，利用計量軟件來研究鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關系。

（二）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

由于研究選取的經(jīng)濟數(shù)據(jù)呈現(xiàn)上升的趨勢，因此在分析前，對所選取的經(jīng)濟數(shù)據(jù)取對數(shù)，這樣能夠消除異方差和平滑數(shù)據(jù)，有利于模型的建立和回歸分析。該研究涉及到的數(shù)據(jù)均為時間序列，需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，這樣做能夠有效避免數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定，確保分析結果可靠。如果不進行平穩(wěn)性檢驗，那么回歸分析結果有可能沒有意義，是一個偽回歸。接下來對變量進行ADF檢驗，檢驗結果如表1所示。

首先對LNGDP進行穩(wěn)定性檢驗，可以發(fā)現(xiàn)其是不平穩(wěn)的。這時需要對其進行一階差分，通過檢查結果可知數(shù)據(jù)仍然不平穩(wěn)，需要進行二階差分。通過二階差分發(fā)現(xiàn)，ADF值為-4.124797，小于1%的臨界值，因此LNGDP在1%的顯著水平上二階單整，所以LNGDP是二階平穩(wěn)時間序列。接下來采用同樣的方法對LNRI進行ADF檢驗，可知LNRI在1%的顯著水平上二階單整。

（三）協(xié)整檢驗

進行協(xié)整檢驗時，首先對LNGDP和LNRI進行最小二乘回歸，然后再對其殘差序列進行ADF檢驗。如果是平穩(wěn)的，說明二者具有協(xié)整性，否則二者非協(xié)整。檢驗結果如表2表示。

從檢驗結果可以看出，殘差序列在10%的顯著水平下是平穩(wěn)的，所以LNGDP和LNRI具有協(xié)整性，即鄭州市經(jīng)濟增長（生產(chǎn)總值）與房地產(chǎn)投資之間具有長期均衡的關系。對LNGDP和LNRI進行回歸分析，得出公式：

LNGDP=4.100554+0.643076LNRI （式1）

（36.94985） （30.06564）

R2=0.98 F=903.94 W=0.432622

式1被稱為協(xié)整方程，反映的是LNGDP與LNRI之間長期均衡的關系。說明生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資在長期內(nèi)變動的趨勢是一致的，盡管短期內(nèi)二者可能偏離均衡，但是隨著時間的推移最終將回歸均衡。該方程反映出房地產(chǎn)投資每增加1%，GDP將會增加0.65%。

（四）格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整檢驗能夠發(fā)現(xiàn)鄭州市GDP與房地產(chǎn)投資長期內(nèi)具有均衡的關系，但是該檢驗沒有反映二者之間是否存在因果關系以及相互作用方向，所以接下來進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表3表示。

從檢驗結果能夠看出：當滯后期為2時，顯著性水平為10%時，房地產(chǎn)投資不是經(jīng)濟增長原因的概率為0.0954，即房地產(chǎn)投資是拉動經(jīng)濟增長的原因。同理，經(jīng)濟增長即GDP增長也是房地產(chǎn)投資不斷增加的主要原因。聯(lián)系到實際，說明鄭州市GDP增長主要是由房地產(chǎn)投資所拉動。從目前經(jīng)濟形勢看，這并不是很好的經(jīng)濟現(xiàn)象，說明鄭州市經(jīng)濟較多依靠房地產(chǎn)投資拉動，將會影響其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，甚至出現(xiàn)經(jīng)濟衰退。

（五）誤差修正模型

誤差修正模型一方面能夠反映時間序列之間長期均衡關系，另一方面還能夠反映出短期偏離長期的修正機制。根據(jù)上述相關分析，建立誤差修正模型如下所示。

△LNGDPt=0.139847+0.099301△LNRIt-

0.242583ecmt-1 （式2）

（5.454113）（1.057343） （-1.953316）

R2=0.34 F=4.35 DW=1.42

該模型表明LNRI的短期波動對LNGDP有顯著的正向影響。模型中ecm的系數(shù)為負數(shù)（-1.953316），符合反向修正機制，說明長期均衡趨勢偏離的收斂機制發(fā)揮作用。當生產(chǎn)總值的短期波動偏離長期均衡時，經(jīng)濟系統(tǒng)將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)的力度為24.3%，即LNGDP的實際值與長期均衡值的偏差有24.3%得到修正。因此可以得出鄭州市生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資存在動態(tài)均衡機制。

四、結論與建議

（一）結論

通過對鄭州市房地產(chǎn)投資與 GDP 進行描述統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)鄭州市房地產(chǎn)投資與GDP 的發(fā)展趨勢基本一致，增速變化趨勢也基本一致?；谏鲜龇治鼋Y果，選取 1994～2014 年鄭州市房地產(chǎn)投資和 GDP 作為樣本數(shù)據(jù)，應用協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗等計量方法，對鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的相互關系進行實證分析，結果表明。

1.鄭州市房地產(chǎn)投資和 GDP 序列存在協(xié)整關系，即二者在長期內(nèi)是穩(wěn)定的、均衡的。通過建立模型發(fā)現(xiàn)鄭州市房地產(chǎn)投資對數(shù)每增加 1%，GDP 對數(shù)增加約 0.65%，由此可見鄭州市房地產(chǎn)投資對拉動經(jīng)濟增長有著巨大的作用。

2.鄭州市經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)投資之間存在著動態(tài)均衡機制。由誤差修正模型可知，房地產(chǎn)投資增長率每變化一個點，可以拉動GDP增長率變化0.099個百分點。當期自變量和因變量的長期均衡關系會在下期得到修正，修正的程度由誤差修正系數(shù)來體現(xiàn)。本研究的誤差修正系數(shù)為0.242583，當生產(chǎn)總值的短期波動偏離長期均衡時，經(jīng)濟系統(tǒng)將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)的力度為24.3%，即LNGDP的實際值與長期均衡值的偏差有24.3%得到修正。因此可以得出鄭州市生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資存在動態(tài)均衡機制。這一結論的意義在于房地產(chǎn)的投資需要宏觀政策的良好引導才能夠更好的發(fā)揮支柱產(chǎn)業(yè)的作用，同時，也應該重視房地產(chǎn)自身的調(diào)節(jié)機制。

3.格蘭杰因果檢驗表明：當滯后期為2時，顯著性水平為10%時，房地產(chǎn)投資不是經(jīng)濟增長的原因的概率為0.0954，即房地產(chǎn)投資是拉動經(jīng)濟增長的原因。同理，經(jīng)濟增長即GDP增長也是房地產(chǎn)投資不斷增加的主要原因。聯(lián)系到實際，說明鄭州市GDP增長主要是由房地產(chǎn)投資所拉動。從目前經(jīng)濟形勢看，這并不是很好的經(jīng)濟現(xiàn)象，說明鄭州市經(jīng)濟較多依靠房地產(chǎn)投資拉動，將會影響其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，甚至出現(xiàn)經(jīng)濟衰退。

（二）建議

1.應樹立正確的經(jīng)濟增長觀念，提高城市核心競爭力。通過分析發(fā)現(xiàn)鄭州市經(jīng)濟增長較大程度依靠房地產(chǎn)投資，這樣不僅不利于房地產(chǎn)業(yè)的良性發(fā)展，而且也不利于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。因此，政府不能將房地產(chǎn)投資作為城市發(fā)展的主打力量，應樹立正確的房地產(chǎn)投資觀念，以生產(chǎn)力水平的提高作為核心競爭力，來推動經(jīng)濟的穩(wěn)定增長，提高城市的綜合發(fā)展水平。

2.保持合理的發(fā)展規(guī)模，統(tǒng)籌經(jīng)濟和房地產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。房地產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻是顯而易見的，同時房地產(chǎn)業(yè)受政府政策的影響也十分顯著。因此政府在制定政策時不能夠僅局限在完成經(jīng)濟增長目標而不考慮房地產(chǎn)的良性發(fā)展。在制定宏觀政策時，一方面要考慮房地產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟增長的重要作用，同時也要防范房地產(chǎn)泡沫，統(tǒng)籌經(jīng)濟和房地產(chǎn)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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[責任編輯：譚志遠]