泰安市房地產(chǎn)投資與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究*

■劉桂菊　吳明發(fā)

?

泰安市房地產(chǎn)投資與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究*

■劉桂菊吳明發(fā)

內(nèi)容摘要：本文在分析泰安市房地產(chǎn)投資現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，采用ECM方法，探討2000-2014年泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。結(jié)果表明：房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，2007年以后波動(dòng)漸趨平緩，但總體貢獻(xiàn)率較低；房地產(chǎn)投資占GDP的比重偏低，對(duì)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)能力較弱，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資拉動(dòng)的依賴性增強(qiáng)；房地產(chǎn)投資與GDP之間既存在正相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，又存在短期波動(dòng)關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資具有單向因果關(guān)系，而房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不明顯。針對(duì)研究結(jié)果，提出了促進(jìn)泰安市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)ECM泰安市

投資是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一，房地產(chǎn)投資是固定資產(chǎn)投資的重要組成部分，對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要作用。從我國(guó)近十年來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)歷程看，房地產(chǎn)投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)巨大，一旦房地產(chǎn)投資面臨緊縮，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)難免受到影響。房地產(chǎn)市場(chǎng)是典型的區(qū)域性市場(chǎng)，與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間相互影響、相互作用。因此，深入探討區(qū)域房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互關(guān)系具有重要的理論和實(shí)踐意義。本文在分析泰安市房地產(chǎn)投資現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，借助Eviews7.0，采用ECM方法探索泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究結(jié)果以期為泰安市房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)。

表1　2000-2014年泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

泰安市房地產(chǎn)投資概況

（一）房地產(chǎn)投資規(guī)模逐年擴(kuò)大

從2000-2014年房地產(chǎn)投資變化趨勢(shì)看（表1），15年間房地產(chǎn)投資規(guī)模大幅增加，房地產(chǎn)投資額從2000年的5.40億元，增長(zhǎng)到2014年的143.10億元，增長(zhǎng)了25.5倍，平均每年增長(zhǎng)30.67%。盡管比同期泰安市全社會(huì)固定資產(chǎn)投資年均增長(zhǎng)率低2個(gè)百分點(diǎn)，但卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了同期泰安市GDP的年均增長(zhǎng)速度（16.03%）。尤其是2003年房地產(chǎn)投資出現(xiàn)了跳躍式增長(zhǎng)，比2002年增長(zhǎng)141.67%；2006年泰安市房地產(chǎn)投資首次出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)（-26.11%），但之后泰安市房地產(chǎn)投資穩(wěn)步上升，年均增長(zhǎng)26.65個(gè)百分點(diǎn)，到2014年達(dá)到峰值。

（二）房地產(chǎn)市場(chǎng)狀態(tài)良好

泰安市房地產(chǎn)市場(chǎng)供需形勢(shì)良好（圖1），其中房地產(chǎn)市場(chǎng)需求呈現(xiàn)逐步上升的勢(shì)頭。2000-2013年商品房實(shí)際銷售面積從42.40萬(wàn)m2逐步攀升到2013年的405.70萬(wàn)m2，增長(zhǎng)了8.57倍，年平均商品房實(shí)際銷售面積為167.49萬(wàn)m2，平均每年的增長(zhǎng)量為27.95萬(wàn)m2，年均增長(zhǎng)率達(dá)到18.97%，尤其2002年以后年均增長(zhǎng)率更高達(dá)22.13%。2014年由于我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增速放緩，房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)入新的調(diào)整期，在此背景下泰安市房地產(chǎn)市場(chǎng)需求發(fā)生重大逆轉(zhuǎn)，商品房實(shí)際銷售面積和銷售額分別比2013年下降44.7%和36.3%。

圖1　2000-2014年泰安市房地產(chǎn)市場(chǎng)供需狀況

從房地產(chǎn)市場(chǎng)供給狀況看，泰安市房地產(chǎn)市場(chǎng)供給波動(dòng)幅度較大，但總體呈上升態(tài)勢(shì)?？⒐し课菝娣e從2000年的57.85萬(wàn)m2，增加到2014年的151.10萬(wàn)m2，年平均竣工房屋面積為136.87萬(wàn)m2，平均每年增加6.66萬(wàn)m2，年均增長(zhǎng)率為7.10%。2014年受國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響竣工房屋面積急劇下降，比2013年下降31.32%。

研究方法

為了考察泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，參考祝運(yùn)海的研究成果，選取房地產(chǎn)投資額（REI）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP），分別用來(lái)衡量房地產(chǎn)投資和國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的代表性指標(biāo)。

（一）房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)方法

選擇房地產(chǎn)投資依存度（IDD）、房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率（ICR）和房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)率（IDR）3個(gè)指標(biāo)來(lái)反映泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。公式分別為：

其中，ΔREI、ΔGDP分別表示同一時(shí)期房地產(chǎn)投資額和地區(qū)生產(chǎn)總值增量；SGDP表示同一時(shí)期地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度。

（二）誤差修正模型（ECM）

要建立誤差修正模模型，先要構(gòu)建房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的VAR模型，其一般表達(dá)式為：

其中，Yt=［D（LnGDP），D（LnREI）］，LnGDP、LnREI分別表示取對(duì)數(shù)后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)投資額，A（L）是P階滯后算子的多項(xiàng)式矩陣，ut是（2× 1）階的簡(jiǎn)化式殘差向量，Ω是其方差協(xié)方差矩陣。因ut存在當(dāng)期相關(guān)關(guān)系，需運(yùn)用Ω的喬利斯基（Cholesky）分解方法使誤差項(xiàng)正交以消除相關(guān)關(guān)系，經(jīng)分解得ut的表達(dá)式：

其中，C為唯一的Cholesky下三角矩陣；εt為結(jié)構(gòu)式殘差向量（均值為零、方差為1的單位矩陣）。由此得到結(jié)構(gòu)化的VAR模型為：

其中，F(xiàn)（L）為p次多項(xiàng)式矩陣，k為經(jīng)過(guò)轉(zhuǎn)換后的確定性趨勢(shì)項(xiàng)（Ck=c）。

對(duì)（4）式進(jìn)行變換，得到向量誤差修正模型（ECM），表示為：

Π矩陣是變量長(zhǎng)期關(guān)系的系數(shù)矩陣。在達(dá)到長(zhǎng)期均衡時(shí)，式（5）的差分變量為零向量，εt中隨機(jī)誤差項(xiàng)的數(shù)學(xué)期望值為零，因此，Πt-k=0表示長(zhǎng)期均衡時(shí)變量的關(guān)系。因此判斷GDP和REI之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系可以通過(guò)Π計(jì)算系數(shù)矩陣的秩及特征值來(lái)進(jìn)行判斷。

由于經(jīng)過(guò)一階差分的內(nèi)生變量向量中各序列都是平穩(wěn)的，因此，只有構(gòu)成ΠYt-k的各變量都是I（0）時(shí)，才能保證隨機(jī)誤差項(xiàng)εt是平穩(wěn)過(guò)程。因此，系數(shù)矩陣的秩滿足0＜R（Π）=m＜g時(shí)，存在矩陣α和β，使得：

將式（8）帶入式（7）得到：

其中，α為調(diào)整系數(shù)矩陣，β為協(xié)整矩陣。β′Yt-k中每行都是一個(gè)I（0）組合變量，即每一行都是使變量Y1，t-1，Y1，t-2，……，Y1，t-k具有協(xié)整關(guān)系的線性組合形式。因此可以通過(guò)計(jì)算β的秩來(lái)判斷GDP和REI之間的協(xié)整關(guān)系。

實(shí)證研究

本文研究數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《泰安統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001-2015年）和泰安市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2000-2014年），數(shù)據(jù)處理軟件為Eviews7.0。

（一）泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

根據(jù)公式（1）、（2）和（3），得到結(jié)果如表1所示。

由表1可知，泰安市房地產(chǎn)投資依存度整體呈增長(zhǎng)趨勢(shì)。IDD從2000年的1.42%上升到2005年的3.57%，年均增長(zhǎng)20.25%；特別是2006年以后泰安市IDD持續(xù)升高，從2006年的2.21%上升到2014年的4.77%，年均增長(zhǎng)10.09%，雖低于前一時(shí)期的增長(zhǎng)速度，但增長(zhǎng)趨于平穩(wěn)。15年間泰安市IDD均值為3.00%，低于同期山東省6.40%的平均水平，也低于全國(guó)9.97%的平均水平，這說(shuō)明泰安市房地產(chǎn)投資占GDP的比重偏低，房地產(chǎn)投資還有較大潛力。

泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)率波動(dòng)幅度較大，整體呈上升趨勢(shì)。IDR從2001年的0.03%上升到2014年的0.61%，平均增長(zhǎng)率為24.73%，年平均值為0.72%，低于山東省1.47%的平均水平和全國(guó)2.17%的平均水平，這說(shuō)明泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)其經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)較弱，還有很大提升空間。

泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率受國(guó)家宏觀調(diào)控政策的影響起伏波動(dòng)較大，但整體呈上升趨勢(shì)。2001-2014年ICR最大值為2003年的10.84%，最小值為2006年的-4.90%，年平均值為4.76%，遠(yuǎn)低于山東省平均水平（10.28%）和全國(guó)平均水平（15.84%）。總體而言ICR由2001年的0.27%上升到2014年的7.99%，平均增長(zhǎng)率為29.89%，高于山東省和全國(guó)平均增長(zhǎng)速度，這說(shuō)明泰安市正在加大房地產(chǎn)投資，其經(jīng)濟(jì)對(duì)房地產(chǎn)投資拉動(dòng)的依賴正在變強(qiáng)。

2) 節(jié)能計(jì)算：根據(jù)變頻器的運(yùn)行情況，計(jì)算出本次運(yùn)行時(shí)間、累計(jì)運(yùn)行時(shí)間，系統(tǒng)根據(jù)變頻器的功率情況計(jì)算節(jié)能量。

（二）泰安市房地投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

從表1可以看出，房地產(chǎn)投資額同GDP的變化趨勢(shì)基本相同，Pearson相關(guān)系數(shù)為0.983，P=0.000，這表明泰安市GDP與房地產(chǎn)投資之間存在很強(qiáng)的正相關(guān)性。為了更加準(zhǔn)確地判斷兩者的關(guān)系，采用ECM對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步分析。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了消除原始變量的異方差影響，需要對(duì)GDP和REI數(shù)值進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到LnGDP序列和LnREI。采用既含截距項(xiàng)又含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)回歸模型對(duì)LnGDP序列和LnREI序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，根據(jù)AIC最小準(zhǔn)則確定檢驗(yàn)的滯后期，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2可知，LnGDP和LnREI一階差分序列的ADF值的絕對(duì)值均大于10%臨界值的絕對(duì)值，說(shuō)明兩序列的一階差分序列不具有單位根，是平穩(wěn)序列，即兩序列為一階單整序列I （1），可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以確定它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型（ECM）

首先對(duì)這兩個(gè)變量運(yùn)用OLS法構(gòu)造一元回歸模型，然后檢驗(yàn)其殘差是否平穩(wěn)，如果是平穩(wěn)的，則說(shuō)明是協(xié)整的，否則是非協(xié)整的。通過(guò)計(jì)算得出回歸方程為：

從系數(shù)的顯著性來(lái)看，Prob.值都在0.0000，都小于1%的顯著水平，說(shuō)明模型回歸系數(shù)非常顯著；從模型整體的顯著性來(lái)看，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值為371.8860，相應(yīng)的概率值Prob.為0.0000，說(shuō)明模型回歸方程顯著；從模型整體擬合度來(lái)看，R2和調(diào)整R2都在96%以上，說(shuō)明該模型擬合效果非常好。由回歸方程（4）可以看出，泰安市LnGDP與LnREI存在正相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，房地產(chǎn)投資每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可增加0.63%。

由方程（4）得到殘差序列ε的表達(dá)式：

由上述分析可知，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有一種長(zhǎng)期或均衡的關(guān)系，然而，在短期中由于受到各種因素的影響會(huì)使REI與GDP之間的關(guān)系偏離均衡狀態(tài)，因此建立誤差修正模型來(lái)反映二者的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。其模型形式為：

式中，α為截距項(xiàng)；βi（i=1，2）為系數(shù)；μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)；ECM表示根據(jù)長(zhǎng)期協(xié)整方程計(jì)算的誤差修正項(xiàng)，反映了房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間偏離均衡關(guān)系的非均衡誤差。

經(jīng)回歸得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果：回歸模型的R2為0.77，模型整體擬合較好，各回歸系數(shù)顯著。誤差調(diào)整系數(shù)為-0.1288，符合反向修正機(jī)制，GDP在t期的變化可以消除前一期12.88%的非均衡誤差。

3．Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

方程（4）并不能說(shuō)明LnGDP和LnREI兩者之間是否存在因果關(guān)系，因此還需要對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)赤遲信息準(zhǔn)則和施瓦茨信息準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后期為3，得到序列LnGDP和LnREI的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表2　LnGDP和LnREI序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表3　協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4　LnGDP和LnREI的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，在5%的顯著性水平下，當(dāng)原假設(shè)為“LnGDP不是LnREI的Granger原因”時(shí)，P值為0.0327，小于0.05顯著水平，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)的原因；當(dāng)原假設(shè)為“LnREI不是LnGDP的Granger原因”時(shí)，P值為0.8275，大于0.1顯著水平，表明房地產(chǎn)投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。因此得出，泰安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)，而房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不明顯。

結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

通過(guò)對(duì)2000-2014年泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)分析以及對(duì)房地產(chǎn)投資序列與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、ECM模型分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)分析，得出主要研究結(jié)論為：

第一，泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)，2007年以后波動(dòng)漸趨平緩，但總體貢獻(xiàn)率較低；房地產(chǎn)投資占GDP的比重偏低，房地產(chǎn)投資對(duì)其經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)較弱，房地產(chǎn)投資還有較大潛力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴房地產(chǎn)投資拉動(dòng)的趨勢(shì)增強(qiáng)。

第二，泰安市房地產(chǎn)投資與GDP之間存在長(zhǎng)期和短期影響，從長(zhǎng)期來(lái)看，兩者之間存在正相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，房地產(chǎn)投資每增加1%，會(huì)使GDP增長(zhǎng)0.63%。短期波動(dòng)中導(dǎo)致的系統(tǒng)偏離非均衡狀態(tài)會(huì)通過(guò)誤差修正機(jī)制得以調(diào)整，調(diào)整系數(shù)為-0.1288，調(diào)整效果較為明顯。

第三，泰安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)具有單向因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)，而房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不明顯，但房地產(chǎn)投資具有較大的增長(zhǎng)空間。

（二）政策建議

根據(jù)研究結(jié)果，提出促進(jìn)泰安市房地產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的建議為：

第一，適度增加泰安市房地產(chǎn)投資力度，促進(jìn)GDP穩(wěn)步增長(zhǎng)。泰安市IDD分別低于山東省和全國(guó)3.40和6.97個(gè)百分點(diǎn)，ICR分別低于山東省和全國(guó)5.52和10.08個(gè)百分點(diǎn)，IDR也分別低于山東省和全國(guó)0.75和1.45個(gè)百分點(diǎn)，這說(shuō)明泰安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較低，政府應(yīng)通過(guò)合理引導(dǎo)房地產(chǎn)投資來(lái)實(shí)現(xiàn)泰安市房地產(chǎn)業(yè)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的繁榮，充分發(fā)揮房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，使之成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新的增長(zhǎng)點(diǎn)。

第二，合理控制房地產(chǎn)投資規(guī)模與速度，避免大起大落。泰安市房地產(chǎn)投資與GDP之間存在著正相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，雖然GDP短期的偏離能夠通過(guò)自動(dòng)修正機(jī)制調(diào)整到均衡狀態(tài)，但房地產(chǎn)投資短期的大規(guī)模波動(dòng)會(huì)對(duì)整個(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生巨大震蕩，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生巨大沖擊，使經(jīng)濟(jì)較高地偏離均衡程度，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)恢復(fù)需要較長(zhǎng)的調(diào)整期。政府應(yīng)根據(jù)市場(chǎng)需求和供給情況，合理規(guī)劃房地產(chǎn)投資規(guī)模與速度，防止因投資不足導(dǎo)致的地價(jià)飛漲或者投資過(guò)度導(dǎo)致的房地產(chǎn)泡沫對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的不良影響。

第三，進(jìn)一步加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為房地產(chǎn)投資營(yíng)造良好的宏觀環(huán)境。國(guó)民經(jīng)濟(jì)的總體狀況是房地產(chǎn)業(yè)得以存在和發(fā)展的宏觀基礎(chǔ)，制約或帶動(dòng)房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展程度。由上述Granger因果關(guān)系分析可知，泰安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境為泰安市房地產(chǎn)投資提供了肥沃的土壤，使房地產(chǎn)投資規(guī)模與速度均呈現(xiàn)較快的增長(zhǎng)。然而一旦宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)較大波動(dòng)就會(huì)對(duì)房地產(chǎn)投資產(chǎn)生較大影響。未來(lái)泰安市在積極發(fā)揮房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)作用的同時(shí)，還應(yīng)注重通過(guò)擴(kuò)大內(nèi)需、加快旅游業(yè)發(fā)展、提高工業(yè)發(fā)展效率等多途徑刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性，夯實(shí)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的宏觀基礎(chǔ)，給投資者繼續(xù)加大房地產(chǎn)投資帶來(lái)穩(wěn)定信心，從而更加有效地促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

參考資料

1.劉章生，陶滿德，李芬.房地產(chǎn)投資與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的相互影響關(guān)系——基于格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷难芯浚跩］.改革與戰(zhàn)略，2012（3）：60-63.

2.王滿銀，肖瑛等.中國(guó)房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策研究［J］.城市問(wèn)題，2012（10）：50-54.

3.Bharat Kolluri，Mahmoud Wahab. Asymmetries in the Conditional Relation of Government Expenditure and Economic Growth［J］.Applied Economics，2007 （18）：2303-2322.

4.Kabir Hassan M，Benito Sanchez. Financial Development and Economic Growth：New Evidence from Panel Data ［J］. The Quarterly Review of Economics and Finance，2011（1）：88-104.

5.祝運(yùn)海.房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究——基于ECM的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011（5）：44-47.

6.張曉峒.Eviews使用指南與案例［M］.機(jī)械工業(yè)出版社，2007：15-24.

責(zé)任編輯：劉桂素

*基金項(xiàng)目：山東省高校人文社會(huì)科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目“‘新常態(tài)’下山東省房地產(chǎn)市場(chǎng)健康測(cè)度與評(píng)價(jià)研究”（J15WB41）；山東省統(tǒng)計(jì)科研重點(diǎn)課題“基于生命周期理論的綠色房地產(chǎn)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建研究”（KT15066）

作者簡(jiǎn)介：（劉桂菊，泰山學(xué)院旅游學(xué)院講師，碩士，主要研究方向：房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)與政策；吳明發(fā)，廣東海洋大學(xué)資源與環(huán)境系副教授，博士，主要研究方向：土地規(guī)劃與評(píng)價(jià)）