房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析

王俊馨

(山西財(cái)經(jīng)大學(xué),山西 太原 030000)

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房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析

王俊馨

(山西財(cái)經(jīng)大學(xué),山西 太原 030000)

文章以我國(guó)1987—2014年的房地產(chǎn)投資額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列數(shù)據(jù)為例,利用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型對(duì)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)短期關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)和分析。結(jié)果表明：我國(guó)的房地產(chǎn)投資額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系；在短期,房地產(chǎn)投資額短期波動(dòng)和GDP偏離長(zhǎng)期均衡的影響都會(huì)導(dǎo)致GDP的波動(dòng)。

房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整；ECM

1 引 言

消費(fèi)、投資與出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”,投資的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有著重要的拉動(dòng)作用。我國(guó)固定資產(chǎn)投資中的20%左右為房地產(chǎn)投資,約為GDP的10%,再加上房地產(chǎn)投資對(duì)上、下游產(chǎn)業(yè),特別是鋼鐵、水泥等產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用非常明顯,對(duì)吸收這些行業(yè)的過(guò)剩產(chǎn)能貢獻(xiàn)突出,房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度密切相關(guān)的支柱產(chǎn)業(yè)之一,因此房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是不能忽視的。

一些學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了不同視角的、不同方法的研究分析。其中李娜、石敏俊等采用投入產(chǎn)出模型和可計(jì)算一般均衡模型相結(jié)合的二階段方法定量分析了房地產(chǎn)投資變化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響,發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)刺激政策促進(jìn)的房地產(chǎn)投資增加對(duì)經(jīng)濟(jì)政治有著積極的作用。陸菊春、賈自武等利用動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型分析全國(guó)及東、中和西部地區(qū)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)我國(guó)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有同向的相關(guān)關(guān)系,房地產(chǎn)投資對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極作用。況偉大使用面板數(shù)據(jù)考察了房地產(chǎn)投資、房地產(chǎn)信貸與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系,表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資影響大于房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,因而一旦經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)波動(dòng),將導(dǎo)致房地產(chǎn)投資劇烈波動(dòng),但房地產(chǎn)投資波動(dòng)將引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較小波動(dòng)。

本文利用我國(guó)1987—2014年的房地產(chǎn)投資額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列數(shù)據(jù),對(duì)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行分析,主要運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型分析二者之間的長(zhǎng)期均衡與短期波動(dòng)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源

選取房地產(chǎn)投資額作為衡量我國(guó)房地產(chǎn)投資發(fā)展的指標(biāo),選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。從《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編1949—2008年》與中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站所公布的年度數(shù)據(jù)中,摘錄我國(guó)1987年到2014年的房地產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù),并用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)與商品零售價(jià)格指數(shù)分別平減。

3 實(shí)證分析

3.1 協(xié)整關(guān)系分析

假定一些經(jīng)濟(jì)指標(biāo)被某經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)聯(lián)系在一起,那么從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看這些變量應(yīng)該具有均衡關(guān)系,這是建立和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷幕境霭l(fā)點(diǎn)。在短期內(nèi),因?yàn)榧竟?jié)影響或隨機(jī)干擾,這些變量有可能偏離均值。如果這種偏離是暫時(shí)的,那么隨著時(shí)間推移將會(huì)回歸到均衡狀態(tài)；如果這種偏離是持久的,就不能說(shuō)這些變量之間存在均衡關(guān)系。協(xié)整可被看作這種均衡關(guān)系性質(zhì)的統(tǒng)計(jì)表示。

協(xié)整檢驗(yàn)的目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系,也可以通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷線性回歸方程的設(shè)定是否合理。利用AEG的協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)判斷殘差序列是否平穩(wěn),進(jìn)而確定回歸方程的變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,同時(shí)還可以判斷模型設(shè)定是否正確。如果殘差序列是一個(gè)非平穩(wěn)序列,則說(shuō)明因變量除了能被解釋變量解釋的部分以外,其余部分的變化仍然不規(guī)則,也就是說(shuō)回歸方程的因變量和解釋變量之間不存在穩(wěn)定的均衡的關(guān)系,這樣的模型有可能擬合優(yōu)度、顯著性水平等指標(biāo)都很好,但是不能夠用來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)的信息,因此稱為“偽回歸”；如果殘差序列是平穩(wěn)的,則回歸方程的設(shè)定是合理的,說(shuō)明回歸方程的因變量和解釋變量之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.1.1 變量序列單整階數(shù)確定

協(xié)整檢驗(yàn)的前提是變量序列皆為一階單整的時(shí)間序列,因此首先對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以確定序列單整階數(shù)。由于對(duì)變量取對(duì)數(shù)可以降低模型的異方差性,同時(shí)不改變變量間的協(xié)整關(guān)系,故對(duì)變量取對(duì)數(shù)。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資額的原序列均為二階單整時(shí)間序列,而取對(duì)數(shù)后的序列皆為一階單整序列。

3.1.2 對(duì)回歸殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),并查表計(jì)算協(xié)整臨界值

3.1.3 分析協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)過(guò)分析發(fā)現(xiàn),國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資額之間存在雙向的協(xié)整關(guān)系,即二者之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,二者之間的回歸關(guān)系不是虛假回歸。

其中以lngdp為因變量、lnfdc為解釋變量的回歸方程估計(jì)結(jié)果顯示：當(dāng)房地產(chǎn)投資額每變動(dòng)0.73個(gè)百分點(diǎn)時(shí),GDP變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)；以lnfdc為因變量、lngdp為解釋變量的回歸方程估計(jì)結(jié)果顯示：當(dāng)GDP每變動(dòng)1.36個(gè)百分點(diǎn)時(shí),房地產(chǎn)投資額變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)。

3.2 誤差修正模型

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)模型通常表述的是變量之間的一種“長(zhǎng)期均衡”關(guān)系,而實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過(guò)程”生成的。因此,建模時(shí)需要用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過(guò)程來(lái)逼近經(jīng)濟(jì)理論的長(zhǎng)期均衡過(guò)程。誤差修正模型不再單純地使用變量的水平值或變量的差分值建模,而是把兩者有機(jī)地結(jié)合在一起,充分利用這兩者所提供的信息。從短期看,被解釋變量的變動(dòng)是由較穩(wěn)定的長(zhǎng)期趨勢(shì)和短期波動(dòng)所決定的,短期內(nèi)系統(tǒng)對(duì)于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小直接導(dǎo)致波動(dòng)振幅的大小。從長(zhǎng)期看,協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用,將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

根據(jù)上文建立的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資額之間的長(zhǎng)期均衡方程,將殘差作為誤差修正項(xiàng)建立誤差修正模型,得到回歸方程如下：

Δlngdpt=0.12-0.42(lngdpt-1-5.70-0.73lnfdct-1)+0.11Δlnfdct

在結(jié)果式中,差分項(xiàng)反映了短期波動(dòng)的影響。GDP的短期變動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期房地產(chǎn)投資額波動(dòng)的影響(Δlnfdct)；另一部分是GDP偏離長(zhǎng)期均衡的影響(lngdpt-1-5.70-0.73lnfdct-1)。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值(-0.42)來(lái)看,GDP與房地產(chǎn)投資額之間的非均衡誤差對(duì)GDP增量的調(diào)整為負(fù)影響,當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),將以42%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4 結(jié) 論

經(jīng)過(guò)分析,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,二者有著共同的變化趨勢(shì),存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,二者之間的回歸關(guān)系不是虛假回歸。以lngdp為因變量、lnfdc為解釋變量時(shí),當(dāng)房地產(chǎn)投資額每變動(dòng)0.73個(gè)百分點(diǎn)時(shí),GDP變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)。以lnfdc為因變量、lngdp為解釋變量時(shí),當(dāng)GDP每變動(dòng)1.36個(gè)百分點(diǎn)時(shí),房地產(chǎn)投資額變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)。

誤差修正模型中,修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.42,顯示當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),將以42%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

[1]陸菊春，賈自武.房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)及區(qū)域性差異的研究[J].武漢理工大學(xué)學(xué)報(bào),2008(12).

[2]李娜，石敏俊.房地產(chǎn)投資變化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響[J].管理評(píng)論,2012(10).

[3]況偉大.房地產(chǎn)投資、房地產(chǎn)信貸與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2011(1).

[4]陳淑云，付振奇.城市化、房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析[J].經(jīng)濟(jì)體制改革,2012(2).

[5]趙美平，張所地.山西省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析[J].物流工程與管理,2013(11).

[6]張清勇，鄭環(huán)環(huán).中國(guó)住宅投資引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嗎[J].經(jīng)濟(jì)研究,2012(2)

10.13939/j.cnki.zgsc.2016.47.145

王俊馨(1991—)，女,山西大同人,碩士,山西財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生。研究方向：經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法與應(yīng)用。