鄭州市房地產投資與經濟增長的關系分析

胡清華 邵明振

摘? 要：近年來我國房地產業(yè)發(fā)展迅猛。以鄭州市為研究對象，基于鄭州市1995-2017年的房地產投資額和生產總值的時間序列數據，對這些數據采用協(xié)整檢驗、誤差修正模型、Granger因果檢驗等實證分析，結果表明二者存在著長期的協(xié)整關系，在滯后期為1或2年時有單向的因果關系。

關鍵詞：房地產投資;經濟增長;協(xié)整檢驗;Granger因果檢驗

中圖分類號：F299.23???????? 文獻標識碼：A????? ????文章編號：1671-9255（2019）03-0013-04

一、引言

推動經濟增長的三駕馬車分別是消費、投資與出口。其中，投資的增長對經濟的增長有著很大的拉動作用。對固定資產的投資來說，房地產投資是最重要的部分，可以說是我國國民經濟增長的龍頭。[1]近年來，河南省經濟一直呈現快速增長的趨勢，在習近平新時代中國特色社會主義思想的引導下，主動融入一帶一路，不斷迸發(fā)出活力與光彩。作為河南省省會的鄭州，憑借著中原經濟區(qū)的地理優(yōu)勢和鄭汴一體化、鄭東新區(qū)的發(fā)展，經濟在快速地增長。其關鍵的因素就在于房地產投資。

（二）研究意義

近年來，河南省總體經濟實力邁上了更高的臺階，特別是近五年來，河南省的變化可謂日新月異。中原崛起計劃中，河南省經濟的發(fā)展做出了很大的貢獻。與此同時，作為河南省的省會鄭州，憑借著中原經濟區(qū)的地理優(yōu)勢和國際綜合交通樞紐的戰(zhàn)略地位，經濟也在飛速地增長。在經濟發(fā)展的過程中，鄭州市的房地產投資有沒有促進鄭州經濟的增長，或者說，鄭州經濟的增長反過來有沒有促進房地產投資呢？對于這一問題，本文以鄭州市房地產投資額和生產總值1995-2017年的時間序列數據為例對二者的關系進行實證分析以達到研究的目的，并根據結論為鄭州市的房地產業(yè)的發(fā)展提供建議，為鄭州市的房地產投資與經濟增長之間協(xié)調發(fā)展提供建議。

二、實證分析

（一）變量的選擇和數據來源

本文選取鄭州市房地產投資額（REI）作為房

地產投資規(guī)模的衡量指標，鄭州市生產總值（GDP）作為鄭州市經濟增長的衡量指標，選取1995—2017年鄭州市房地產投資額和生產總值的時間序列數據。所有數據均來源于《鄭州市統(tǒng)計局》。為了更進一步地看出鄭州市房地產投資與經濟增長之間的相關關系，通過借助Eviews軟件得到兩者的散點圖和計算出兩者的相關系數。二者的散點圖如圖1所示，從中可以看出，鄭州市房地產投資額和地區(qū)生產總值的變化趨勢高度相似。表1中得出二者的相關系數為0.963068，表明鄭州市房地產投資額與地區(qū)生產總值有高度相關性。

（二） 平穩(wěn)性檢驗

本次研究所涉及的數據都是時間序列數據，

需要對數據進行平穩(wěn)性檢驗。這可避免對非平穩(wěn)的時間序列數據進行回歸時出現偽回歸的現象。在平穩(wěn)性檢驗的方法中，大多使用的是迪基—福勒檢驗（DF檢驗）、菲利普斯—配榮檢驗（PP檢驗）以及恩格爾和柳（Engle&Yoo，1987）提出的ADF（Augmented Dickey-fuller Test）檢驗。[2]其中，對于ADF檢驗來說，這個方法適用于出現具有高階自相關問題的時間數列數據。本文通過數據處理發(fā)現，鄭州市的房地產投資額REI和生產總值這兩個時間序列數據是高階自相關的，所以在這里我們主要運用的是ADF檢驗法。首先對REI和GDP作自然對數變換，這樣做不改變數據原有的關系，而且有助于消除異方差和趨勢線性化現象，變換后兩者分別用LnREI和LnGDP表示，一階差分用ΔLnGDP、ΔLnREI 表示。在檢驗中，原假設設為序列存在單位根。[3]

Eviews軟件對這些序列進行單位根檢驗，可以得出結果和分析。從表2中我們可以看出，LnGDP原序列的ADF值為0.0916，大于5%顯著性水平下的值為-3.0124。說明LnGDP序列是不平穩(wěn)的，不能拒絕在上文中做出的原假設，同樣單位根檢驗的結果中LnREI的序列也是不平穩(wěn)的。此時需要對各原序列進行差分處理，如表中所示。GDP序列一階差分后的ADF值為-3.1367，REI序列一階差分后的ADF值為-3.1922。這兩個數都小于5%顯著性水平下的臨界值-3.0124，說明鄭州市房地產投資額與鄭州市地區(qū)生產總值這兩個序列均為一階單整序列，他們之間可能存在某種平穩(wěn)的線性關系，接下來用協(xié)整檢驗和誤差修正模型來研究二者關系。

（三）協(xié)整檢驗

在分析過程中，一般使用的檢驗方法有E-G兩步法協(xié)整檢驗以及Johansen協(xié)整檢驗。其中E-G兩步法協(xié)整檢驗是適用于只包含兩個研究變量的檢驗。[4]本文研究的要素是鄭州市房地產投資REI和經濟增長GDP兩個變量，所以我們選擇E-G兩步法協(xié)整檢驗方法來進行分析。

在上面我們運用了ADF單位根檢驗，發(fā)現房地產投資額與地區(qū)生產總值序列滿足同階單整，滿足了E-G兩步法協(xié)整檢驗的使用條件。在接下來的檢驗中，我們以LnGDP為因變量，LnREI為自變量開始進行協(xié)整檢驗。

首先用Eviews軟件中普通最小二乘法估計LnGDP和LnREI之間的數量關系，得出二者的回歸方程，同時也得出et（非均衡誤差）。接下來對非均衡誤差項做單位根ADF檢驗，通過比較結果，來判斷et是否平穩(wěn)。

先用軟件對LnGDP和LnREI序列進行最小二乘估計，如下所示，對于得到的結果（見表3）我們做出相應的分析。

其中我們可以看出方程的可決系數R?為0.987524，方程的擬合度較高，所對應的P值為0，說明效果很顯著，說明該方程的估計系數均通過顯著性檢驗。

表4顯示的是對殘差序列做了單位根ADF檢驗之后得出來的結果。從表中的結果可以看出，檢驗的t值為-5.8197，而檢驗的5%顯著性水平下的臨界值是-1.9572，二者相比還是t值較小，說明et是平穩(wěn)的序列，檢驗的結果是平穩(wěn)的。由此可以得出LnGDP和LnREI之間存在著長期的協(xié)整關系。（3）被稱為協(xié)整方程，說明LnGDP和LnREI的線性組合也是平穩(wěn)的。另外從協(xié)整方程式我們還可以得到，鄭州市房地產投資每增加百分之一，鄭州市的生產總值相應的平均增加0.609532%，這個數據分析表明鄭州市房地產投資對鄭州市的經濟增長貢獻是很大的。

（四）誤差修正模型

從上述協(xié)整檢驗可以分析得出鄭州市房地產投資和經濟增長之間具有協(xié)整關系，二者長期的變化趨勢是一致的。由于各種原因，在短期內二者的關系或者走勢或多或少會出現不平衡的現象。因此，接下來建立修正誤差模型，也是為了改善長期靜態(tài)模型的一些缺點。

建立誤差模型如下所示：

該模型的結果表明，短期內房地產投資每增加1%，鄭州市的GDP增長0. 31412%，LnREI的短期波動對LnGDP有著顯著的正影響。另外模型中得到ECMt-1的系數為-0.40955，-0.40955<0，是符合反向修正機制的。所以由修正誤差項通過反向修正機制可以得出鄭州市房地產投資與經濟增之間存在著動態(tài)均衡機制。且ECMt-1的系數也表明了，如果鄭州市經濟偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時，修正誤差項會在下一期以0.40955的力度給調整回來。

（五）Granger因果關系檢驗

鄭州市房地產投資額與地區(qū)生產總值序列是滿足同階單整的，上文中對LnGDP和LnREI序列進行協(xié)整檢驗，從協(xié)整檢驗的結果得到了二者之間存在長期的協(xié)整關系。那么關于二者之間是否存在因果關系，或者說鄭州市房地產投資與經濟增長之間誰是因誰是果，我們將采用Granger因果關系檢驗的方法對二者繼續(xù)檢驗。[5]

根據檢驗的結果（表6），在滯后期為一年時，LnGDP不是LnREI的格蘭杰原因的概率為0.0048，這個值相對于置信水平0.05來說還是很小的，所以在這里我們拒絕原假設，即鄭州市經濟增長是房地產投資的格蘭杰原因，而LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因的概率為0.1193，大于置信水平0.05，這時候接受原假設，LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因，鄭州市房地產投資不是帶動鄭州市經濟增長的格蘭杰原因，說明鄭州市房地產投資與經濟增長之間存在著單向的因果關系;按同樣的置信水平和分析方法分析滯后期為2年時候的情況，發(fā)現與滯后期為1年的情況是相同的;在這里我們僅把滯后期為3年得出的數據寫在了表6里面（滯后期為3年以上時分析的結果是類似的），從結果可以得出，都接受了原假設，說明LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因。反過來也不成立，二者不存在因果關系。

三、實證結論及政策建議

（一）結論

1.從協(xié)整檢驗的結果來看，鄭州市房地產投資額與GDP之間存在有協(xié)整關系，即二者具有長期的均衡關系。從得出來的協(xié)整方程中可以得出，LnREI 前面的系數為0.609532，說明了鄭州市經濟的增長對房地產投資的彈性系數為0.609532。鄭州市可以適當增加對房地產業(yè)的投資，因為鄭州市房地產業(yè)的發(fā)展較大地影響著鄭州市的經濟發(fā)展。

2.從建立的修正誤差模型中，得出的結論是LnREI的短期波動對LnGDP有著顯著的正影響，說明短期內房地產投資每增加1%，GDP增長0.31432%。且ECMt-1的系數也表明了，如果鄭州市經濟偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時，修正誤差項會在下一期以0.40955的力度給調整回來。

3.從格蘭杰因果檢驗可知，滯后期為1年或者2年的時候情況是一樣的，在顯著性水平為5%的情況下都拒絕原假設，也就是說LnGDP是LnREI的格蘭杰原因，即鄭州市的經濟增長是房地產投資的格蘭杰原因，而房地產業(yè)投資的發(fā)展不是鄭州市經濟增長的原因，表明了鄭州市房地產投資與經濟增長之間存在著單向的因果關系。說明鄭州市的經濟增長并不能由房地產投資的發(fā)展來解釋，認為鄭州市經濟的發(fā)展大部分由房地產業(yè)帶動的觀點是不對的。鄭州市房地產業(yè)的未來發(fā)展需要正確的宏觀政策加以引導?，F階段鄭州市房地產投資過熱并不是一種好現象，它會影響其他產業(yè)的發(fā)展。

（二）建議

結論表明鄭州市房地產投資額與GDP之間具有長期的均衡關系，鄭州市的房地產投資對經濟增長的貢獻還是比較顯著的。投資過度集中于房地產必定會對經濟增長造成不利影響。因為其他產業(yè)與房地產業(yè)具有很強的關聯(lián)性。政府應該對房地產投資制定合理的調控政策[6]，不能一味地放任房地產的不斷開發(fā)使其投資過熱，也不能對房地產行業(yè)進行強制打壓。如今鄭州市經濟發(fā)展迅猛，房地產業(yè)的發(fā)展要適應鄭州市宏觀經濟的發(fā)展，必須發(fā)揮好房地產投資對鄭州市經濟增長的推動作用。

參考文獻：

[1]李啟明.房地產投資有廣闊的發(fā)展空間[J].中國投資，2001（3）：29-31.

[2]徐國祥.統(tǒng)計預測與決策[M].上海：上海財經大學出版社，2016：117.

[3]Gujarati D.Basic econometrics，Damodar N.Guarati[J].

Universitas Negeri Malang，1995（7）：23-25.

[4]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2016：182.

[5]龐皓，陳述云.格蘭杰因果檢驗的有效性及其應用[J].統(tǒng)計研究，1999（11）：42-46.

[6]朱立雪.房地產經濟對中國國民經濟增長的作用研究[J].知識經濟，2018（8）：64-65.

Abstract： China's real estate industry has developed rapidly in recent years. Based on the time series data of real estate investment amount and total output value of Zhengzhou City from 1995 to 2017， the authors make empirical analysis on these data using cointegration test， error correction model and Granger causality test. The result shows that there is a long-term cointegration relationship between the real estate investment and economic growth in Zhengzhou， and the economic growth Granger-causes real estate investment in Zhengzhou， but not the opposite， with a lag time of either one or two years.

Key Words： real estate investment; economic growth; cointegration test; Granger causality test