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

胡清華，邵明振

（河南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 開(kāi)封 475000）

一、引言

推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車(chē)分別是消費(fèi)、投資與出口。其中，投資的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有著很大的拉動(dòng)作用。對(duì)固定資產(chǎn)的投資來(lái)說(shuō)，房地產(chǎn)投資是最重要的部分，可以說(shuō)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的龍頭。[1]近年來(lái)，河南省經(jīng)濟(jì)一直呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，在習(xí)近平新時(shí)代中國(guó)特色社會(huì)主義思想的引導(dǎo)下，主動(dòng)融入一帶一路，不斷迸發(fā)出活力與光彩。作為河南省省會(huì)的鄭州，憑借著中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的地理優(yōu)勢(shì)和鄭汴一體化、鄭東新區(qū)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)在快速地增長(zhǎng)。其關(guān)鍵的因素就在于房地產(chǎn)投資。

（二）研究意義

近年來(lái)，河南省總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力邁上了更高的臺(tái)階，特別是近五年來(lái)，河南省的變化可謂日新月異。中原崛起計(jì)劃中，河南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展做出了很大的貢獻(xiàn)。與此同時(shí)，作為河南省的省會(huì)鄭州，憑借著中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的地理優(yōu)勢(shì)和國(guó)際綜合交通樞紐的戰(zhàn)略地位，經(jīng)濟(jì)也在飛速地增長(zhǎng)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，鄭州市的房地產(chǎn)投資有沒(méi)有促進(jìn)鄭州經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，或者說(shuō)，鄭州經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)反過(guò)來(lái)有沒(méi)有促進(jìn)房地產(chǎn)投資呢？對(duì)于這一問(wèn)題，本文以鄭州市房地產(chǎn)投資額和生產(chǎn)總值1995-2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為例對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析以達(dá)到研究的目的，并根據(jù)結(jié)論為鄭州市的房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供建議，為鄭州市的房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間協(xié)調(diào)發(fā)展提供建議。

二、實(shí)證分析

（一）變量的選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取鄭州市房地產(chǎn)投資額（REI）作為房地產(chǎn)投資規(guī)模的衡量指標(biāo)，鄭州市生產(chǎn)總值（GDP）作為鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的衡量指標(biāo)，選取1995—2017年鄭州市房地產(chǎn)投資額和生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《鄭州市統(tǒng)計(jì)局》。為了更進(jìn)一步地看出鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系，通過(guò)借助Eviews軟件得到兩者的散點(diǎn)圖和計(jì)算出兩者的相關(guān)系數(shù)。二者的散點(diǎn)圖如圖 1所示，從中可以看出，鄭州市房地產(chǎn)投資額和地區(qū)生產(chǎn)總值的變化趨勢(shì)高度相似。表1中得出二者的相關(guān)系數(shù)為0.963068，表明鄭州市房地產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值有高度相關(guān)性。

圖1 鄭州市房地產(chǎn)投資與地區(qū)生產(chǎn)總值散點(diǎn)圖

表1 GDP與REI的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

（二） 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本次研究所涉及的數(shù)據(jù)都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這可避免對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。在平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法中，大多使用的是迪基—福勒檢驗(yàn)（DF檢驗(yàn)）、菲利普斯—配榮檢驗(yàn)（PP檢驗(yàn)）以及恩格爾和柳（Engle&Yoo，1987）提出的 ADF（Augmented Dickey-fuller Test）檢驗(yàn)。[2]其中，對(duì)于ADF檢驗(yàn)來(lái)說(shuō)，這個(gè)方法適用于出現(xiàn)具有高階自相關(guān)問(wèn)題的時(shí)間數(shù)列數(shù)據(jù)。本文通過(guò)數(shù)據(jù)處理發(fā)現(xiàn)，鄭州市的房地產(chǎn)投資額REI和生產(chǎn)總值這兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是高階自相關(guān)的，所以在這里我們主要運(yùn)用的是ADF檢驗(yàn)法。首先對(duì)REI和GDP作自然對(duì)數(shù)變換，這樣做不改變數(shù)據(jù)原有的關(guān)系，而且有助于消除異方差和趨勢(shì)線性化現(xiàn)象，變換后兩者分別用 LnREI和 LnGDP表示，一階差分用Δ LnGDP、ΔLnREI 表示。在檢驗(yàn)中，原假設(shè)設(shè)為序列存在單位根。[3]Eviews軟件對(duì)這些序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以得出結(jié)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(shuō)明 LnGDP序列是不平穩(wěn)的，不能拒絕在上文中做出的原假設(shè)，同樣單位根檢驗(yàn)的結(jié)果中 LnREI的序列也是不平穩(wěn)的。此時(shí)需要對(duì)各原序列進(jìn)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(gè)數(shù)都小于 5%顯著性水平下的臨界值-3.0124，說(shuō)明鄭州市房地產(chǎn)投資額與鄭州市地區(qū)生產(chǎn)總值這兩個(gè)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(guān)系，接下來(lái)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型來(lái)研究二者關(guān)系。

表2 綜合檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

在分析過(guò)程中，一般使用的檢驗(yàn)方法有E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)以及 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。其中 E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)是適用于只包含兩個(gè)研究變量的檢驗(yàn)。[4]本文研究的要素是鄭州市房地產(chǎn)投資 REI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GDP兩個(gè)變量，所以我們選擇E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)進(jìn)行分析。

在上面我們運(yùn)用了ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值序列滿(mǎn)足同階單整，滿(mǎn)足了E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)的使用條件。在接下來(lái)的檢驗(yàn)中，我們以LnGDP為因變量，LnREI為自變量開(kāi)始進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先用 Eviews軟件中普通最小二乘法估計(jì)LnGDP和LnREI之間的數(shù)量關(guān)系，得出二者的回歸方程，同時(shí)也得出 et（非均衡誤差）。接下來(lái)對(duì)非均衡誤差項(xiàng)做單位根ADF檢驗(yàn)，通過(guò)比較結(jié)果，來(lái)判斷et是否平穩(wěn)。

先用軟件對(duì)LnGDP和LnREI序列進(jìn)行最小二乘估計(jì)，如下所示，對(duì)于得到的結(jié)果（見(jiàn)表 3）我們做出相應(yīng)的分析。

表3 LnGDP和LnREI序列的OLS估計(jì)

從表3可以得到回歸方程

其中我們可以看出方程的可決系數(shù) R2為0.987524，方程的擬合度較高，所對(duì)應(yīng)的P值為0，說(shuō)明效果很顯著，說(shuō)明該方程的估計(jì)系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

表4 et單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表4顯示的是對(duì)殘差序列做了單位根ADF檢驗(yàn)之后得出來(lái)的結(jié)果。從表中的結(jié)果可以看出，檢驗(yàn)的t值為-5.8197，而檢驗(yàn)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(shuō)明 et是平穩(wěn)的序列，檢驗(yàn)的結(jié)果是平穩(wěn)的。由此可以得出 LnGDP和 LnREI之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。（3）被稱(chēng)為協(xié)整方程，說(shuō)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(chǎn)投資每增加百分之一，鄭州市的生產(chǎn)總值相應(yīng)的平均增加0.609532%，這個(gè)數(shù)據(jù)分析表明鄭州市房地產(chǎn)投資對(duì)鄭州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)是很大的。

（四）誤差修正模型

從上述協(xié)整檢驗(yàn)可以分析得出鄭州市房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有協(xié)整關(guān)系，二者長(zhǎng)期的變化趨勢(shì)是一致的。由于各種原因，在短期內(nèi)二者的關(guān)系或者走勢(shì)或多或少會(huì)出現(xiàn)不平衡的現(xiàn)象。因此，接下來(lái)建立修正誤差模型，也是為了改善長(zhǎng)期靜態(tài)模型的一些缺點(diǎn)。

建立誤差模型如下所示：

ECM表示誤差修正項(xiàng)。回歸結(jié)果如表5所示

表5 修正誤差模型估計(jì)

該模型的結(jié)果表明，短期內(nèi)房地產(chǎn)投資每增加1%，鄭州市的GDP增長(zhǎng)0. 31412%，LnREI的短期波動(dòng)對(duì)LnGDP有著顯著的正影響。另外模型中得到ECMt-1的系數(shù)為-0.40955，-0.40955＜0，是符合反向修正機(jī)制的。所以由修正誤差項(xiàng)通過(guò)反向修正機(jī)制可以得出鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。且ECMt-1的系數(shù)也表明了，如果鄭州市經(jīng)濟(jì)偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時(shí)，修正誤差項(xiàng)會(huì)在下一期以0.40955的力度給調(diào)整回來(lái)。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

鄭州市房地產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值序列是滿(mǎn)足同階單整的，上文中對(duì)LnGDP和LnREI序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果得到了二者之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。那么關(guān)于二者之間是否存在因果關(guān)系，或者說(shuō)鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間誰(shuí)是因誰(shuí)是果，我們將采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法對(duì)二者繼續(xù)檢驗(yàn)。[5]

根據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果（表6），在滯后期為一年時(shí)，LnGDP不是 LnREI的格蘭杰原因的概率為0.0048，這個(gè)值相對(duì)于置信水平0.05來(lái)說(shuō)還是很小的，所以在這里我們拒絕原假設(shè)，即鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)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(shí)候接受原假設(shè)，LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因，鄭州市房地產(chǎn)投資不是帶動(dòng)鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，說(shuō)明鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著單向的因果關(guān)系；按同樣的置信水平和分析方法分析滯后期為2年時(shí)候的情況，發(fā)現(xiàn)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(shù)據(jù)寫(xiě)在了表6里面（滯后期為3年以上時(shí)分析的結(jié)果是類(lèi)似的），從結(jié)果可以得出，都接受了原假設(shè)，說(shuō)明LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因。反過(guò)來(lái)也不成立，二者不存在因果關(guān)系。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

三、實(shí)證結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

1.從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，鄭州市房地產(chǎn)投資額與GDP之間存在有協(xié)整關(guān)系，即二者具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。從得出來(lái)的協(xié)整方程中可以得出，LnREI 前面的系數(shù)為0.609532，說(shuō)明了鄭州市經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資的彈性系數(shù)為0.609532。鄭州市可以適當(dāng)增加對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的投資，因?yàn)猷嵵菔蟹康禺a(chǎn)業(yè)的發(fā)展較大地影響著鄭州市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

2.從建立的修正誤差模型中，得出的結(jié)論是LnREI的短期波動(dòng)對(duì)LnGDP有著顯著的正影響，說(shuō)明短期內(nèi)房地產(chǎn)投資每增加 1%，GDP增長(zhǎng)0.31432%。且ECMt-1的系數(shù)也表明了，如果鄭州市經(jīng)濟(jì)偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時(shí)，修正誤差項(xiàng)會(huì)在下一期以0.40955的力度給調(diào)整回來(lái)。

3.從格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，滯后期為 1年或者2年的時(shí)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(shè)，也就是說(shuō)LnGDP是LnREI的格蘭杰原因，即鄭州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而房地產(chǎn)業(yè)投資的發(fā)展不是鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，表明了鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著單向的因果關(guān)系。說(shuō)明鄭州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不能由房地產(chǎn)投資的發(fā)展來(lái)解釋?zhuān)J(rèn)為鄭州市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展大部分由房地產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)的觀點(diǎn)是不對(duì)的。鄭州市房地產(chǎn)業(yè)的未來(lái)發(fā)展需要正確的宏觀政策加以引導(dǎo)?，F(xiàn)階段鄭州市房地產(chǎn)投資過(guò)熱并不是一種好現(xiàn)象，它會(huì)影響其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

（二）建議

結(jié)論表明鄭州市房地產(chǎn)投資額與 GDP之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，鄭州市的房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)還是比較顯著的。投資過(guò)度集中于房地產(chǎn)必定會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成不利影響。因?yàn)槠渌a(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)具有很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。政府應(yīng)該對(duì)房地產(chǎn)投資制定合理的調(diào)控政策[6]，不能一味地放任房地產(chǎn)的不斷開(kāi)發(fā)使其投資過(guò)熱，也不能對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)進(jìn)行強(qiáng)制打壓。如今鄭州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要適應(yīng)鄭州市宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，必須發(fā)揮好房地產(chǎn)投資對(duì)鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。