董英南，施維明，覃熊妃

(1.大連民族學院經(jīng)濟管理學院，遼寧大連116605;2.大連理工大學管理與經(jīng)濟學部，遼寧大連116024)

在工業(yè)化、城市化的現(xiàn)代化進程中，房地產(chǎn)業(yè)具有關聯(lián)度大、帶動力強的特性，逐步成為國民經(jīng)濟發(fā)展中的主要經(jīng)濟增長點。但當前國情是房價迅速攀升，部分地區(qū)呈現(xiàn)非理性增長;房地產(chǎn)市場呈現(xiàn)供給過剩和居民有效需求能力不足以及過高房價收入比;土地資源的低效率使用;商品房的高空置率與低收入居民住房不足同時存在。本文也以此為背景，在深入認識中國房地產(chǎn)市場發(fā)展現(xiàn)狀的前提下，以遼寧省為例，探討房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關系。并以定性定量研究結果為政府調(diào)控房地產(chǎn)市場提供相關建議［1-4］。

一、中國房地產(chǎn)現(xiàn)狀分析

1.中國房地產(chǎn)市場投資快速增長

從1999年到2009年，全國房地產(chǎn)開發(fā)投資累計完成投資19萬多億元，年均完成投資7萬多億元，年平均增長23.55%。這期間。中國固定資產(chǎn)投資總額增長了8.6倍，而房地產(chǎn)的投資則增長了9倍多，其中房地產(chǎn)投資在2003、2004以及2007年甚至達到了30%以上的增長速度。且房地產(chǎn)投資額占固定資產(chǎn)投資和GDP的比重也都在不同幅度的增加，其中房地產(chǎn)投資額占GDP的比重增長了近2.4倍，這說明房地產(chǎn)行業(yè)在國民經(jīng)濟中占據(jù)越來越重要的地位，中國房地產(chǎn)的投資更是進入了一個高速增長的時期。

2.房地產(chǎn)投資結構發(fā)生較大變化

自1997年開始，中國房地產(chǎn)業(yè)投資結構開始由其他類型的房產(chǎn)投資向住宅轉移，住宅投資占房地產(chǎn)業(yè)的投資比重逐漸上升。1997年，這個比例約為48.43%，而到2008年則達到71.92%的最高值，增長了近1.5倍左右，在隨后的2009年略有回落。相反，辦公樓的投資在這段時間出現(xiàn)了較大幅度的下降。從1997年的12.24%下降到2009年的3.8%。而商業(yè)營業(yè)用房投資的比例變化則不大，基本保持在11%至13%左右。而其他投資額比重則隨著住宅投資額比重的不斷增加而降低。

3.中國房地產(chǎn)市場需求高速增長

由中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)整理可知，1997年，中國房地產(chǎn)銷售面積僅有9 010萬平方米，而到2009年，全國房地產(chǎn)銷售面積達到了94 755萬平方米，增長了10倍左右。其增長速度也在2005年達到45.13%的房地產(chǎn)銷售面積增長率之最。2009年中國房地產(chǎn)銷售面積增長率甚至突破40%大關。

4.房地產(chǎn)市場供給快速增長，供給結構變化較大

近年來，全國房地產(chǎn)新開工面積和施工面積都出現(xiàn)了快速增長的勢頭。房屋施工面積在1998年僅50 770萬平方米，而到2009年則增加到了320 368萬平方米，而且每年仍然以10%以上的增速擴張。而每年的新開工面積也呈大規(guī)模增長趨勢，由1998年到2009年增長了近6倍。同時，中國房屋供給結構變化較大。房地產(chǎn)市場供給中住宅市場在房地產(chǎn)市場中所占的比重最大，特別是普通住宅市場所占比例最大，商業(yè)用房市場次之，辦公樓市場所占的比重最小。

5.中國房地產(chǎn)市場價格大幅增長

近年來，雖然國家相繼出臺了加息政策、房地產(chǎn)市場征稅等宏觀調(diào)控措施抑制房地產(chǎn)市場過熱現(xiàn)象，并且受到2008年全球金融危機的洗滌，但是中國房地產(chǎn)市場的平均價格以及其增長率整體仍然處于上升趨勢。世界銀行給出的衡量房價的相對高低比值的標準上限是5∶1，即一個家庭5年的總收入應該能買到一套適合居住的房子，不然房價就明顯過高。然而，2009年北京、上海、深圳、杭州房價收入比分別達14.58、14.25、13.04、12.13，大大超過標準比值。

二、房地產(chǎn)投資的經(jīng)濟效應分析——以遼寧省為例

為了分析房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關系，本文借鑒前人的研究方法，選取遼寧省作為研究對象，以2005年第一季度至2010年第二季度為數(shù)據(jù)樣本，分析房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響，并根據(jù)實證分析的結果提出相應的對策建議。

1.數(shù)據(jù)選取與處理

本文從中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中選取遼寧省2005年第一季度至2010年第二季度的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用統(tǒng)計分析軟件Eviews6.0分析變量間的協(xié)整關系，然后做Granger因果關系檢驗。其中以遼寧省GDP值作為經(jīng)濟增長指標，以房地產(chǎn)投資額(H)作為房地產(chǎn)投資指標。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不會改變原數(shù)據(jù)間的性質(zhì)和關系，也不會影響其變化趨勢，并可消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問題，故將GDP和H分別取自然對數(shù)為LNGDP、LNH。

2.變量的平穩(wěn)性檢驗

由于年度經(jīng)濟數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)不平穩(wěn)性從而導致產(chǎn)生偽回歸方程，因此需要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。常用的平穩(wěn)性檢驗方法為單位根檢驗，非平穩(wěn)性時間序列經(jīng)過K次差分如果消除了單位根，則稱之為K階單整，記作I(K)。如果兩個的非平穩(wěn)性時間序列經(jīng)過K次差分后消除了單位根，則表明兩個非平穩(wěn)性序列為同階單整，便可進行相應的協(xié)整檢驗。

本文采用擴展的迪克-富勒檢驗進行變量的平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表1。所有變量及其一階差分在5%置信水平上都是非平穩(wěn)的，但其二階差分序列在5%置信水平上都達到平穩(wěn)狀態(tài)，即LNGDP和LNH都是二階單整序列I(2)，符合協(xié)整檢驗的基本條件。

表1 變量的單位根檢驗

為了克服多變量小樣本條件下E-G兩步協(xié)整檢驗法參數(shù)估計的不足，本文采用Johansen方法進行協(xié)整檢驗。在進行Johansen協(xié)整檢驗前本文根據(jù)AIC和SC準則確定模型的最優(yōu)滯后期為5。而協(xié)整檢驗是對無約束的VAR模型施以協(xié)整向量約束后的模型，因此進行協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)應該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。檢驗結果見表2。

表2 序列協(xié)整檢驗的結果(K=4)

跡檢驗和最大特征根檢驗結果都表明:在5%顯著水平下，變量間有且僅有1個協(xié)整關系。由所得標準化協(xié)整方程寫出變量的協(xié)整關系式(1)所示

從(1)式可以看出，遼寧省GDP與遼寧省房地產(chǎn)投資之間存在長期均衡關系。房地產(chǎn)投資與遼寧省GDP的彈性約為0.48，也就是說，當遼寧省房地產(chǎn)投資每增加一個百分點時，則促進遼寧省經(jīng)濟增長約0.48個百分點。

4.建立誤差修正模型

變量間的協(xié)整關系僅表明變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。而作者實際觀察到的只是兩變量間的短期或非均衡關系。實際上，變量間的長期均衡是其在短期不斷動態(tài)調(diào)整過程中實現(xiàn)的，誤差修正模型正是實現(xiàn)變量間短期均衡向長期均衡修正的重要機制。以穩(wěn)定的時間序列作為誤差修正項，建立LNGDP與LNH的誤差修正模型(2):

ecmt=LNGDPt-(5.448743+0.481826*LNHt)ecmt-1為誤差修正項，用OLS法估計相關變量的系數(shù)可以看出誤差修正模型回歸得可決系數(shù)達到0.974 429，比較理想，而在5%的檢驗水平下，誤差修正系數(shù)的t檢驗值絕對值為3.708 798，是顯著的。且其誤差修正系數(shù)為負0.69，說明模型具有反向調(diào)節(jié)機制，當短期波動偏離長期均衡時，模型將以0.69的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

5.格蘭杰因果關系檢驗

表3 Granger因果關系檢驗的結果

Granger因果關系是用來確定經(jīng)濟變量之間是否存在因果關系以及影響的方向的檢驗方法，其檢驗思想是:如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應當發(fā)生在Y的變化之前，即X是Y的原因，反之亦然。按此思路，對LNGDP和LNH進行Granger因果關系檢驗，具體檢驗結果見表3:在5%顯著水平上，滯后1、2、3期時，遼寧省GDP和房地產(chǎn)投資之間具有Granger雙向因果關系，滯后4期時二者間具有單向Granger因果關系，即房地產(chǎn)投資不是 GDP的Granger原因，而GDP是是房地產(chǎn)投資的Granger原因，而在滯后階數(shù)為5階及以后，國民生產(chǎn)總值GDP與房地產(chǎn)投資之間互不具有Granger因果關系。即當滯后期達到四年及以上時，房地產(chǎn)投資將不能繼續(xù)促進經(jīng)濟的增長，房地產(chǎn)投資僅僅是固定資產(chǎn)投資的一部分，因此經(jīng)濟長期增長不可能單純靠房地產(chǎn)投資拉動來實現(xiàn)。

三、結 論

鑒于以上的實證檢驗結果可知:遼寧省雖然整體處于房地產(chǎn)市場的二三線水平，但其卻是房地產(chǎn)市場高速發(fā)展大軍中的一部分。以遼寧省為例的實證研究結論具有一定的代表意義，說明房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長確實存在一定的影響，政府相關部門在進行房地產(chǎn)宏觀調(diào)控時應該持慎重的態(tài)度，既要充分肯定房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的貢獻，也要認清當前房地產(chǎn)行業(yè)過熱的行為對民生以及社會福利侵蝕的事實，力爭在二者之間找到均衡點。政府一方面應該建設強勢政府形象，加強政府監(jiān)管力度。出臺相應的法律法規(guī)從規(guī)范土地市場、完善稅收制度的改革、加強房地產(chǎn)行業(yè)的準入門檻以及控制房地產(chǎn)企業(yè)的超額利潤方面增加房地產(chǎn)開發(fā)商、投機商的違規(guī)成本，使宏觀調(diào)控政策落實的有理有據(jù)，從而達到控制房地產(chǎn)投資的規(guī)模。另一方面，政府也應該出臺相應的政策，引導包括房地產(chǎn)相關產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構升級，引導并規(guī)范房地產(chǎn)業(yè)向中低價位的商品房、保障性住房、安居工程投資，以保證房地產(chǎn)業(yè)與宏觀經(jīng)濟的長期均衡發(fā)展。

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