河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析

王穎

摘要：房地產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟增長有重要作用，探究二者之間實質(zhì)關(guān)系具有重要意義。本文以河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長為研究對象，實證分析二者之間的長期動態(tài)均衡關(guān)系及短期修正關(guān)系。結(jié)果表明，河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系；房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長有重要拉動作用；實際經(jīng)濟增長與長期均衡值之間的偏差可以得到較大幅度的修正；房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長之間拉動作用隨著時間推移而逐漸減弱。因而，加強對房地產(chǎn)投資的政策調(diào)控，發(fā)揮其對經(jīng)濟增長的帶動作用成為應(yīng)有之義。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟增長；誤差修正模型

中圖分類號：F127 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）033-000-02

改革開放以來，我國房地產(chǎn)業(yè)伴隨經(jīng)濟增長而快速發(fā)展。房地產(chǎn)業(yè)是我國國民經(jīng)濟的重要產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度大，對國民經(jīng)濟帶動作用強，對推動城鎮(zhèn)化和工業(yè)化具有重要助力，能夠改善城市居住環(huán)境、提高居民生產(chǎn)生活水平、促進居民家庭財富積累，成為國民經(jīng)濟增長的重要推動力和增長點。近期，我國房地產(chǎn)價格漲跌區(qū)域差異明顯，沿海部分地區(qū)房地產(chǎn)價格持續(xù)暴漲，內(nèi)地房地產(chǎn)價格呈平穩(wěn)增長態(tài)勢，引發(fā)眾多關(guān)注。

河南省作為中部地區(qū)的典型大省，改革開放以來經(jīng)濟發(fā)展迅速，同時房地產(chǎn)業(yè)也實現(xiàn)了快速發(fā)展。國民經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)投資之間動態(tài)關(guān)系如何？房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長是否有促進作用？二者是互為因果還是單向因果關(guān)系？這些問題的回答，為河南省房地產(chǎn)投資健康發(fā)展及房地產(chǎn)市場規(guī)范運行提供理論依據(jù)，對探究我國國民經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)投資之間的關(guān)系，合理調(diào)控房地產(chǎn)投資與房地產(chǎn)價格漲跌，發(fā)揮房地產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟的重要作用，有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

一、河南省房地產(chǎn)投資與GDP基本情況

自20世紀90年代以來，伴隨著人民生活水平的提高，住房制度改革的深化，河南省房地產(chǎn)業(yè)得到迅速發(fā)展。根據(jù)《河南統(tǒng)計年鑒》（1991-2015）數(shù)據(jù)，河南省城鎮(zhèn)房地產(chǎn)開發(fā)投資額（記為RI）從1990年的3.43億元上升到2000年的77.87億元，進而上升到2014年的4375.7億元。同期，河南省GDP也由1990年的935億元上升到2000年的5052.99億元，進而上升到2014年的34938億元。

河南省房地產(chǎn)投資增長與GDP增長趨勢大致相同，房地產(chǎn)投資平均增速達39.33%，遠高于GDP 16.59%的平均增速。受經(jīng)濟景氣度周期性影響，房地產(chǎn)投資增速變動更加劇烈，波幅更大，GDP增速波動相對平穩(wěn)。2008年以后，河南省房地產(chǎn)投資增速與GDP增速呈雙雙下滑趨勢，增速更加平穩(wěn)，進入經(jīng)濟增長的“新常態(tài)”。

二、河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析

選取城鎮(zhèn)房地產(chǎn)開發(fā)投資額（以RI表示）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（以GDP表示）分別代表房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長，用Eviews分析軟件對河南省1990—2014年的GDP及RI的相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理。從增速來看，GDP與房地產(chǎn)投資RI具有共同趨勢，表明二者之間可能存在協(xié)整關(guān)系，因此首先考慮采用協(xié)整檢驗驗證二者之間的關(guān)系，進而考慮采用誤差修正模型考察二者在實際演進過程中的偏差及短期修正，最后采用Granger因果關(guān)系檢驗對河南省房地產(chǎn)投資RI和GDP之間的因果關(guān)系進行實證分析。

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

由協(xié)整理論可知，若兩個時間序列自身非平穩(wěn)，不能直接進行回歸分析，否則會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，得出錯誤結(jié)論。但若兩個時間序列單整階數(shù)相同，就有可能協(xié)整，在協(xié)整狀態(tài)下可以進行回歸分析。因而，檢驗時間序列是否具有協(xié)整關(guān)系應(yīng)首先對時間序列進行自身平穩(wěn)性檢驗，平穩(wěn)性檢驗方法常用的是ADF檢驗。

由于兩個變量呈指數(shù)上升趨勢，為了將其轉(zhuǎn)化為線性，消除潛在的異方差問題，對兩個變量同時取對數(shù)，分別表示為lnGDP和lnRI，對各數(shù)據(jù)取對數(shù)之后不會改變數(shù)據(jù)的性質(zhì)和關(guān)系，用Eviews6.0分別對其進行平穩(wěn)性檢驗。

變量的ADF檢驗結(jié)果如表1所示，由表2可知，lnGDP與lnRI的水平單位根及一階單位根均為非平穩(wěn)，二階單位根在5%的顯著性水平下均為平穩(wěn)。

（二）變量的協(xié)整分析

由于序列l(wèi)nGDP和序列l(wèi)nRI均為二階單整，可以對二者進行協(xié)整分析。為了分析房地產(chǎn)投資額lnRI與經(jīng)濟增長lnGDP之間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要先做兩個變量之間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。對lnGDP和lnRI進行回歸分析，可得：

lnGDP = 6.34 + 0.49lnRI （1）

（0.064187）（0.012188）

t =（98.84319）（39.95437）

R2=0.993156 DW=1.567709

令et為該方程的殘差序列，即

et= lnGDP – 0.486957lnRI – 6.344495 （2）

對該殘差進行單位根檢驗可得，在5%的顯著性水平下，t檢驗的統(tǒng)計量為-2.483266，小于相應(yīng)的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明經(jīng)濟增長水平lnGDP與房地產(chǎn)投資額lnRI之間存在協(xié)整關(guān)系。由于式（1）中l(wèi)nRI前的系數(shù)表示彈性，即長期來看，在其他因素不變的條件下，房地產(chǎn)投資增加1%，可以帶動河南省GDP增長0.49個百分點。這反映了房地產(chǎn)投資對河南省經(jīng)濟增長貢獻度較高，拉動作用較強，也反映出河南省經(jīng)濟增長對房地產(chǎn)投資的依賴性較強。

（三）異方差的懷特檢驗

由于變量可能存在異方差，影響回歸的實際效果，故需對變量進行異方差檢驗（采用對數(shù)方法并不能完全消除異方差風(fēng)險），本文采取懷特檢驗方法。由回歸方程lnGDP = 6.344495 + 0.49lnRI，做殘差平方et2與lnRI、lnRI2的輔助回歸，可得：

et2=α0+α1lnRI+α2lnRI2 （3）

由回歸結(jié)果可得nR2=1.805604，在α=0.05的情況下，查X2分布表，得臨界值X20.05（2）=5.9915。比較二者可得nR2

（四）誤差修正模型

為考察房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的短期均衡關(guān)系，建立誤差修正模型。由于lnRI和lnGDP是協(xié)整的，故可建立誤差修正模型，這里采取滯后一期的形式：

ΔlnGDPt=α+βΔlnRI t+γecmt-1+εt （4）

其中，

ΔlnGDPt = lnGDPt-lnGDPt-1

ΔlnRIt=lnRIt-lnRIt-1

ecmt-1=et-1

對（4）式進行回歸，由Eviews回歸結(jié)果得到誤差修正模型的估計式為：

ΔlnGDP t = 0.045+ 0.34ΔlnRIt-0.87ecmt-1 （5）

（0.020243）（0.069953）（0.219955）

t=（2.232121） （4.904867）（-3.943499）

R2= 0.777096 DW= 1.727740

上述估計結(jié)果表明，經(jīng)濟增長水平的變化不僅取決于房地產(chǎn)投資額的變化，而且還取決于上一期經(jīng)濟增長水平對均衡水平的偏離值。該模型表明房地產(chǎn)投資的短期波動對經(jīng)濟增長有顯著的正影響，模型中誤差修正系數(shù)為-0.87，表明經(jīng)濟增長實際值與長期均衡值之間的偏差有86.7%得到修正，這確保了經(jīng)濟增長在長期均衡范圍內(nèi)平穩(wěn)波動。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗主要用于檢驗經(jīng)濟變量之間是否具有因果關(guān)系以及誰是因誰是果，防止出現(xiàn)毫無經(jīng)濟意義的偽回歸出現(xiàn)。這里采用滯后階數(shù)分別為1、2、3的Granger檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

對變量lnRI和變量lnGDP進行因果關(guān)系檢驗，經(jīng)試算后知滯后階數(shù)取3較為合適，檢驗結(jié)果如表2。由表2可以看出，對于5%的置信水平，在滯后1-2年時，lnRI是lnGDP的格蘭杰原因，即房地產(chǎn)投資是拉動河南省經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而lnGDP對lnRI的影響不并顯著；滯后3年時，二者之間有雙向的因果關(guān)系；滯后3年以上兩個變量因果關(guān)系均不顯著。

三、結(jié)論

根據(jù)以上分析，河南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的拉動作用較強。由于房地產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟其他行業(yè)有高度關(guān)聯(lián)性，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以帶動國民經(jīng)濟的發(fā)展，房地產(chǎn)投資的規(guī)模和力度將在一定程度上影響河南省經(jīng)濟發(fā)展。因而，需要政府對房地產(chǎn)投資進行合理調(diào)控，發(fā)揮其對國民經(jīng)濟增長的拉動作用，實現(xiàn)經(jīng)濟平穩(wěn)快速增長。一方面應(yīng)積極深化制度創(chuàng)新，改善投資環(huán)境，加大城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為房地產(chǎn)業(yè)持續(xù)健康發(fā)展創(chuàng)造良好條件；另一方面，應(yīng)合理調(diào)控房地產(chǎn)投資，嚴控房地產(chǎn)投機。

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作者簡介：王 穎（1984-），女，湖北武漢人，碩士，經(jīng)濟師，綜合辦公室副主任兼人力資源部副部長，主要從事企業(yè)管理研究。