吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系動態(tài)分析

王靖鑫+李志創(chuàng)+郭芯+張彥紅

[提要] 本文以吉林省1994～2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，建立誤差修正模型來分析二者的短期波動，并采用協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析二者的長期關(guān)系和因果關(guān)系，并據(jù)此提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整；誤差修正

中圖分類號：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2014年8月6日

一、引言

房價(jià)的高低與人們生活水平息息相關(guān)，合理控制房價(jià)，使居民能夠安居樂業(yè)已經(jīng)成為政府工作的重點(diǎn)。雖然吉林省房地產(chǎn)起步較晚，但是隨著住房制度的不斷改革和住房消費(fèi)政策的切實(shí)落實(shí)，吉林省房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)得到快速發(fā)展，并且成為推動吉林省經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Α?/p>

從房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資的比重來看，全國1995年為15.87%，之后一直下降到1998年最低點(diǎn)為12.72%，此后經(jīng)過短期增長后一直在15%以上波動，2012年該比值達(dá)到19.16%。而1995年吉林省為10.42%，之后一直下降，到1997年該數(shù)值下降為6.93%，從1998年開始逐漸增長，雖然一直處于不斷波動狀態(tài)，但是均在10%以上，2012年該比值達(dá)到13.77%。

從房地產(chǎn)價(jià)格角度來看，在未剔除價(jià)格因素的條件下，吉林省房地產(chǎn)平均售價(jià)從1994年的1，359.76元/平方米增長到2012年的4，146.72元/平方米，年平均增長率為6.39%，增幅為2，786.96元/平方米；同期，全國房地產(chǎn)平均售價(jià)從1994年的1，408.63元/平方米增長到2012年的5，790.99元/平方米，年平均增長率為8.17%，增幅為4，382.36元/平方米。

從以上數(shù)據(jù)可以看出，吉林省并未出現(xiàn)投資過熱和“房價(jià)高企”的現(xiàn)象，也就是吉林省還處于房地產(chǎn)開發(fā)成長時(shí)期。

二、吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)準(zhǔn)備。本文選擇的變量是吉林省房地產(chǎn)的平均售價(jià)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值。搜集了1994～2012年房地產(chǎn)銷售的相關(guān)數(shù)據(jù)，經(jīng)過計(jì)算得到房地產(chǎn)平均售價(jià)。為了消除價(jià)格因素對變量的影響，采用以1994年為基期的GDP平減指數(shù)對人均地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行處理，得到不變價(jià)的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值；采用以1994年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對房地產(chǎn)平均售價(jià)進(jìn)行處理，得到不變價(jià)的實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格。最終，文章采用實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格（RHP）和實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值（RPGDP）進(jìn)行研究。

（二）實(shí)證分析。本文首先對經(jīng)過處理后的兩個(gè)變量RHP和RPGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后進(jìn)行協(xié)整分析并建立誤差修正模型對二者的長期和短期關(guān)系進(jìn)行分析，接著對二者之間的因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于非平穩(wěn)時(shí)間序列在進(jìn)行分析時(shí)容易出現(xiàn)偽回歸等問題，所以需要先對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和處理。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法如下：

△Yt=β1+β2+δYt-1+ αi △Yt-i+εt

其中，εt 為純粹白噪聲誤差項(xiàng)，而Yt-1=（Yt-1-Yt-2），△Yt-2=（Yt-2-Yt-3）以此類推，由AIC準(zhǔn)則或SIC準(zhǔn)則來決定所產(chǎn)生的大多數(shù)的滯后期數(shù)。在ADF檢驗(yàn)法中，虛擬假設(shè)為δ=0：即存在一個(gè)單位根和時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。如果，對立假設(shè)是δ<0：即時(shí)間序列式是平穩(wěn)的。

從RPGDP的ADF檢驗(yàn)值為3.677776，大于5%顯著性水平下的臨界值-1.961409，可知該序列非平穩(wěn)；而一階差分后的RPGDP序列的ADF檢驗(yàn)值為-2.769244，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.962813，所以，序列D（RPGDP）為平穩(wěn)序列。同理可知，RHP序列為非平穩(wěn)序列，D（RHP）序列為平穩(wěn)序列。由于RPGDP和RHP兩個(gè)序列均為一階單整的時(shí)間序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整分析。

2、協(xié)整分析。本文采用E-G兩步法來對RHP和RPGDP進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

假設(shè){yt}和{xt}均為I（1）變量，并且建立回歸方程為yt=β0+β1xt+ut。本文模型所估計(jì)的殘差就是拿t=t-β0-β1t對t進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

將RHP和RPGDP分別作為被解釋變量和解釋變量進(jìn)行回歸，得到回歸方程為：

RHP=-1800.685+0.724501RPGDP+t

t=（-5.802538）（10.77198）

R2=0.872215 2=0.864698

D.W.=1.298566 F=116.0355

該方程中所有變量系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，且模型擬合程度較好。

3、誤差修正模型。由以上分析可知，變量RHP和RPGDP之間是協(xié)整關(guān)系，但是，RHP和RPGDP在短時(shí)間內(nèi)是否會偏離均衡，還需要建立一個(gè)誤差修正模型。本文建立的誤差修正模型為：

△LHPt=α1+αi△LHPt-i+βj△LCPIt-j+γecmt-1 +εt

其中，ecmt是作為誤差修正項(xiàng)，也就是相當(dāng)于協(xié)整方程中的殘差項(xiàng)。如果把殘差項(xiàng)t作為ecmt，而且將其作為非均衡誤差項(xiàng)代入上式，這樣就可以建立誤差修正模型：

D（RHP）=-6.819136+0.561945D（RPGDP）-0.791906ecmt+εt

t=（-0.142377）（2.018434）（-3.697999）

其中，除常數(shù)項(xiàng)外各變量都通過了10%顯著性水平下的檢驗(yàn)。

根據(jù)上述方程，短期內(nèi)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1%，實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格將上漲0.56%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.791906，所得到的調(diào)整方向與誤差項(xiàng)反向糾正原理相吻合。

4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)證變量之間是否存在因果關(guān)系。本文利用Eviews5.0進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

當(dāng)滯后期為1期時(shí)，均拒絕兩個(gè)原假設(shè)，說明滯后1期時(shí)，商品房價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長是互為因果；當(dāng)滯后期為2期時(shí)，均接受兩個(gè)假設(shè)，說明滯后2期時(shí)，二者之間不存在因果關(guān)系；當(dāng)滯后期為3期時(shí)，接受“RHP不是RPGDP的原因”的假設(shè)，拒絕“RPGDP不是RHP的原因”的假設(shè)，即商品房價(jià)格并不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是經(jīng)濟(jì)增長卻帶動了商品房價(jià)格的上漲。當(dāng)滯后期為4期和5期時(shí)，均接受兩個(gè)原假設(shè)，二者不存在因果關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過協(xié)整分析得出，吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，并且正向關(guān)系，即實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%，房地產(chǎn)價(jià)格將會增長0.72%；通過建立誤差修正模型分析得出，吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間存在短期動態(tài)修正機(jī)制，短期來看，當(dāng)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%時(shí)，實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格會增長0.56%，短期彈性明顯小于長期；通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得出，短期內(nèi)，房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長相互影響、相互促進(jìn)；中長期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長與房地產(chǎn)價(jià)格存在單向因果關(guān)系；長期來看，二者并不存在因果關(guān)系。

針對以上結(jié)論，本文提出以下三條建議：

第一，加強(qiáng)房地產(chǎn)市場監(jiān)管力度。政府需要加強(qiáng)對房地產(chǎn)市場的監(jiān)督管理力度，這就可以很好地、快速地解決在進(jìn)行房地產(chǎn)市場調(diào)整過程中所出現(xiàn)的問題和矛盾。

第二，分類調(diào)控穩(wěn)定房價(jià)。實(shí)行分類調(diào)控，有利于抑制房價(jià)過快上漲，促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展。

第三，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級。在維持房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)的前提下，合理調(diào)控和引導(dǎo)房地產(chǎn)及其相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，同時(shí)依靠科技進(jìn)步積極推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級，減少因房價(jià)調(diào)控對經(jīng)濟(jì)增長造成的沖擊，使房價(jià)回歸合理，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].上海：華東理工大學(xué)出版社，2012.

[2]陳志芳，姚建斐.房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系分析[J].經(jīng)濟(jì)論壇，2012.11.

[3]張長青，朱昱晟.中國商品房價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)量分析[J].學(xué)習(xí)與探索，2013.5.

[4]陳曉川，楊海艷.我國房價(jià)與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究[J].西南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013.12.

[提要] 本文以吉林省1994～2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，建立誤差修正模型來分析二者的短期波動，并采用協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析二者的長期關(guān)系和因果關(guān)系，并據(jù)此提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整；誤差修正

中圖分類號：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2014年8月6日

一、引言

房價(jià)的高低與人們生活水平息息相關(guān)，合理控制房價(jià)，使居民能夠安居樂業(yè)已經(jīng)成為政府工作的重點(diǎn)。雖然吉林省房地產(chǎn)起步較晚，但是隨著住房制度的不斷改革和住房消費(fèi)政策的切實(shí)落實(shí)，吉林省房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)得到快速發(fā)展，并且成為推動吉林省經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Α?/p>

從房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資的比重來看，全國1995年為15.87%，之后一直下降到1998年最低點(diǎn)為12.72%，此后經(jīng)過短期增長后一直在15%以上波動，2012年該比值達(dá)到19.16%。而1995年吉林省為10.42%，之后一直下降，到1997年該數(shù)值下降為6.93%，從1998年開始逐漸增長，雖然一直處于不斷波動狀態(tài)，但是均在10%以上，2012年該比值達(dá)到13.77%。

從房地產(chǎn)價(jià)格角度來看，在未剔除價(jià)格因素的條件下，吉林省房地產(chǎn)平均售價(jià)從1994年的1，359.76元/平方米增長到2012年的4，146.72元/平方米，年平均增長率為6.39%，增幅為2，786.96元/平方米；同期，全國房地產(chǎn)平均售價(jià)從1994年的1，408.63元/平方米增長到2012年的5，790.99元/平方米，年平均增長率為8.17%，增幅為4，382.36元/平方米。

從以上數(shù)據(jù)可以看出，吉林省并未出現(xiàn)投資過熱和“房價(jià)高企”的現(xiàn)象，也就是吉林省還處于房地產(chǎn)開發(fā)成長時(shí)期。

二、吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)準(zhǔn)備。本文選擇的變量是吉林省房地產(chǎn)的平均售價(jià)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值。搜集了1994～2012年房地產(chǎn)銷售的相關(guān)數(shù)據(jù)，經(jīng)過計(jì)算得到房地產(chǎn)平均售價(jià)。為了消除價(jià)格因素對變量的影響，采用以1994年為基期的GDP平減指數(shù)對人均地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行處理，得到不變價(jià)的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值；采用以1994年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對房地產(chǎn)平均售價(jià)進(jìn)行處理，得到不變價(jià)的實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格。最終，文章采用實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格（RHP）和實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值（RPGDP）進(jìn)行研究。

（二）實(shí)證分析。本文首先對經(jīng)過處理后的兩個(gè)變量RHP和RPGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后進(jìn)行協(xié)整分析并建立誤差修正模型對二者的長期和短期關(guān)系進(jìn)行分析，接著對二者之間的因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于非平穩(wěn)時(shí)間序列在進(jìn)行分析時(shí)容易出現(xiàn)偽回歸等問題，所以需要先對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和處理。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法如下：

△Yt=β1+β2+δYt-1+ αi △Yt-i+εt

其中，εt 為純粹白噪聲誤差項(xiàng)，而Yt-1=（Yt-1-Yt-2），△Yt-2=（Yt-2-Yt-3）以此類推，由AIC準(zhǔn)則或SIC準(zhǔn)則來決定所產(chǎn)生的大多數(shù)的滯后期數(shù)。在ADF檢驗(yàn)法中，虛擬假設(shè)為δ=0：即存在一個(gè)單位根和時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。如果，對立假設(shè)是δ<0：即時(shí)間序列式是平穩(wěn)的。

從RPGDP的ADF檢驗(yàn)值為3.677776，大于5%顯著性水平下的臨界值-1.961409，可知該序列非平穩(wěn)；而一階差分后的RPGDP序列的ADF檢驗(yàn)值為-2.769244，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.962813，所以，序列D（RPGDP）為平穩(wěn)序列。同理可知，RHP序列為非平穩(wěn)序列，D（RHP）序列為平穩(wěn)序列。由于RPGDP和RHP兩個(gè)序列均為一階單整的時(shí)間序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整分析。

2、協(xié)整分析。本文采用E-G兩步法來對RHP和RPGDP進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

假設(shè){yt}和{xt}均為I（1）變量，并且建立回歸方程為yt=β0+β1xt+ut。本文模型所估計(jì)的殘差就是拿t=t-β0-β1t對t進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

將RHP和RPGDP分別作為被解釋變量和解釋變量進(jìn)行回歸，得到回歸方程為：

RHP=-1800.685+0.724501RPGDP+t

t=（-5.802538）（10.77198）

R2=0.872215 2=0.864698

D.W.=1.298566 F=116.0355

該方程中所有變量系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，且模型擬合程度較好。

3、誤差修正模型。由以上分析可知，變量RHP和RPGDP之間是協(xié)整關(guān)系，但是，RHP和RPGDP在短時(shí)間內(nèi)是否會偏離均衡，還需要建立一個(gè)誤差修正模型。本文建立的誤差修正模型為：

△LHPt=α1+αi△LHPt-i+βj△LCPIt-j+γecmt-1 +εt

其中，ecmt是作為誤差修正項(xiàng)，也就是相當(dāng)于協(xié)整方程中的殘差項(xiàng)。如果把殘差項(xiàng)t作為ecmt，而且將其作為非均衡誤差項(xiàng)代入上式，這樣就可以建立誤差修正模型：

D（RHP）=-6.819136+0.561945D（RPGDP）-0.791906ecmt+εt

t=（-0.142377）（2.018434）（-3.697999）

其中，除常數(shù)項(xiàng)外各變量都通過了10%顯著性水平下的檢驗(yàn)。

根據(jù)上述方程，短期內(nèi)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1%，實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格將上漲0.56%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.791906，所得到的調(diào)整方向與誤差項(xiàng)反向糾正原理相吻合。

4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)證變量之間是否存在因果關(guān)系。本文利用Eviews5.0進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

當(dāng)滯后期為1期時(shí)，均拒絕兩個(gè)原假設(shè)，說明滯后1期時(shí)，商品房價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長是互為因果；當(dāng)滯后期為2期時(shí)，均接受兩個(gè)假設(shè)，說明滯后2期時(shí)，二者之間不存在因果關(guān)系；當(dāng)滯后期為3期時(shí)，接受“RHP不是RPGDP的原因”的假設(shè)，拒絕“RPGDP不是RHP的原因”的假設(shè)，即商品房價(jià)格并不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是經(jīng)濟(jì)增長卻帶動了商品房價(jià)格的上漲。當(dāng)滯后期為4期和5期時(shí)，均接受兩個(gè)原假設(shè)，二者不存在因果關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過協(xié)整分析得出，吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，并且正向關(guān)系，即實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%，房地產(chǎn)價(jià)格將會增長0.72%；通過建立誤差修正模型分析得出，吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間存在短期動態(tài)修正機(jī)制，短期來看，當(dāng)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%時(shí)，實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格會增長0.56%，短期彈性明顯小于長期；通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得出，短期內(nèi)，房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長相互影響、相互促進(jìn)；中長期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長與房地產(chǎn)價(jià)格存在單向因果關(guān)系；長期來看，二者并不存在因果關(guān)系。

針對以上結(jié)論，本文提出以下三條建議：

第一，加強(qiáng)房地產(chǎn)市場監(jiān)管力度。政府需要加強(qiáng)對房地產(chǎn)市場的監(jiān)督管理力度，這就可以很好地、快速地解決在進(jìn)行房地產(chǎn)市場調(diào)整過程中所出現(xiàn)的問題和矛盾。

第二，分類調(diào)控穩(wěn)定房價(jià)。實(shí)行分類調(diào)控，有利于抑制房價(jià)過快上漲，促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展。

第三，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級。在維持房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)的前提下，合理調(diào)控和引導(dǎo)房地產(chǎn)及其相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，同時(shí)依靠科技進(jìn)步積極推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級，減少因房價(jià)調(diào)控對經(jīng)濟(jì)增長造成的沖擊，使房價(jià)回歸合理，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].上海：華東理工大學(xué)出版社，2012.

[2]陳志芳，姚建斐.房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系分析[J].經(jīng)濟(jì)論壇，2012.11.

[3]張長青，朱昱晟.中國商品房價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)量分析[J].學(xué)習(xí)與探索，2013.5.

[4]陳曉川，楊海艷.我國房價(jià)與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究[J].西南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013.12.

[提要] 本文以吉林省1994～2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，建立誤差修正模型來分析二者的短期波動，并采用協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析二者的長期關(guān)系和因果關(guān)系，并據(jù)此提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整；誤差修正

中圖分類號：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2014年8月6日

一、引言

房價(jià)的高低與人們生活水平息息相關(guān)，合理控制房價(jià)，使居民能夠安居樂業(yè)已經(jīng)成為政府工作的重點(diǎn)。雖然吉林省房地產(chǎn)起步較晚，但是隨著住房制度的不斷改革和住房消費(fèi)政策的切實(shí)落實(shí)，吉林省房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)得到快速發(fā)展，并且成為推動吉林省經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿Α?/p>

從房地產(chǎn)開發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資的比重來看，全國1995年為15.87%，之后一直下降到1998年最低點(diǎn)為12.72%，此后經(jīng)過短期增長后一直在15%以上波動，2012年該比值達(dá)到19.16%。而1995年吉林省為10.42%，之后一直下降，到1997年該數(shù)值下降為6.93%，從1998年開始逐漸增長，雖然一直處于不斷波動狀態(tài)，但是均在10%以上，2012年該比值達(dá)到13.77%。

從房地產(chǎn)價(jià)格角度來看，在未剔除價(jià)格因素的條件下，吉林省房地產(chǎn)平均售價(jià)從1994年的1，359.76元/平方米增長到2012年的4，146.72元/平方米，年平均增長率為6.39%，增幅為2，786.96元/平方米；同期，全國房地產(chǎn)平均售價(jià)從1994年的1，408.63元/平方米增長到2012年的5，790.99元/平方米，年平均增長率為8.17%，增幅為4，382.36元/平方米。

從以上數(shù)據(jù)可以看出，吉林省并未出現(xiàn)投資過熱和“房價(jià)高企”的現(xiàn)象，也就是吉林省還處于房地產(chǎn)開發(fā)成長時(shí)期。

二、吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)準(zhǔn)備。本文選擇的變量是吉林省房地產(chǎn)的平均售價(jià)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值。搜集了1994～2012年房地產(chǎn)銷售的相關(guān)數(shù)據(jù)，經(jīng)過計(jì)算得到房地產(chǎn)平均售價(jià)。為了消除價(jià)格因素對變量的影響，采用以1994年為基期的GDP平減指數(shù)對人均地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行處理，得到不變價(jià)的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值；采用以1994年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對房地產(chǎn)平均售價(jià)進(jìn)行處理，得到不變價(jià)的實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格。最終，文章采用實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格（RHP）和實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值（RPGDP）進(jìn)行研究。

（二）實(shí)證分析。本文首先對經(jīng)過處理后的兩個(gè)變量RHP和RPGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后進(jìn)行協(xié)整分析并建立誤差修正模型對二者的長期和短期關(guān)系進(jìn)行分析，接著對二者之間的因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于非平穩(wěn)時(shí)間序列在進(jìn)行分析時(shí)容易出現(xiàn)偽回歸等問題，所以需要先對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和處理。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法如下：

△Yt=β1+β2+δYt-1+ αi △Yt-i+εt

其中，εt 為純粹白噪聲誤差項(xiàng)，而Yt-1=（Yt-1-Yt-2），△Yt-2=（Yt-2-Yt-3）以此類推，由AIC準(zhǔn)則或SIC準(zhǔn)則來決定所產(chǎn)生的大多數(shù)的滯后期數(shù)。在ADF檢驗(yàn)法中，虛擬假設(shè)為δ=0：即存在一個(gè)單位根和時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。如果，對立假設(shè)是δ<0：即時(shí)間序列式是平穩(wěn)的。

從RPGDP的ADF檢驗(yàn)值為3.677776，大于5%顯著性水平下的臨界值-1.961409，可知該序列非平穩(wěn)；而一階差分后的RPGDP序列的ADF檢驗(yàn)值為-2.769244，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.962813，所以，序列D（RPGDP）為平穩(wěn)序列。同理可知，RHP序列為非平穩(wěn)序列，D（RHP）序列為平穩(wěn)序列。由于RPGDP和RHP兩個(gè)序列均為一階單整的時(shí)間序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整分析。

2、協(xié)整分析。本文采用E-G兩步法來對RHP和RPGDP進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

假設(shè){yt}和{xt}均為I（1）變量，并且建立回歸方程為yt=β0+β1xt+ut。本文模型所估計(jì)的殘差就是拿t=t-β0-β1t對t進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

將RHP和RPGDP分別作為被解釋變量和解釋變量進(jìn)行回歸，得到回歸方程為：

RHP=-1800.685+0.724501RPGDP+t

t=（-5.802538）（10.77198）

R2=0.872215 2=0.864698

D.W.=1.298566 F=116.0355

該方程中所有變量系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，且模型擬合程度較好。

3、誤差修正模型。由以上分析可知，變量RHP和RPGDP之間是協(xié)整關(guān)系，但是，RHP和RPGDP在短時(shí)間內(nèi)是否會偏離均衡，還需要建立一個(gè)誤差修正模型。本文建立的誤差修正模型為：

△LHPt=α1+αi△LHPt-i+βj△LCPIt-j+γecmt-1 +εt

其中，ecmt是作為誤差修正項(xiàng)，也就是相當(dāng)于協(xié)整方程中的殘差項(xiàng)。如果把殘差項(xiàng)t作為ecmt，而且將其作為非均衡誤差項(xiàng)代入上式，這樣就可以建立誤差修正模型：

D（RHP）=-6.819136+0.561945D（RPGDP）-0.791906ecmt+εt

t=（-0.142377）（2.018434）（-3.697999）

其中，除常數(shù)項(xiàng)外各變量都通過了10%顯著性水平下的檢驗(yàn)。

根據(jù)上述方程，短期內(nèi)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1%，實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格將上漲0.56%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.791906，所得到的調(diào)整方向與誤差項(xiàng)反向糾正原理相吻合。

4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)證變量之間是否存在因果關(guān)系。本文利用Eviews5.0進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

當(dāng)滯后期為1期時(shí)，均拒絕兩個(gè)原假設(shè)，說明滯后1期時(shí)，商品房價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長是互為因果；當(dāng)滯后期為2期時(shí)，均接受兩個(gè)假設(shè)，說明滯后2期時(shí)，二者之間不存在因果關(guān)系；當(dāng)滯后期為3期時(shí)，接受“RHP不是RPGDP的原因”的假設(shè)，拒絕“RPGDP不是RHP的原因”的假設(shè)，即商品房價(jià)格并不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是經(jīng)濟(jì)增長卻帶動了商品房價(jià)格的上漲。當(dāng)滯后期為4期和5期時(shí)，均接受兩個(gè)原假設(shè)，二者不存在因果關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過協(xié)整分析得出，吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，并且正向關(guān)系，即實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%，房地產(chǎn)價(jià)格將會增長0.72%；通過建立誤差修正模型分析得出，吉林省房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長之間存在短期動態(tài)修正機(jī)制，短期來看，當(dāng)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長1%時(shí)，實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格會增長0.56%，短期彈性明顯小于長期；通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得出，短期內(nèi)，房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長相互影響、相互促進(jìn)；中長期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長與房地產(chǎn)價(jià)格存在單向因果關(guān)系；長期來看，二者并不存在因果關(guān)系。

針對以上結(jié)論，本文提出以下三條建議：

第一，加強(qiáng)房地產(chǎn)市場監(jiān)管力度。政府需要加強(qiáng)對房地產(chǎn)市場的監(jiān)督管理力度，這就可以很好地、快速地解決在進(jìn)行房地產(chǎn)市場調(diào)整過程中所出現(xiàn)的問題和矛盾。

第二，分類調(diào)控穩(wěn)定房價(jià)。實(shí)行分類調(diào)控，有利于抑制房價(jià)過快上漲，促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展。

第三，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級。在維持房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)的前提下，合理調(diào)控和引導(dǎo)房地產(chǎn)及其相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，同時(shí)依靠科技進(jìn)步積極推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級，減少因房價(jià)調(diào)控對經(jīng)濟(jì)增長造成的沖擊，使房價(jià)回歸合理，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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