長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的計量關(guān)系研究

文/周儀姜

隨著我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展壯大，房地產(chǎn)投資成為帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長的一種普遍方式，因此，關(guān)注和研究房地產(chǎn)投資與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系十分必要。

一、長沙市房地產(chǎn)投資現(xiàn)狀描述

在房地產(chǎn)投資總量方面，長沙市的投資取得了高速的增長，并且逐年增加。2002年，其投資額為81.56億，2017年，其投資額達(dá)到1493.33億，是2002年近20倍。在房地產(chǎn)增速方面，長沙市近十年來受國家宏觀政策和經(jīng)濟(jì)形勢等多方面因素影響，波動幅度較大。2009年到2014年，由于政府出臺房地產(chǎn)優(yōu)惠政策和2008年持觀望態(tài)度的剛性需求的釋放，房地產(chǎn)市場活躍，投資持續(xù)增長。但隨著市政府出臺了嚴(yán)格的相關(guān)調(diào)控政策，2015年房地產(chǎn)投資出現(xiàn)了負(fù)增長，房地產(chǎn)市場陷入了困境。之后，市政府及時放寬政策，讓長沙市房地產(chǎn)市場有了回升的跡象，2015—2017上漲速度非?？?，且2017年又達(dá)到了新的高度。（見圖1）

圖1 2002-2017年長沙市房地產(chǎn)投資總量圖數(shù)據(jù)來源：2018年《中國統(tǒng)計年鑒》

通過分析房地產(chǎn)投資用途結(jié)構(gòu)，可以看出住宅投資在總投資的使用中占據(jù)主體位置，盡管近兩年比例開始降低，但之前一直占有百分之六十以上的比例。商業(yè)用房的投資比例剛開始比較低，但隨著居民需求越來越多樣化，大部分房地產(chǎn)企業(yè)為了獲得更多的商機(jī)，開始將商業(yè)地產(chǎn)作為投資主方向，甚至出現(xiàn)商業(yè)地產(chǎn)熱。商業(yè)用房投資額和辦公樓的投資額在2011年大幅度上漲后開始趨于平緩，這是由于之前的投資熱導(dǎo)致了很多非理性的投資，政府加強(qiáng)了對商業(yè)地產(chǎn)市場的引導(dǎo)和調(diào)控，所以投資有所放緩。但近兩年這種非理性投資的現(xiàn)象又有所出現(xiàn)。（具體見表1）

二、長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀分析

如圖2可知長沙市GDP和長沙市房地產(chǎn)投資的發(fā)展趨向大致相同。2002—2017年長沙市經(jīng)濟(jì)總量一直穩(wěn)步增長，同時長沙市房地產(chǎn)開發(fā)投資規(guī)模整體上也呈不斷上升趨向。由圖3可知，長沙市的經(jīng)濟(jì)增速與房地產(chǎn)的增速變動趨勢也有一定的相關(guān)性，其上下波動的周期基本一致。但經(jīng)濟(jì)增速較房地產(chǎn)投資增速的波動幅度更為平緩些。不過從簡單的圖表中不能準(zhǔn)確驗證兩者之間的關(guān)系，需要通過更準(zhǔn)確的計量方法進(jìn)行確定。

表1 不同投資用途占比數(shù)值表

圖2 2002-2017年長沙市房地產(chǎn)投資額與經(jīng)濟(jì)總量數(shù)據(jù)來源：2018年《中國統(tǒng)計年鑒》

圖3 2002-2017年長沙市房地產(chǎn)投資和GDP增速

表2 房地產(chǎn)開發(fā)投資額、GDP及它們的自然對數(shù)

三、長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長實證分析

根據(jù)文獻(xiàn)整理，能夠得出關(guān)于長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，即雙向影響、單向影響或是無關(guān)三種可能。本文是通過時間序列分析，采用長沙市2002-2017年的數(shù)據(jù)探討長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。其所有數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2018年《中國統(tǒng)計年鑒》、2018年《長沙市統(tǒng)計年鑒》。

（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理

房地產(chǎn)投資（RI）。本文的房地產(chǎn)投資以長沙市房地產(chǎn)開發(fā)投資總額表達(dá)。

經(jīng)濟(jì)增長（ECG）。本文采用GDP值表示長沙市經(jīng)濟(jì)增長。

因為取自然對數(shù)能夠更好地觀察數(shù)據(jù)變化且不會改變原始數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系。因此，調(diào)整后的房地產(chǎn)投資和GDP值是以e的自然對數(shù)為基礎(chǔ)的，分別用lnRI、lnECG來表示。（具體見表2）

（二）單位根檢驗

為避免時間序列數(shù)據(jù)存在偽回歸的問題，單位根檢驗一般采用DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗。本文使用Eviews8.0軟件采用最常用的ADF方法對ln(RI)和ln(ECG)進(jìn)行單位根檢驗。序列若是平穩(wěn)，則滿足ADF統(tǒng)計量的值小于1%、5%以及10%的臨界值。若是不滿足，則可得序列不平穩(wěn)的結(jié)論。

表3 LnRI,LnECG的ADF檢驗結(jié)果

表3反映的是長沙市房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的單位根檢驗結(jié)果，從中可以看到ln（ECG）、ln（RI）、ln（RI）和 ln（ECG）的ADF檢驗統(tǒng)計量分別為-3.038215、-2.867872、-2.747595和-3.164946。不滿足ADF統(tǒng)計量的值小于1%、5%以及10%的臨界值，所以它們是非平穩(wěn)的。因此進(jìn)一步對他們二階差分后，得出 Δ2ln(RI)和 Δ2ln(ECG)的ADF統(tǒng)計量滿足上述要求，即時間序列l(wèi)n（RI）和ln（ECG）是（I2）的單位根過程，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗。

（三）協(xié)整檢驗

由ADF單位根檢驗得出Δ2Ln(RI)，Δ2Ln(ECG)為平穩(wěn)序列，進(jìn)而進(jìn)行協(xié)整檢驗。如果變量協(xié)整，則說明長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系；否則，他們之間就不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

學(xué)者們較為常用的協(xié)整檢驗法分別是E-G兩步法和JJ檢驗方法。其中JJ主要是面對多個變量之間關(guān)系的，本文所用的E-G兩步法常在面對兩個變量之間的關(guān)系時使用。

開始時，回歸模型由OLS估計：ln(E CG )t=α0+α1ln(RI I)t+εi，從而得到殘差序列εt。在本例中，選擇普通最小二乘法（LS）估計被解釋變量、常數(shù)項及解釋變量構(gòu)成的方程，從而得到估計結(jié)果，如表4所示：

表4 回歸模型估計結(jié)果

其次，通過點(diǎn)擊PROC殘差序列得到殘差序列εt，用單位根檢驗殘差。在本例中，方程選擇水平狀態(tài)，不包括時間趨勢項和常數(shù)項，得到檢驗結(jié)果，如表5所示：

檢驗結(jié)果顯示：由于t=-2.50＜-1.97，結(jié)果表明，殘差序列否定了原來的假設(shè)，接受了5%顯著性水平上沒有單位根的結(jié)論。因此可以得出長沙經(jīng)濟(jì)增長（ECG）與長沙房地產(chǎn)投資（RI）之間存在著長期均衡關(guān)系的結(jié)論。

（四）誤差修正模型

為了進(jìn)一步驗證兩個變量間的短期影響的作用，從而需誤差修正模型（ECM）。本文主要利用長期協(xié)整方程中殘差項εt，令ECM等 于εt， 將 Δln(RI)，Δln(ECG)和ECM進(jìn)行最小二乘回歸，能夠獲得ECM誤差修正模型。借助Eviews8.0軟件得到ECM誤差修正模型如下：

表5 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

模型結(jié)果顯示，長沙市房地產(chǎn)開發(fā)投資的短期變化在5%的顯著性水平下正向影響經(jīng)濟(jì)增長。當(dāng)長沙市房地產(chǎn)開發(fā)投資額每增加一個百分點(diǎn)時，其經(jīng)濟(jì)規(guī)模將增加0.267613個百分點(diǎn)。同時誤差修正模型中的系數(shù)是滿足反向糾正機(jī)制，當(dāng)前一周期偏差越大，當(dāng)期校正量也越大?？梢哉f明在這一系統(tǒng)中是包含誤差修正機(jī)制的。

（五）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關(guān)系( Granger Causality )基本模型為：

前文協(xié)整檢驗表明：長期均衡關(guān)系存在于長沙市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間。但這種關(guān)系的具體表現(xiàn)還不夠清楚，因此，本文通過格蘭杰因果檢驗分別選取了滯后期1-3進(jìn)行探討分析。結(jié)果如表6所示。

表6 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

當(dāng)滯后期為1時（以年為單位），在5%的顯著性水平下，可 得 ln（RI） 是 ln（ECG） 的Granger原因，而對于“l(fā)n（ECG）does not Granger Cause ln（RI）”的原假設(shè)，其拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.2840，不能拒絕原假設(shè)；當(dāng)滯后期為2和3時，同時接受了“l(fā)n（RI）does not Granger Cause ln（ECG）”的原假設(shè)和“l(fā)n（ECG）does not Granger Cause ln（RI）”的原假設(shè)，則體現(xiàn)了長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間沒有關(guān)系。

（六）分析總結(jié)

利用Eview8.0軟件對長沙市2002～2017年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證研究，得出如下結(jié)論：

(1) 通過ADF單位根檢驗發(fā)現(xiàn)了ln(RI）和ln(ECG)均為二階單整平穩(wěn)序列，即ln(RI)～ I(2)、ln(ECG)～ I(2)。

(2) E-G兩步協(xié)整檢驗表明了在5%的顯著水平上，長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間是長期的動態(tài)平衡關(guān)系。

(3) 誤差修正模型結(jié)果表明了長沙市房地產(chǎn)開發(fā)投資的短期變化在0.05的顯著性水平下正向影響經(jīng)濟(jì)增長。當(dāng)長沙市房地產(chǎn)投資額每增加（減少）一個百分點(diǎn)，會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增長（減少）0.267613個百分點(diǎn)。誤差修正項的調(diào)整力度為-0.313845，說明會通過不斷調(diào)整使其保持長期均衡。

(4) 格蘭杰因果檢驗表明了長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系會隨滯后階數(shù)變化而變化，只有當(dāng)滯后階數(shù)為1時，長沙市房地產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長的原因。

經(jīng)實踐的檢驗可知，我國房地產(chǎn)投資在國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用不容忽視。應(yīng)依據(jù)長沙市發(fā)展?fàn)顩r準(zhǔn)確把握長沙市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，從而確定其房地產(chǎn)開發(fā)投資規(guī)模。同時更應(yīng)該努力創(chuàng)造出長沙市更多的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。