房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系研究

譚黎陽 夏帥

摘要：文章綜合應用單位根、協(xié)整分析、Granger因果、誤差修正（ECM）理論等方法，基于1996-2016年安徽省房地產(chǎn)開發(fā)投資額（REI）與地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的時序數(shù)據(jù)，深入地研究和考察了二者之間的相互關系。實證分析結果表明：安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在較為顯著的協(xié)整關系，二者互為格蘭杰因果，誤差修正模型的建立表明安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)短期波動與長期均衡的狀態(tài)。處于房地產(chǎn)市場過熱的經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢下，政府應當正視房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟增長中的地位，綜合利用多種途徑，充分發(fā)揮房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的助推帶動作用。

關鍵詞：安徽省 房地產(chǎn)投資 經(jīng)濟增長

自1998年政府逐步取消住房實物福利分配制度以來，房地產(chǎn)行業(yè)在我國國民經(jīng)濟增長中發(fā)揮著越來越重要的作用，因而有必要深入研究房地產(chǎn)與經(jīng)濟增長兩者之間的關系。筆者主要基于1996年至2016年安徽省房地產(chǎn)開發(fā)投資額（REI）與地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的時序數(shù)據(jù)，以安徽省房地產(chǎn)開發(fā)投資額（REI）對安徽省房地產(chǎn)投資進行表征，安徽省經(jīng)濟增長則以安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）來表征，并借助E-views7計量經(jīng)濟學分析工具對兩者之間的關系進行實證分析。

一、相關理論與文獻綜述

房地產(chǎn)投資指資金富余者以直接或間接的方式將手中富余資金投入房地產(chǎn)開發(fā)、經(jīng)營、物業(yè)管理服務、中介服務等房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營領域，最終目的在于能夠在未來實現(xiàn)預期報酬的一種經(jīng)濟活動。房地產(chǎn)投資具有多種形式，但是卻始終存在一個共同的特點，即目前存在的收益實際上是已知可確定的收益，而預期收益則存在一定的風險即不確定性，恰是因為這種不確定性的存在，使得這類期望收益難以預測，故而，房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)在做出一定的投資決策時，必須將時間因素納入考慮范疇。

經(jīng)濟增長的通常涵義是為產(chǎn)出（人均產(chǎn)出或總產(chǎn)出）水平的持續(xù)增加，主要有兩種產(chǎn)量衡量指標最為常用：一種是人均產(chǎn)出（人均GDP），另一種是經(jīng)濟總產(chǎn)出（GDP總量）。筆者采納后項指標來衡量所探究的經(jīng)濟增長。

關于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長二者之間的作用規(guī)律以及相互關系，國內外學者進行了眾多實證分析。商碧元、田濤（2008）基于深圳市歷年房地產(chǎn)開發(fā)投資和地區(qū)生產(chǎn)總值的相關數(shù)據(jù)，綜合應用動態(tài)計量經(jīng)濟學方法，借助回歸分析理論證明：深圳市房地產(chǎn)投資的一個格蘭杰原因是地區(qū)經(jīng)濟增長，同時，深圳市經(jīng)濟增長的一個格蘭杰原因是地區(qū)房地產(chǎn)投資。簡而言之，二者之間互為格蘭杰因果，但是二者之間的相互關系均存在4期（一年）的滯后。劉瑞（2009）基于1998-2007共計10年的上海市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的歷史數(shù)據(jù)，全面借助協(xié)整、誤差修正、格蘭杰因果等一系列科學研究理論與方法，通過嚴格縝密的定量分析，對二者之間的關系進行了深入研究。經(jīng)過實證研究，劉瑞得出結論：從長遠來看，兩者之間并沒有明顯的格蘭杰因果關系。LimingHong（2013）選取了1994-2010年中國284個地級市的Panel數(shù)據(jù)，運用廣義矩估計方法考察了經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)投資之間的動態(tài)關系。通過科學嚴密的分析，Liming Hong得出結論：短期內，經(jīng)濟增長更易受到房地產(chǎn)投資的影響；而在長期，這種影響作用則比較微弱。在很大程度上，這種影響作用的強弱取決于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，并呈現(xiàn)出周期性特征。相較于中西部地區(qū)，東部地區(qū)的影響作用更為顯著。

二、房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的相互作用機制

房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長兩者之間的相互作用機理，已經(jīng)有許多國內外學者從多方面給出了解釋。大體上可以歸納為如下三點：

1.供給效應。房地產(chǎn)投資的供給效應，一方面反映在房地產(chǎn)作為超級耐用商品，自身供給數(shù)量不斷增多，另一方面則表現(xiàn)為伴隨著房地產(chǎn)投資的增長，與之相關產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的供給數(shù)量也隨之水漲船高，譬如與房地產(chǎn)業(yè)關系甚為緊密的建筑裝潢行業(yè)，其典型代表是水泥、鋼材、建材、玻璃等等。房地產(chǎn)投資的供給效應不但具有擴展投資領域、擴大投資規(guī)模的功能，而且可以引致連鎖反應，延長投資周期，有效促進相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，故而能夠十分有效的促進經(jīng)濟增長，在推動經(jīng)濟增長方面產(chǎn)生舉足輕重的重要影響。不應忽視的是，因為房地產(chǎn)投資具有長周期性特征，所以其供給效應也存在滯后問題，在一定條件下還會產(chǎn)生集聚。

2.需求效應。本質上，房地產(chǎn)投資的需求效應實際上是一個投資乘數(shù)原理發(fā)揮作用的特例，此處的投資乘數(shù)在房地產(chǎn)投資領域得到了具體反映。房地產(chǎn)投資的需求效應主要反映在伴隨著房地產(chǎn)投資的增長，房地產(chǎn)相關產(chǎn)業(yè)的收入也不斷提升，從而進一步引發(fā)相應的需求。例如，房地產(chǎn)投資可以以直接或間接的方式為房地產(chǎn)經(jīng)營企業(yè)以及相關建筑裝潢企業(yè)創(chuàng)造豐厚的利潤。這必定提高這些行業(yè)與行業(yè)內部相關人員的收入，進而，這類消費群體的消費能力得到大大提升，從而促進消費需求迅速增長，因此有效的帶動國民經(jīng)濟的發(fā)展。

3.擠出效應。一般情況下，房地產(chǎn)投資的擠出效應意味著整個經(jīng)濟體系大量資金流入房地產(chǎn)投資領域，這必然會擠壓其他經(jīng)濟部門或行業(yè)在社會上的投資。由于房地產(chǎn)投資持續(xù)增長，并且消費部門涌入的資金相對減少，因此消費將被擠出。從廣義上來說，上述擠出效應理應劃撥于房地產(chǎn)投資擠出效應的范疇。事實上，這于經(jīng)濟增長而言是極為不利的因素，恰恰因為房地產(chǎn)投資的高額回報利潤，才使得大量社會資本紛紛流向房地產(chǎn)投資領域。因此，相應地，其他行業(yè)與產(chǎn)業(yè)成長與繁榮所必須的資本被擠占或削減，最終結果是可能造成產(chǎn)業(yè)結構的失衡；類似地，隨著房地產(chǎn)投資的不斷發(fā)展壯大，消費的擠出效應將日益明顯，因此可能抑制其他行業(yè)的成長與發(fā)展。

經(jīng)濟增長對房地產(chǎn)投資的作用機制同樣不可小覷，總體而言，經(jīng)濟增長影響房地產(chǎn)投資主要有兩種傳導路徑。一方面，經(jīng)濟增長可以為房地產(chǎn)投資提供充足的資金。良好的經(jīng)濟態(tài)勢會使得金融市場資金充盈，進而為房地產(chǎn)開發(fā)商提供開發(fā)活動必備的大額資金，消除開發(fā)商的后顧之憂。另一方面，經(jīng)濟增長可以通過提升居民的購買能力帶動房地產(chǎn)投資。良好的經(jīng)濟態(tài)勢會使得居民的消費信心和需求得到提升，進而活躍房地產(chǎn)市場，刺激房地產(chǎn)投資。

三、安徽省房地產(chǎn)投資及經(jīng)濟增長現(xiàn)狀

上世紀90年代以來，伴隨著市場經(jīng)濟的進一步發(fā)展和住房分配制度的深刻變革，安徽省房地產(chǎn)業(yè)得到了長足發(fā)展。根據(jù)《國家統(tǒng)計年鑒》（1996-2016）的分省數(shù)據(jù)，安徽省房地產(chǎn)開發(fā)投資額（記為REI）從1996年的42.42億元上升到2000年的87.93億元，進而上升到2016年的4603.56億元。同期，安徽省GDP也由1996年的2339.25億元上升到2000年的3038.24億元，進而上升到2016年的24407.62億元。

安徽省房地產(chǎn)投資及經(jīng)濟增長趨勢大致相同，房地產(chǎn)投資平均增速達26.85%，遠高于GDP13.40%的平均增速。在經(jīng)濟周期的影響作用下，房地產(chǎn)投資增速變動較為劇烈，波幅較大，而GDP增速變動則相對平穩(wěn)。2008年金融危機以后，安徽省房地產(chǎn)投資增速與GDP增速雙雙回落，而且增速更加平穩(wěn)，進人經(jīng)濟增長的“新常態(tài)”。

四、安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系實證分析

1.變量選取與數(shù)據(jù)處理。初始數(shù)據(jù)分別設定為安徽省房地產(chǎn)投資（REI）以及地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）相關時間序列數(shù)據(jù)。選用數(shù)據(jù)為1996-2016年度數(shù)據(jù)，考慮到時間序列數(shù)據(jù)在許多時候有可能呈現(xiàn)的異方差狀況，分別將原始序列取自然對數(shù)，化為LNGDP與LNREI，以抵消初始數(shù)據(jù)的異方差性。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年搽。

2.變量的相關性檢驗。借助Eviews7.2計量分析軟件，我們可以描繪出LNREI與LNGDP的散點圖。圖1直觀地反映了二者的相關關系：從運動方向的角度而言，安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長兩個變量的變動方向總體上趨于一致，二者之間呈現(xiàn)出相當顯著的正相關關聯(lián)。

接下來我們借助Eviews軟件通過計算二者的相關系數(shù)來檢驗以上散點圖所得出的結論。具體結果如表1所示。

根據(jù)表1結果，我們能夠直觀了解到LNREI與LNGDP之間的相關系數(shù)為0.983038，這個數(shù)值十分趨近1，這個數(shù)據(jù)能夠有力的證明：所研究序列兩者之間的正相關關系十分明顯。然而，雖然LNREI與LNGDP之間的正相關性相當顯著，但是這種極強的正相關性仍不足以充分闡明變量之間的經(jīng)濟關系。接下來，我們將借助單位根檢驗、協(xié)整、格蘭杰因果檢驗以及誤差修正模型（ECM）等定量分析方法來揭示他們之間的具體經(jīng)濟聯(lián)系。

3.單位根檢驗。為規(guī)避時間序列經(jīng)濟數(shù)據(jù)本身可能存在的非平穩(wěn)性，我們對實證數(shù)據(jù)執(zhí)行單位根檢驗。筆者借助Eviews7.2計量經(jīng)濟學分析軟件，采取ADF單位根檢驗法對所取時序數(shù)據(jù)執(zhí)行單位根檢驗。經(jīng)過對以上相關時序數(shù)據(jù)執(zhí)行一番嚴密的單位根檢驗，我們能夠非常有效地消除初始模型的偽回歸現(xiàn)象；然后，我們對序列LNGDP、LNREI，一階差分△LNGDP、△LNREI和二階差分△2LNGDP、△2LNREI進行平穩(wěn)性查驗。具體結果如下：

由表2我們可以直觀得出結論：當置信度分別為1%、5%、10%時，臨界值的絕對值在相應置信水平下均大于LNREI、LNGDP、DLNREI、DLNGDP原始序列ADF統(tǒng)計量絕對值，而且推翻零假設的概率并不充分，所以均接受零假設。同等情況下，臨界值的絕對值在相應置信水平下均小于LNREI的二階差分D2LNREI原始序列ADF統(tǒng)計量絕對值，而且推翻零假設的概率十分充分。根據(jù)以上ADF單位根查驗結果，我們可以充分佐證：LNREI、LNGDP、DLNREI和DLNGDP的原始序列都屬于非平穩(wěn)序列，并且具有客觀波動的趨勢，均存在單位根。經(jīng)過二階差分之后，這些序列達到平穩(wěn)，故為二階單整序列。

4.協(xié)整關系檢驗。對于存在單位根的非平穩(wěn)序列，我們常常需要進行協(xié)整檢驗。截至目前，有兩種方法在執(zhí)行協(xié)整分析時得到普遍使用，它們分別是EG兩步檢驗法以及Johansen檢驗法。這里主要使用前者對所研究的經(jīng)濟變量開展協(xié)整檢驗。殘差序列的ADF檢驗結果表明：殘差序列為平穩(wěn)序列，LNGDP與LNREI之間存在長期均衡的協(xié)整關系。

由回歸方程（4.4.1）能夠得到，LNREI與LNGDP之間表現(xiàn)出較為顯著的正相關關系。具體而言，隨著安徽省房地產(chǎn)投資額的持續(xù)增長，安徽省地區(qū)經(jīng)濟可以獲得長足發(fā)展的契機，也將受到十分有效的帶動與引領。此外，從定量的角度分析，安徽省房地產(chǎn)投資額每平均增長1%，將帶動地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長0.470970%。

5.格蘭杰因果關系檢驗。Granger因果檢驗是考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時采用的方法。我們對LNREI和LNGDP進行Granger因果檢驗，結果如表4所示：

檢驗結果表明：當滯后期為2時，在5%的置信度下，可以拒絕"LNREI不是LNGDP的原因”的原假設，即"LNREI構成LNGDP的Granger原因”。同樣地，在10%的置信度下，可以拒絕"LNGDP不是LNREI的格蘭杰原因”的原假設，即"LNGDP亦構成LNREI的Granger原因”。因此，安徽省經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)投資互為因果。從交互作用的過程來看，二者之間存在著這樣一種有規(guī)律的雙向因果狀態(tài)：由房地產(chǎn)投資至經(jīng)濟增長、由經(jīng)濟增長再至房地產(chǎn)投資的相互作用。

6.誤差修正模型。為彌補長期模型的缺陷，降低偽回歸現(xiàn)象出現(xiàn)的概率，現(xiàn)建立誤差修正模型。根據(jù)前文提及的殘差公式我們可以推導出如下誤差修正項：

ECM=LNGDP-5.873442-O.470970*LNREI

（4.6.1）

將△LNGDP設定為被解釋變量，△LNREI設定為解釋變量，以ECM（-1）作為非均衡誤差，再次利用最小二乘法進行估計，建立如（4.6.2）所示的誤差修正方程：

△LNGDP=-0.075889*△LNREI+0.130665-0.340588886504*ECM（-1） （4.6.2）

注：△LNGDP、△LNREI各自代表LNGDP、LNREI的一階差分，ECM（-1）表示滯后一階。

由誤差修正方程可以得出，在短時間內，房地產(chǎn)投資額每平均變化1%，就會引起實際GDP平均變化0.075889%。在誤差修正模型中，實際總經(jīng)濟產(chǎn)出的短期變化一般可以歸結為兩個方面：一方面主要來源于房地產(chǎn)投資短期波動的影響；另一方面則主要來源于對長期均衡狀態(tài)偏離的作用。事實上，偏離長期平衡狀態(tài)的矯正力度可以反映在誤差修正模型（ECM）系數(shù)值中。根據(jù)式（4.6.2）我們不難得出結論：在整個經(jīng)濟系統(tǒng)中，一旦出現(xiàn)短期波動并且偏離長期均衡狀態(tài)的情形，經(jīng)濟系統(tǒng)的“內在穩(wěn)定器”便會發(fā)揮作用——以（-0.470970）的矯正力度，使經(jīng)濟狀態(tài)由非均衡自動恢復到均衡。

五、基本結論與政策建議

（一）基本結論

協(xié)整檢驗表明，安徽省房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系即協(xié)整關系。這種關系從作用方向的角度來說，二者之間表現(xiàn)為相當顯著的同向變動關系，變動方向大體一致。具體而言，即房地產(chǎn)投資額的提高能夠對經(jīng)濟增長發(fā)揮顯著的正面帶動作用。從定量的角度來說，房地產(chǎn)投資額每平均增長1%，將帶動經(jīng)濟平均增長0.470970%。

Granger因果關系檢驗表明，安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長互為因果，兩者之間表現(xiàn)為相當顯著的雙向因果聯(lián)系。具體而言，安徽省房地產(chǎn)投資的增長可以長期有效地推動安徽省地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出的增長，而且安徽省地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出的增長對安徽省房地產(chǎn)投資的增長也能夠發(fā)揮十分重要的反作用，進一步從定量的角度分析，安徽省房地產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長更為顯著的Granger原因。也就是說，隨著安徽省房地產(chǎn)投資的持續(xù)發(fā)展乃至走向繁榮，地區(qū)經(jīng)濟將會受到十分有效的輻射帶動，獲得長足發(fā)展的契機，實現(xiàn)自身迅速的增長。但是安徽省地區(qū)經(jīng)濟增長在推動房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展方面發(fā)揮的作用卻比較有限，遠不及正面作用。

誤差修正模型結果表明：安徽省房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)這樣一種狀態(tài)：從短期來看，波動頻繁；于長期而言，不離均衡。從短期來看，安徽省房地產(chǎn)投資額平均每增長1%，將直接導致實際地區(qū)GDP平均增長0.075889%；但從長期來看，房地產(chǎn)投資額平均增加1%，將會直接導致實際地區(qū)GDP平均增長0.470970%。由此，我們不難得出結論：在很大程度上，安徽省經(jīng)濟增長依賴于房地產(chǎn)投資發(fā)展的長期作用。然而在短期，解釋變量安徽省房地產(chǎn)投資對被解釋變量經(jīng)濟增長的影響作用卻非常有限，遠不及長期作用。在實際經(jīng)濟運行過程中，一旦發(fā)生偶爾的短期波動對長期均衡的偏離狀況，系統(tǒng)將以-0.470970的矯正力度，使失衡狀態(tài)自動地恢復至均衡狀態(tài)。

（二）政策建議

根據(jù)實證研究結果，我們建議采取以下措施來促進房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的推動作用。

1.加大戶籍制度改革力度，放開農(nóng)業(yè)轉移人口進城落戶政策，穩(wěn)步推進基本公共服務均等化歷程。同時，推進農(nóng)村城鎮(zhèn)化，加快培育農(nóng)村新型社區(qū)，緩解中心城市壓力，就地吸納農(nóng)業(yè)潛在轉移人口，最大限度地縮小城鄉(xiāng)差距，促進城鄉(xiāng)一體化。

2.制定有關政策，確保房地產(chǎn)市場的穩(wěn)定和成熟發(fā)展。一是加強保障房、廉租房建設，增加住房供給，規(guī)避因供不應求而引發(fā)的房價過快上漲，防止房地產(chǎn)市場的大起大落；二是加快立法步伐，不僅要深入完善住房公積金相關制度法規(guī)，更要嚴格執(zhí)法；三是健全社會保障體系，增加對中低收入群體的住房補貼，加大貧困人口的扶持力度，提升上述人群的購房能力。

3.鑒于目前房地產(chǎn)金融渠道較為單一、運行不暢、監(jiān)管力度尚有欠缺的問題，政府應當積極履行進行社會主義經(jīng)濟建設的職能，主動拓寬房地產(chǎn)金融渠道，加大房地產(chǎn)金融市場監(jiān)管力度，穩(wěn)步推進房地產(chǎn)立法進程，著力健全房地產(chǎn)金融體系。