泰安市房地產投資對GDP影響的實證研究

賈莉莉，李現敏，高 強

(泰山學院 經濟管理系，山東泰安 271021)

一、本文的研究目的和意義

由于房地產業產業鏈跨度大、產業高度化明顯、較高的產業的附加值、較高的關聯效應和擴散效應，已成為我國經濟發展中新的經濟增長點。房地產投資作為固定資產投資的一部分，在拉動GDP增長、帶動相關產業的發展、改善城市投資環境、提高人民生活水平、吸引外資和促進對外開放等方面發揮了積極的作用。然而，隨著房地產市場的高速發展，全國各地房價節節攀升，房地產投資出現過熱和投資結構不合理的現象。如何看待房地產投資過熱，如何提高房地產投資的效率，如何加強房地產投資風險的防范、控制和管理，這些都是學術界和決策層需要解決的問題。要解決以上問題，優化房地產投資結構，增強對房地產投資的有效引導和監管，首先必須正確分析區域內房地產投資對經濟增長的影響。

由于國內生產總值(GDP)是代表宏觀經濟的根本變量，是能夠代表一個國家或地區經濟發展水平的綜合指數。在宏觀經濟學中GDP=C+I+ G+(X－M)，I表示投資，房地產投資是投資中的一部分。所以房地產投資的增長對GDP具有拉動作用。泰安市是中國山東省中部一座著名的文化旅游城市，其房地產投資開發的速度和規模均具有一定的代表性，本文以泰安市GDP的增長來表征宏觀經濟的增長，以RI表征房地產投資額的增長，以Eviews6.0為平臺，對各年數據進行必要分析，定量地分析房地產投資對GDP的影響，以正確認識房地產投資的作用，增強對房地產投資風險的防范、控制，為泰安市房地產業的健康發展提出意見。

二、泰安市國內生產總值和房地產投資額關系的分析

(一)數據初步分析

選取1996－2008年間泰安市國內生產總值(GDP)和房地產開發投資額(RI)作為樣本數據，來分析泰安市房地產投資與經濟增長的關系。

表1 泰安市GDP和RI各年數據及比重 單位:億元

注:以上各年數據取自泰安市統計局

從上表可以看出，泰安市的兩項數據都有較快發展，RI占GDP的比重在逐年增大，但是RI占GDP的比重仍然很小，根據材料，可以知道GDP和RI之間有著十分緊密的正相關關系。但兩者到底有多顯著的相關性呢，還應進一步研究，對二者進行回歸分析與協整分析。

(二)回歸分析與協整分析

1.變量的平穩性檢驗

為了避免時間序列數據之間產生“偽回歸”或者“虛假回歸”的現象，有必要對原序列進行平穩性檢驗。由于兩個變量呈指數上升趨勢，未來將其轉化為線性，對兩個變量取自然對數，分別表示為LnGDP和LnRI。檢查序列平穩性的標準方法是單位根檢驗(Unite Root Test)［1］。對其提出假設檢驗:

所以，通過做Unite Root Test可以得出下列結論:

表2 各個變量的ADF檢驗結果

如表中所示，序列LnGDP和LnRI、ΔLnGDP和ΔLnRI經過ADF檢驗輸出的t值均大于10%顯著水平下的臨界值，因此不能拒絕序列LnGDP和LnRI、ΔLnGDP和ΔLnRI存在單位根的原假設，即序列是非平穩的。

2.變量的單整性檢驗

對變量進行協整分析前，首先要檢驗時間續寫變量的單整性。單整性是如果時間序列xt是非平穩序列，其d階差分dx是平穩序列，則稱xt為d階單整，記為I(d)。

對序列LnGDP和LnRI進行一階差分得到序列ΔLnGDP和ΔlnRI，對其進行ADF檢驗，結果同樣顯示該組序列是不平穩的。再進行一次差分，得到序列Δ2LnGDP和Δ2LnRI，對其作ADF檢驗，得出的t值均小于10%顯著性水平下的ADF檢驗值(見表2)。因次拒絕原假設，認為序列LnGDP和LnRI經過二階差分后形成平穩序列，即序列LnGDP和LnRI為二階單整，表示為LnGDP－I (2)，LnRI－I(2)。由于序列之間存在同階單整，因此這兩個變量符合協整檢驗的前提條件，可以對其進行協整分析。

3.變量的協整檢驗

利用1996－2008泰安市的GDP為因變量，RI為自變量，運用EG兩步法進行協整檢驗［2］。對這兩個變量運用OLS法構造一元回歸模型，然后檢驗其殘差是否平穩，如果是平穩的，則說明兩者是協整的，否則是非協整的。對LnGDP和Ln-RI進行回歸分析:

得到回歸方程:LnGDP=0.488358415427× LnRI+5.25511722366

R2越接近1，表明模型擬合得越好;Prob(F－statistic)為F檢驗的相伴概率，其值為0，反應變量間高度線性，回歸方程高度顯著。如圖1所示:

表3 回歸分析

圖1 LnGDP和LnRI的趨勢圖

從圖1可以看出LnGDP和LnRI二者的相關性很高。令ei為方程的殘差序列，即ei=LnGDP－0.488358415427*LnRI－5.25511722366，由Eviews可以直接得到殘差序列Resid，1996－1997年 分 別 為:0. 07749465119047283、 0.235138990383315、－0.210128894614555、－0.09626054194333999、－ 0.1844804650159695、－0.09626054194333999、0.01449139708224578、 0.09526337058823487、－0.1764742388892122、－0.1194977882584869、－0.1725930938818223、0.1859095170695166、0.130913491443418、0.2202236048461792，如圖2所示:

圖2 殘差

首先提出假設檢驗:H0:存在單位根

H1:不存在單位根

對殘差一階差分記作ei～I(1)并進行單位根檢驗，得到如下結果:

表4 Unite Root Test

從以上檢驗結果可以看到:殘差序列的ADF 檢驗值為－3.486638，小于10%顯著水平下的臨界值－2.771129.拒絕不存在單位根的備擇假設，ei～I(1)是平穩的，即ei為1階單整序列，由此可以判斷LnGDP和LnRI之間存在協整關系。

方程LnGDP=0.488358415427*LnRI+5.25511722366稱為協整方程，它反映的是LnGDP和LnRI的長期均衡關系。這說明泰安市的GDP和RI這兩個時間序列雖然不是平穩的時間序列，但是二者的變動趨勢在長期內是一致的，因此二者的線性組合是平穩序列。

即使兩個變量之間有長期均衡關系，但在短期內也會出現失衡(例如受突發事件的影響)。在短期內，因為季節影響或隨機干擾，GDP和RI這兩變量有可能偏離均值，但是這種偏離是暫時的，隨著時間的推移將回到均衡狀態。

此時，我們可以用ECM來對這種短期失衡加以糾正。根據Granger表述定理，若非平穩變量之間存在協整關系，則必然可以建立誤差修正模型。即對于回歸方程LnGDP=α+βLnRI+et，如果LnGDP和LnRI是協整的，則總能將其轉化為誤差修正的特定形式，即

△LnGDP=a+b△LnRI+c et－1誤差修正模型的內涵在于通過協整關系來校正內生變量的短期變化，由于協整關系成立，上式具有內在穩定性，利用它可以提高短期預測的精度。

然后以D(LnGDP)作為被解釋變量，以D (LnRI)和 et－1作為解釋變量，估計回歸模型，最終得到誤差修正模型的估計結果:

同時，從誤差修正模型(ECM)分析可以看出，誤差修正項反映了GDP、RI的短期波動偏離它們長期均衡關系的程度。模型中非均衡誤差ECM的系數為0.1505，這意味著上期的實際產出值低于長期均衡值，因而在下期需要以正的修正項將實際值調整到均衡值，即上一年度的非均衡誤差以15.05%的比率對本年度的GDP作修正，可以看出修正的作用還是比較大的。

4.Granger因果檢驗

利用前文數據，對其進行Granger因果檢驗，結果如下:

表5 LnGDP和LnRI的Granger因果檢驗

表2顯示了經過兩次的滯后值試算，變量LnGDP和LnRI的因果檢驗結果。可以看出滯后量個數選2，符合滯后量個數選擇原則，即在最長時間條件下所選變量中的一個變量有助于另一個變量的預測。以5%為顯著性水平，當滯后后期為1時，對于“LnGDP不是LnRI的Granger成因”的原假設，拒絕它犯第一類錯誤的概率為0.0304，表明LnGDP不是LnRI的Granger成因的概率較小，可以接受原假設。對于備擇假設“LnRI不是LnGDP的Granger成因”，其檢驗的相伴概率為0.7865，應拒絕備擇假設。所以，在95%的置信水平下可以認為LnGDP是LnRI的Granger成因。從F檢驗上看，對于“LnGDP不是LnRI的Granger成因”假設的F統計值達到了足夠大，因此通過顯著性檢驗，該假設有理由被拒絕;“LnRI不是LnGDP的Granger成因”的假設被接受。即在滯后1年內，LnGDP是LnRI的成因，而LnRI對LnGDP的影響并不顯著，這就反映了泰安市經濟增長是拉動房地產投資增長的的原因，而房地產投資對經濟增長的影響并不顯著。從表3中還可以看到，在滯后期為2和3時，“LnGDP不是LnRI的Granger成因”的F檢驗統計值在穩步下降，這也說明，GDP對RI的影響在加大，這可以解釋為:泰安市的群眾收入水平偏低，2008年數據顯示，泰安市GDP在山東省排名第11位，較之青島4409億、煙臺3434億、濟南3017億還相去甚遠;再一個原因就是先積累然后買房，這也符合中國國情——注重積累的消費習慣。當然這有它的深層次原因，這里不再詳細闡述。

三、結論及建議

(一)房地產投資對GDP影響的結論

實證分析表明，泰安市房地產投資和GDP之間相互拉動、又相互牽制。隨著市場經濟體制的不斷完善，它們之間的互動關系越來越強。實證同時也表明，泰安市房地產開發投資經濟增長的影響并不顯著，所以筆者認為，泰安市的GDP依然有很大的增長空間。因為從其他資料和國家政策上看，房地產開發投資對GDP增長應該有顯著的作用。之所以這樣說是因為:房地產開發業對國民經濟其他行業具有高度的相關性，其向前向后向旁側關聯產業涉及建筑、鋼鐵、物管、裝修、運輸、銀行、保險等諸多行業的發展，進而帶動GDP的增長［3］。正是因為其巨大的關聯效應及擴散效應，對其他行業的有效帶動作用，所以說應發揮房地產投資對GDP的貢獻作用。特別是在當前金融危機的大環境下，如何穩固提高GDP，穩定社會，減少失業率是當務之急。所以筆者認為，在房地產投資市場大有文章可做，所以，政府應加大房地產投資力度，推進廉租房、經濟適用房的建設，通過一系列的措施，使GDP得到穩固發展，也使人民群眾得到實惠。同時，政府應出臺相關政策，多渠道、全面提高人民的實際收入水平，縮小收入差距，才能夠培養房地產市場的有效需求，改變我國地區間GDP構成中普遍存在的投資拉動GDP增長的現狀，真正促進GDP的健康發展，讓GDP成為拉動房地產投資的動力。

(二)建議

1.關于促進房地產業發展的建議

1)房地產業發展必須從我國人多地少的國情和現階段經濟發展的水平出發，形成合理的住房建設模式和消費模式。

2)采取多種措施抑制房地產價格過快上漲，保持合理的價格水平。調控房價的目的是使房價回歸到合理水平，讓廣大人民群眾能夠通過購房、建房、租房等多種形式，做到“居者有其屋”。控制房價上漲，使房價回歸到合理水平，一方面要保持適度的房地產投資規模，擴大以經濟適用房為主體的普通商品房的供給;另一方面要通過嚴格住房消費信貸發放以及實施針對住房投資、投機活動的綜合稅收政策，降低住房投資、投機的收益預期水平，發揮住房存量在房地產價格調節中的作用。

3)地方政府應對房地產市場的調控和監管切實負起責任。地方各級政府應改變長期實行的土地高價拍賣的供給模式，集中供應經濟適用房和廉租房，并將單位建房和個人集資合作建房納入政府經濟適用房計劃;站在維護人民群眾利益的立場上，傾聽民眾呼聲、關心民眾疾苦，堅決打擊各種損害群眾利益的不法行為。

2.關于房地產投資風險管理的建議

房地產業是一種先導性、基礎性的第三產業，是一個國家或地區經濟發展的“晴雨表”，因而是一種比較敏感和活躍的產業。房地產商品是一種與其他商品有區別的特殊商品，這就決定了房地產投資與其他投資有不同的特點，特別是房地產項目的投資過程是一種預測未知將來需求而進行產品生產的過程，這些不同特點決定了房地產業是一種典型的風險投機行業，不確定性伴隨其始終，這些不確定性因素對房地產投資的成敗起著決定性作用。

房地產投資具有以下風險:(1)房地產項目投資的不可移動性與風險。(2)房地產項目投資周期的長久性與風險。(3)房地產項目投資活動的相關性與風險。(4)房地產項目投資的資本需求性與風險。［4］

對于房地產投資的風險控制提出以下建議:

1)廣泛收集信息，做好可行性研究，科學決策。決策是指在若干個方案中選擇最佳方案的過程，這一過程所做工作的質量，將最終決定投資決策的質量。由于房地產頭投資額巨大，投資周期長，因此，房地產項目投資決策必須進行可行性研究，對擬投資項目進行科學、全面地論證，以減少投資決策的盲目性。

2)控制開發，不可盲目追求特色和檔次。由第一部分研究可以看出，泰安市購買力不強，所以應加強低價位、中小套型的普通商品住房、經濟適用房和廉租住房的建設。

3)提升企業自身素質，加強管理，確保工程質量。開發企業要高度關注工程質量，要實行項目監理制度，聘請工程監理公司對項目施工進行有效的監督和管理。

4)分散投資，控制風險。在市場經濟中，從事多樣化投資，一種投資的收益減少可由另一種投資的收益增加來彌補。房地產投資分散就是多樣化投資的一種，是通過開發結構的分散，來達到降低風險的目的，一般包括投資區域分散、投資時間分散、物業分散、共同投資等方式，追求收益相同時風險最小或在風險相同時收益最大，即在風險和收益之間尋求一種最佳的投資組合，有必要聘請有資質的工程監理隊伍對項目施工全過程進行監督和管理。監督施工方嚴格履行施工合同，對項目工期、質量實行嚴格控制，對材料設備等資金成本進行嚴格監管，并加強施工現場經濟簽證，有效控制施工變更和工程成本。

我國現在的房地產產品中，高檔住房開發的較多，中低檔住房或者經濟實用房較少，這樣就導致房地產市場中高檔住宅有較高的空置率，經濟實用房供不應求，產品結構不合理。泰安市也存在這種情況。所以，作為泰安市政府應出臺相關政策，多渠道、全面提高人民的實際收入水平，縮小收入差距，才能夠培養房地產市場的有效需求，改變我國地區間GDP構成中普遍存在的投資拉動GDP增長的現狀，真正促進GDP的健康發展。

［1］高鐵海.計量經濟分析方法與建筑——Eviewe應用實例［M］.北京:清華大學出版社，2006.

［2］馬蓉.房地產投資拉動我國經濟增長的定量分析［J］.新西部，2007，(10).

［3］王國軍，劉水杏.房地產業對相關產業的帶動效應研究［J］.經濟研究，2004，(8).

［4］雷榮軍.房地產投資風險分析研究［D］.天津大學管理學院，2005.