中國房地產投資與經濟增長關系的實證分析：以遼寧省為例

董英南，施維明，覃熊妃

(1.大連民族學院經濟管理學院，遼寧大連116605;2.大連理工大學管理與經濟學部，遼寧大連116024)

在工業化、城市化的現代化進程中，房地產業具有關聯度大、帶動力強的特性，逐步成為國民經濟發展中的主要經濟增長點。但當前國情是房價迅速攀升，部分地區呈現非理性增長;房地產市場呈現供給過剩和居民有效需求能力不足以及過高房價收入比;土地資源的低效率使用;商品房的高空置率與低收入居民住房不足同時存在。本文也以此為背景，在深入認識中國房地產市場發展現狀的前提下，以遼寧省為例，探討房地產投資與經濟增長的關系。并以定性定量研究結果為政府調控房地產市場提供相關建議［1-4］。

一、中國房地產現狀分析

1.中國房地產市場投資快速增長

從1999年到2009年，全國房地產開發投資累計完成投資19萬多億元，年均完成投資7萬多億元，年平均增長23.55%。這期間。中國固定資產投資總額增長了8.6倍，而房地產的投資則增長了9倍多，其中房地產投資在2003、2004以及2007年甚至達到了30%以上的增長速度。且房地產投資額占固定資產投資和GDP的比重也都在不同幅度的增加，其中房地產投資額占GDP的比重增長了近2.4倍，這說明房地產行業在國民經濟中占據越來越重要的地位，中國房地產的投資更是進入了一個高速增長的時期。

2.房地產投資結構發生較大變化

自1997年開始，中國房地產業投資結構開始由其他類型的房產投資向住宅轉移，住宅投資占房地產業的投資比重逐漸上升。1997年，這個比例約為48.43%，而到2008年則達到71.92%的最高值，增長了近1.5倍左右，在隨后的2009年略有回落。相反，辦公樓的投資在這段時間出現了較大幅度的下降。從1997年的12.24%下降到2009年的3.8%。而商業營業用房投資的比例變化則不大，基本保持在11%至13%左右。而其他投資額比重則隨著住宅投資額比重的不斷增加而降低。

3.中國房地產市場需求高速增長

由中經網產業數據庫數據整理可知，1997年，中國房地產銷售面積僅有9 010萬平方米，而到2009年，全國房地產銷售面積達到了94 755萬平方米，增長了10倍左右。其增長速度也在2005年達到45.13%的房地產銷售面積增長率之最。2009年中國房地產銷售面積增長率甚至突破40%大關。

4.房地產市場供給快速增長，供給結構變化較大

近年來，全國房地產新開工面積和施工面積都出現了快速增長的勢頭。房屋施工面積在1998年僅50 770萬平方米，而到2009年則增加到了320 368萬平方米，而且每年仍然以10%以上的增速擴張。而每年的新開工面積也呈大規模增長趨勢，由1998年到2009年增長了近6倍。同時，中國房屋供給結構變化較大。房地產市場供給中住宅市場在房地產市場中所占的比重最大，特別是普通住宅市場所占比例最大，商業用房市場次之，辦公樓市場所占的比重最小。

5.中國房地產市場價格大幅增長

近年來，雖然國家相繼出臺了加息政策、房地產市場征稅等宏觀調控措施抑制房地產市場過熱現象，并且受到2008年全球金融危機的洗滌，但是中國房地產市場的平均價格以及其增長率整體仍然處于上升趨勢。世界銀行給出的衡量房價的相對高低比值的標準上限是5∶1，即一個家庭5年的總收入應該能買到一套適合居住的房子，不然房價就明顯過高。然而，2009年北京、上海、深圳、杭州房價收入比分別達14.58、14.25、13.04、12.13，大大超過標準比值。

二、房地產投資的經濟效應分析——以遼寧省為例

為了分析房地產投資與經濟增長的關系，本文借鑒前人的研究方法，選取遼寧省作為研究對象，以2005年第一季度至2010年第二季度為數據樣本，分析房地產投資對經濟增長的影響，并根據實證分析的結果提出相應的對策建議。

1.數據選取與處理

本文從中國經濟統計數據庫中選取遼寧省2005年第一季度至2010年第二季度的統計數據，利用統計分析軟件Eviews6.0分析變量間的協整關系，然后做Granger因果關系檢驗。其中以遼寧省GDP值作為經濟增長指標，以房地產投資額(H)作為房地產投資指標。由于數據的自然對數變換不會改變原數據間的性質和關系，也不會影響其變化趨勢，并可消除數據中可能存在的異方差問題，故將GDP和H分別取自然對數為LNGDP、LNH。

2.變量的平穩性檢驗

由于年度經濟數據可能出現不平穩性從而導致產生偽回歸方程，因此需要對時間序列數據進行平穩性檢驗。常用的平穩性檢驗方法為單位根檢驗，非平穩性時間序列經過K次差分如果消除了單位根，則稱之為K階單整，記作I(K)。如果兩個的非平穩性時間序列經過K次差分后消除了單位根，則表明兩個非平穩性序列為同階單整，便可進行相應的協整檢驗。

本文采用擴展的迪克-富勒檢驗進行變量的平穩性檢驗，檢驗結果見表1。所有變量及其一階差分在5%置信水平上都是非平穩的，但其二階差分序列在5%置信水平上都達到平穩狀態，即LNGDP和LNH都是二階單整序列I(2)，符合協整檢驗的基本條件。

表1 變量的單位根檢驗

為了克服多變量小樣本條件下E-G兩步協整檢驗法參數估計的不足，本文采用Johansen方法進行協整檢驗。在進行Johansen協整檢驗前本文根據AIC和SC準則確定模型的最優滯后期為5。而協整檢驗是對無約束的VAR模型施以協整向量約束后的模型，因此進行協整檢驗的滯后階數應該等于無約束的VAR模型的最優滯后階數減1，即協整檢驗的最優滯后階數為4。檢驗結果見表2。

表2 序列協整檢驗的結果(K=4)

跡檢驗和最大特征根檢驗結果都表明:在5%顯著水平下，變量間有且僅有1個協整關系。由所得標準化協整方程寫出變量的協整關系式(1)所示

從(1)式可以看出，遼寧省GDP與遼寧省房地產投資之間存在長期均衡關系。房地產投資與遼寧省GDP的彈性約為0.48，也就是說，當遼寧省房地產投資每增加一個百分點時，則促進遼寧省經濟增長約0.48個百分點。

4.建立誤差修正模型

變量間的協整關系僅表明變量間存在長期穩定的均衡關系。而作者實際觀察到的只是兩變量間的短期或非均衡關系。實際上，變量間的長期均衡是其在短期不斷動態調整過程中實現的，誤差修正模型正是實現變量間短期均衡向長期均衡修正的重要機制。以穩定的時間序列作為誤差修正項，建立LNGDP與LNH的誤差修正模型(2):

ecmt=LNGDPt-(5.448743+0.481826*LNHt)ecmt-1為誤差修正項，用OLS法估計相關變量的系數可以看出誤差修正模型回歸得可決系數達到0.974 429，比較理想，而在5%的檢驗水平下，誤差修正系數的t檢驗值絕對值為3.708 798，是顯著的。且其誤差修正系數為負0.69，說明模型具有反向調節機制，當短期波動偏離長期均衡時，模型將以0.69的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

5.格蘭杰因果關系檢驗

表3 Granger因果關系檢驗的結果

Granger因果關系是用來確定經濟變量之間是否存在因果關系以及影響的方向的檢驗方法，其檢驗思想是:如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應當發生在Y的變化之前，即X是Y的原因，反之亦然。按此思路，對LNGDP和LNH進行Granger因果關系檢驗，具體檢驗結果見表3:在5%顯著水平上，滯后1、2、3期時，遼寧省GDP和房地產投資之間具有Granger雙向因果關系，滯后4期時二者間具有單向Granger因果關系，即房地產投資不是 GDP的Granger原因，而GDP是是房地產投資的Granger原因，而在滯后階數為5階及以后，國民生產總值GDP與房地產投資之間互不具有Granger因果關系。即當滯后期達到四年及以上時，房地產投資將不能繼續促進經濟的增長，房地產投資僅僅是固定資產投資的一部分，因此經濟長期增長不可能單純靠房地產投資拉動來實現。

三、結 論

鑒于以上的實證檢驗結果可知:遼寧省雖然整體處于房地產市場的二三線水平，但其卻是房地產市場高速發展大軍中的一部分。以遼寧省為例的實證研究結論具有一定的代表意義，說明房地產投資對經濟增長確實存在一定的影響，政府相關部門在進行房地產宏觀調控時應該持慎重的態度，既要充分肯定房地產投資對經濟增長的貢獻，也要認清當前房地產行業過熱的行為對民生以及社會福利侵蝕的事實，力爭在二者之間找到均衡點。政府一方面應該建設強勢政府形象，加強政府監管力度。出臺相應的法律法規從規范土地市場、完善稅收制度的改革、加強房地產行業的準入門檻以及控制房地產企業的超額利潤方面增加房地產開發商、投機商的違規成本，使宏觀調控政策落實的有理有據，從而達到控制房地產投資的規模。另一方面，政府也應該出臺相應的政策，引導包括房地產相關產業的產業結構升級，引導并規范房地產業向中低價位的商品房、保障性住房、安居工程投資，以保證房地產業與宏觀經濟的長期均衡發展。

［1］宋建中.房地產市場投資與經濟增長關系分析［J］.學術論叢，2009(5):120-121.

［2］宋志廉.廣州市房地產投資與經濟增長關系的實證研究［J］.科技經濟市場，2009(8):36-37.

［3］劉水杏.房地產業與相關產業關聯度的國際比較［J］.財貿經濟，2004(4):85-86.

［4］梁云芳，高鐵梅，賀書平.房地產市場與國民經濟協調發展的實證分析［J］.中國社會科學，2006(3):75-84.