房地產投資與經濟增長的關系分析

王俊馨

(山西財經大學,山西 太原 030000)

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房地產投資與經濟增長的關系分析

王俊馨

(山西財經大學,山西 太原 030000)

文章以我國1987—2014年的房地產投資額與國內生產總值時間序列數據為例,利用協整檢驗、誤差修正模型對房地產投資與經濟增長之間的長短期關系進行檢驗和分析。結果表明：我國的房地產投資額與國內生產總值之間存在著長期均衡關系；在短期,房地產投資額短期波動和GDP偏離長期均衡的影響都會導致GDP的波動。

房地產投資；經濟增長；協整；ECM

1 引 言

消費、投資與出口是拉動經濟增長的“三駕馬車”,投資的增長對經濟的增長有著重要的拉動作用。我國固定資產投資中的20%左右為房地產投資,約為GDP的10%,再加上房地產投資對上、下游產業,特別是鋼鐵、水泥等產業的帶動作用非常明顯,對吸收這些行業的過剩產能貢獻突出,房地產業已經成為與宏觀經濟運行和經濟增長速度密切相關的支柱產業之一,因此房地產投資對經濟的影響是不能忽視的。

一些學者對房地產投資與經濟增長的關系進行了不同視角的、不同方法的研究分析。其中李娜、石敏俊等采用投入產出模型和可計算一般均衡模型相結合的二階段方法定量分析了房地產投資變化對宏觀經濟的影響,發現經濟刺激政策促進的房地產投資增加對經濟政治有著積極的作用。陸菊春、賈自武等利用動態經濟計量模型分析全國及東、中和西部地區房地產投資與經濟增長之間的關系發現我國房地產投資與經濟增長之間具有同向的相關關系,房地產投資對推動經濟增長有積極作用。況偉大使用面板數據考察了房地產投資、房地產信貸與經濟增長的互動關系,表明經濟增長對房地產投資影響大于房地產投資對經濟增長的影響,因而一旦經濟增長出現波動,將導致房地產投資劇烈波動,但房地產投資波動將引起經濟增長較小波動。

本文利用我國1987—2014年的房地產投資額與國內生產總值時間序列數據,對房地產投資與經濟增長之間的關系進行分析,主要運用協整檢驗與誤差修正模型分析二者之間的長期均衡與短期波動。

2 數據來源

選取房地產投資額作為衡量我國房地產投資發展的指標,選取國內生產總值作為衡量我國經濟增長的指標。從《新中國六十年統計資料匯編1949—2008年》與中國國家統計局網站所公布的年度數據中,摘錄我國1987年到2014年的房地產投資額數據與國內生產總值數據,并用固定資產投資價格指數與商品零售價格指數分別平減。

3 實證分析

3.1 協整關系分析

假定一些經濟指標被某經濟系統聯系在一起,那么從長遠來看這些變量應該具有均衡關系,這是建立和檢驗模型的基本出發點。在短期內,因為季節影響或隨機干擾,這些變量有可能偏離均值。如果這種偏離是暫時的,那么隨著時間推移將會回歸到均衡狀態；如果這種偏離是持久的,就不能說這些變量之間存在均衡關系。協整可被看作這種均衡關系性質的統計表示。

協整檢驗的目的是決定一組非平穩序列的線性組合是否具有協整關系,也可以通過協整檢驗來判斷線性回歸方程的設定是否合理。利用AEG的協整檢驗方法來判斷殘差序列是否平穩,進而確定回歸方程的變量之間是否存在協整關系,同時還可以判斷模型設定是否正確。如果殘差序列是一個非平穩序列,則說明因變量除了能被解釋變量解釋的部分以外,其余部分的變化仍然不規則,也就是說回歸方程的因變量和解釋變量之間不存在穩定的均衡的關系,這樣的模型有可能擬合優度、顯著性水平等指標都很好,但是不能夠用來預測未來的信息,因此稱為“偽回歸”；如果殘差序列是平穩的,則回歸方程的設定是合理的,說明回歸方程的因變量和解釋變量之間存在穩定的均衡關系。

3.1.1 變量序列單整階數確定

協整檢驗的前提是變量序列皆為一階單整的時間序列,因此首先對變量序列進行平穩性檢驗以確定序列單整階數。由于對變量取對數可以降低模型的異方差性,同時不改變變量間的協整關系,故對變量取對數。

ADF檢驗結果顯示,國內生產總值與房地產投資額的原序列均為二階單整時間序列,而取對數后的序列皆為一階單整序列。

3.1.2 對回歸殘差進行ADF檢驗,并查表計算協整臨界值

3.1.3 分析協整檢驗結果

經過分析發現,國內生產總值與房地產投資額之間存在雙向的協整關系,即二者之間存在著長期的均衡關系,二者之間的回歸關系不是虛假回歸。

其中以lngdp為因變量、lnfdc為解釋變量的回歸方程估計結果顯示：當房地產投資額每變動0.73個百分點時,GDP變動1個百分點；以lnfdc為因變量、lngdp為解釋變量的回歸方程估計結果顯示：當GDP每變動1.36個百分點時,房地產投資額變動1個百分點。

3.2 誤差修正模型

傳統的經濟模型通常表述的是變量之間的一種“長期均衡”關系,而實際經濟數據卻是由“非均衡過程”生成的。因此,建模時需要用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程。誤差修正模型不再單純地使用變量的水平值或變量的差分值建模,而是把兩者有機地結合在一起,充分利用這兩者所提供的信息。從短期看,被解釋變量的變動是由較穩定的長期趨勢和短期波動所決定的,短期內系統對于均衡狀態的偏離程度的大小直接導致波動振幅的大小。從長期看,協整關系式起到引力線的作用,將非均衡狀態拉回均衡狀態。

根據上文建立的國內生產總值與房地產投資額之間的長期均衡方程,將殘差作為誤差修正項建立誤差修正模型,得到回歸方程如下：

Δlngdpt=0.12-0.42(lngdpt-1-5.70-0.73lnfdct-1)+0.11Δlnfdct

在結果式中,差分項反映了短期波動的影響。GDP的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期房地產投資額波動的影響(Δlnfdct)；另一部分是GDP偏離長期均衡的影響(lngdpt-1-5.70-0.73lnfdct-1)。誤差修正項的系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。從系數估計值(-0.42)來看,GDP與房地產投資額之間的非均衡誤差對GDP增量的調整為負影響,當短期波動偏離長期均衡時,將以42%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

4 結 論

經過分析,發現房地產投資與經濟增長之間存在著長期的均衡關系,二者有著共同的變化趨勢,存在著長期的均衡關系,二者之間的回歸關系不是虛假回歸。以lngdp為因變量、lnfdc為解釋變量時,當房地產投資額每變動0.73個百分點時,GDP變動1個百分點。以lnfdc為因變量、lngdp為解釋變量時,當GDP每變動1.36個百分點時,房地產投資額變動1個百分點。

誤差修正模型中,修正項的系數為-0.42,顯示當短期波動偏離長期均衡時,將以42%的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。

[1]陸菊春，賈自武.房地產投資對經濟增長效應及區域性差異的研究[J].武漢理工大學學報,2008(12).

[2]李娜，石敏俊.房地產投資變化對中國經濟的影響[J].管理評論,2012(10).

[3]況偉大.房地產投資、房地產信貸與中國經濟增長[J].經濟理論與經濟管理,2011(1).

[4]陳淑云，付振奇.城市化、房地產投資與經濟增長的關系分析[J].經濟體制改革,2012(2).

[5]趙美平，張所地.山西省房地產投資與經濟增長的協整分析[J].物流工程與管理,2013(11).

[6]張清勇，鄭環環.中國住宅投資引領經濟增長嗎[J].經濟研究,2012(2)

10.13939/j.cnki.zgsc.2016.47.145

王俊馨(1991—)，女,山西大同人,碩士,山西財經大學研究生。研究方向：經濟計量方法與應用。