經濟新常態(tài)下湖南省房地產市場與地區(qū)經濟發(fā)展關系的實證研究

黃翔

[摘要]市場化進程的不斷深入推動房地產業(yè)成為我國重要的經濟增長極。近年來，“新常態(tài)”背景下，我國經濟增長的內在動力正在發(fā)生根本性變化，因此，對房地產業(yè)發(fā)展情況與經濟增長的關系研究十分必要。文章采用1995—2013年湖南省地區(qū)生產總值和商品房銷售面積的數據，利用計量經濟學中的協整分析以及Granger因果檢驗，對湖南省房地產業(yè)發(fā)展情況與地區(qū)經濟增長之間的協整關系和因果關系分別進行檢驗。其分析結果表明：盡管在短期內，湖南省商品房銷售面積與GDP之間存在波動關系，但從長期來看，兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，并且存在商品房銷售面積到經濟增長的單向因果關系。

[關鍵詞]地區(qū)經濟；房地產業(yè)；協整分析；Granger因果檢驗

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643150

1引言

“經濟新常態(tài)”逐漸成為各方面對當前經濟階段性特征的共識[1]。新常態(tài)意味著我國的經濟增速從高速向中高速換擋，結構調整進入轉型升級的關鍵時期，經濟增長的內在動力正在發(fā)生根本性變化。這就使得原來的各個行業(yè)的運行和發(fā)展面臨一系列挑戰(zhàn)。全國房地產開發(fā)投資在2014年完成投資額95萬億元，累計同比增長速度105%，受國際金融危機影響的2009年增速比2014年還高56個百分點。與此同時，全國商品房銷售面積累計同比下降76%，銷售面積為121億平方米，以上的數據表明我國房地產銷售面積增速與房地產價格雙雙回落，這就導致部分城市和房地產開發(fā)企業(yè)去庫存壓力非常大。

我國經濟發(fā)展進入新常態(tài)，國民經濟結構與房地產市場發(fā)展情況都發(fā)生了很大的變化，“風險防控”對于各個行業(yè)平穩(wěn)適應“新常態(tài)”具有重大意義。就房地產行業(yè)而言，過去房價泡沫問題一直是行業(yè)的突出矛盾[2]，但現在供應泡沫卻逐漸取代價格泡沫成為市場主要矛盾[3]。此時，國家對房地產市場的調控目標必然發(fā)生變化。從前高度重視的控制房價高漲不再是市場調控的第一目標，有關“防范和化解泡沫”的內涵重點，也從控制房價過快增長轉移到減少房地產供應量上面[4]。

眾所周知，房地產業(yè)是國民經濟的基本產業(yè)和支柱型產業(yè)。房地產業(yè)的產業(yè)鏈相對其他行業(yè)較長，同時與其他行業(yè)的關聯度高，所以房地產業(yè)的發(fā)展可以直接或間接地影響與其相關產業(yè)的發(fā)展[5]。面對新常態(tài)下的房地產業(yè)存在的庫存壓力及供應泡沫，大家都十分希望知道房地產市場的狀態(tài)是否會影響經濟增長速度，而現在房地產交易的下滑又是否是受到經濟增長速度放緩的影響，為此，本文從房地產市場狀態(tài)與經濟增長的關系出發(fā)，對湖南省商品房銷售面積與地區(qū)生產總值的相互關系進行研究。

2數據收集及預處理

21研究區(qū)域

湖南省位于我國中部及長江中游地區(qū)，由于大部分省域面積處于洞庭湖以南因而得名“湖南”，境內湘江貫穿南北，所以又簡稱為“湘”，省會駐長沙市。湖南地處東經108°47′～114°15′，北緯24°39′～30°8′，與七個省市相毗鄰：東鄰江西，西連重慶、四川、貴州，南連廣東、廣西，北界湖北。全省土地總面積2118萬平方公里，占全國土地總面積的22%。

2014年，湖南省地區(qū)生產總值2703732億元，相比上年增長95%，增長速度甚至比受國際金融危機影響的2009年還低35個百分點。其中，第一產業(yè)增長45%，增加值31488億元；第二產業(yè)增長93%，增加值124819億元；第三產業(yè)增長111%，增加值114178億元，見下圖。

22數據來源

本文所涉及的數據主要包括表征湖南省地區(qū)經濟增長狀況和房地產市場狀態(tài)的相關數據，在實證研究中，我們選取了1995—2013年的湖南省地區(qū)生產總值（GDP）和商品房銷售面積的數據進行計算。本文所用數據均從1995—2014年《湖南省統(tǒng)計年鑒》中直接得到。回歸與檢驗的計算過程通過計量經濟軟件Eviews 80完成。

3計量模型和實證結果分析

31穩(wěn)定性檢驗

在具體應用協整等理論進行分析時，首先需要檢驗被分析序列變量是否平穩(wěn)，即是否具有單位根，常用ADF檢驗方法來驗證是否平穩(wěn)，該方法可以通過對3個模型（模型1為不含常數項和時間趨勢項，模型2含有常數項而沒有時間趨勢項，模型3含有常數項和時間趨勢項）進行檢驗，如果其中任何一個檢驗模型中ADF值大于麥金農臨界值，則可以認為該序列沒有單位根，是平穩(wěn)的序列，運用Eviews 80對LGDP和LFDC的單位根檢驗結果可以從表1反映出來。

由表1可知，LGDP和LFDC的一階差分都表現出不平穩(wěn)。繼續(xù)對LGDP和LFDC進行二階差分，此時LGDP在模型1、模型2和模型3中ADF的絕對值分別為5018930、5189559以及4758159（圖中標注*號值），這三個值均大于α=1%時的臨界值的絕對值。LFDC的模型1、模型2中ADF的絕對值分別為4684372，4879067（圖中標注*號值），也均大于α=1%時的臨界值的絕對值。所以LGDP和LFDC這兩個時間序列值必須通過二階差分后，才能達到顯著性水平99%以上的平穩(wěn)性。因此我們可以認為，兩個時間序列LGDP和LFDC是I（2）的單位根過程。

32協整檢驗

20世紀80年代恩格爾（Engle）和格蘭杰（Granger）提出“協整”這個理論[6]，這個理論認為，盡管在多個變量中每個變量都是非平穩(wěn)的，但對它們進行線性組合卻有可能使其相互抵消趨勢項的影響，讓它們的組合形成一個平穩(wěn)的變量[7][8]。當兩個變量分別表現出非平穩(wěn)時，協整理論就能為它們之間尋找均衡關系，這也為用存在的協整關系的變量建立動態(tài)模型奠定了基礎[9][10]。

常用的協整檢驗方法有兩種，分別是E-G（Engle-Granger）兩步檢驗法和約翰森（Johansen，1988）檢驗法[11]，而對于兩個以上變量之間的協整關系，我們一般使用基于向量自回歸模型的約翰森檢驗法。兩變量之間的協整關系檢驗我們一般使用Engle-Granger檢驗[12]。本文檢驗商品房銷售面積與地區(qū)生產總值之間的協整關系，所以采用Engle-Granger兩步檢驗法。通過單位根檢驗可知LGDP和LFDC時間序列都是二階平穩(wěn)的，我們的協整檢驗可以分兩步進行。

第一步，協整回歸，用普通最小二乘法（OLS）估計LGDP和LFDC之間的方程，并計算非均衡誤差[13]。

估計的方程為：

LGDP[DD（]∧[DD）]t=05620LFDCt-48909（1）

（147349）（182108）

調整后的R2為09231，DW=03341。

殘差的計算公式為：

et=LGDPt-LGDP[DD（]∧[DD）]t（2）

=LGDPt-05620LFDCt-48909

第二步，檢驗e的單整性，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。

通過單位根的檢驗發(fā)現：當滯后階數為1，不含常數項和截距項的模型最適合，ADF檢驗的結果如表2所示。

通過表2可以看出，ADF值的絕對值為15812大于顯著性水平為10%的臨界值的絕對值15661。在較低要求下，可以認為殘差序列e是平穩(wěn)序列，也就是說存在LGDP和LFDC的平穩(wěn)線性組合，即商品房銷售面積和地區(qū)生產總值之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

33Granger因果關系檢驗

通過協整檢驗，表明能源消費和經濟增長之間存在協整關系。但是，這種長期的均衡關系究竟是房地產市場狀態(tài)（FDC）引起地區(qū)生產總值GDP變動的結果，還是地區(qū)生產總值GDP引起房地產市場狀態(tài)（FDC）的結果？房地產市場狀態(tài)（FDC）和地區(qū)生產總值GDP在波動中孰為因孰為果還是互為因果？這就需要對FDC和GDP進行Granger因果關系檢驗。我們分別取滯后期為1，滯后期為2，滯后期為3，對FDC和GDP進行Granger因果關系檢驗，結果如表3所示。

從表3可以看出，在滯后期為1的時候，在FDC不是GDP的Granger原因的原假設，拒絕它犯第一類錯誤的最大概率為6E-05，小于005，因此至少在95%的置信水平下可以認為FDC是GDP的Granger成因；而對于GDP不是FDC的Granger原因，拒絕它犯第一類錯誤的最大概率為02558，不能夠拒絕原假設，GDP不是FDC的Granger原因。同理，滯后期為2和滯后期為3時，可以得到同樣的結論。因此，我們Granger因果關系檢驗表明，房地產市場狀態(tài)是地區(qū)生產總值的Granger原因，湖南省的商品房銷售的增加直接導致地區(qū)生產總值的增加。但是地區(qū)生產總值GDP并不是商品房銷售增加的原因，GDP的增長并不必然導致商品房銷售的增加。

4結論與建議

本文采用1995—2013年湖南省地區(qū)生產總值和商品房銷售面積的數據，利用計量經濟學中的協整分析以及Granger因果檢驗，對湖南省房地產業(yè)發(fā)展情況與地區(qū)經濟增長之間的協整關系和因果關系分別進行檢驗，結果表明：湖南省房地產市場的發(fā)展與經濟增長之間存在單向的Granger因果關系，房地產市場的發(fā)展是地區(qū)生產總值的Granger原因。進一步對數據分析結果進行分析，可以得到如下結論。

（1）房地產業(yè)是湖南省地區(qū)經濟的重要增長極。房地產業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展，能夠帶動其周邊例如建筑、建材以及冶金等50多個物資生產部門的發(fā)展。因而，湖南省地區(qū)生產總值中房地產業(yè)的產值占有極大的比重，在形成大量的固定資產的同時，為政府提供巨額的財政收入。房地產市場的發(fā)展帶動一系列相關產業(yè)的發(fā)展，為社會提供大量的就業(yè)機會。在經濟不景氣的情況下，房地產市場的發(fā)展有力地支持了湖南省地區(qū)經濟的持續(xù)增長。

（2）經濟的增長并不能促進房地產市場的繁榮，這也告訴我們在長期穩(wěn)定的市場里，需求才是決定供給的最重要因素。房地產作為一種固定資產，具有價格高、變現難、長期價格難以預期等特點，如果作為投資產品具有很大的風險，且湖南省地處中部，與北上廣深這些一線城市相比對外來人口的吸引力有限。主要的商品房庫存都得內部消耗，所以即使是經濟保持增長的趨勢也不能在市場需求不足的情況下，持續(xù)促使房地產市場的繁榮。

（3）在“新常態(tài)”經濟的大背景下，湖南省房地產市場問題解決需要地方政府承擔起調控房地產市場的責任。住房既是經濟問題，更是民生問題，政府需要做的就是為低收入住房困難群體提供住房保障，加大對棚戶區(qū)的改造，以及城市和農村的危房改造。目前，湖南省城鎮(zhèn)化進行還在加快，所以房地產的需求還是剛性的，在鼓勵居民自住型住房和改善性住房的需求前提下，需因地制宜，約束和監(jiān)管房地產市場發(fā)展，從而保持房地產長期平穩(wěn)健康發(fā)展。

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