房地產(chǎn)投資促進區(qū)域經(jīng)濟增長的分解研究

（南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023）

房地產(chǎn)投資促進區(qū)域經(jīng)濟增長的分解研究

顧文青

（南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023）

本文利用動態(tài)因子模型，將我國房地產(chǎn)投資分解為共同因子和區(qū)域因子，然后運用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析兩類因子對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用。研究發(fā)現(xiàn)：共同因子對中、西部經(jīng)濟增長具有促進作用，對東部卻不顯著；區(qū)域因子對經(jīng)濟增長的拉動作用強于共同因子，但只針對東、中部地區(qū)，對西部則具有反作用。

房地產(chǎn)投資；區(qū)域經(jīng)濟增長；動態(tài)因子模型；向量自回歸模型；分解

一、引言

目前，我國經(jīng)濟正處于新常態(tài)，面臨著諸多挑戰(zhàn)和風險。在整個社會去產(chǎn)能，調(diào)結(jié)構(gòu)的過程中，為使我國經(jīng)濟保持中高速增長，必須有效發(fā)揮房地產(chǎn)帶動經(jīng)濟增長的作用。房地產(chǎn)業(yè)由于產(chǎn)業(yè)鏈長及關(guān)聯(lián)度，能夠有效拉動國民經(jīng)濟增長。因而，研究房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的作用，不僅具有理論價值，而且具有重要的現(xiàn)實意義。

梁云芳等（2007），祝運海（2011），許憲春（2015）等學者從總體上考察了房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系，認為房地產(chǎn)投資具有經(jīng)濟增長效應(yīng)。另外，黃忠華等（2008），羅國銀（2010）從區(qū)域視角研究房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的作用，發(fā)現(xiàn)我國存在明顯的區(qū)域差異。

綜合已有文獻，本文認為還應(yīng)從影響因素的角度，對房地產(chǎn)投資帶動經(jīng)濟增長的作用進行分解研究。事實上，一個地區(qū)的房地產(chǎn)開發(fā)投資是由諸多因素引起的。這些因素可以分成兩類：一類是宏觀的、全國性的，如貨幣政策、土地政策等；另一類是區(qū)域性的，如地區(qū)人均收入水平、城市化水平等。由于宏觀因素容易引發(fā)房地產(chǎn)的非理性繁榮，對其它行業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，因此必然對經(jīng)濟增長的貢獻有所減弱，甚至起到副作用。另外，從政府調(diào)控的角度，宏觀因素的主導者是中央政府，而地方政府對區(qū)域因素的影響更大，這意味著中央和地方政府的調(diào)控措施、效果可能不同。本文的研究對制定合理的房地產(chǎn)政策，引導房地產(chǎn)市場穩(wěn)定健康發(fā)展，促進我國經(jīng)濟增長，提供了有價值的參考。

二、模型與數(shù)據(jù)

1、房地產(chǎn)投資分解模型

動態(tài)因子模型能夠把一個時間序列分解成幾個不可觀測的共同因子和特殊因子的滯后多項式之和。本文利用動態(tài)因子模型分離出東、中、西部房地產(chǎn)投資共同因子和區(qū)域因子。其中，共同因子代表宏觀因素引起的房地產(chǎn)投資，區(qū)域因子代表區(qū)域因素引起的房地產(chǎn)投資。模型基本形式如下：

yi，t為k×1階的觀測向量，表示東、中、西部房地產(chǎn)投資，P為參數(shù)矩陣。ft為nf階不可觀測的動態(tài)因子向量，其具有p階自相關(guān)結(jié)構(gòu)，表示房地產(chǎn)投資共同因子，ut為擾動項，也可稱為特殊因子，具有q階自相關(guān)結(jié)構(gòu)，表示東、中、西部房地產(chǎn)投資區(qū)域因子。

2、數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用中國2005—2015年31個省（直轄市、自治區(qū)）房地產(chǎn)開發(fā)投資、CPI和GDP季度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為消除通貨膨脹影響，以2005年為基年，經(jīng)各省CPI將所有價值型變量（房地產(chǎn)開發(fā)投資、GDP）轉(zhuǎn)化為實際變量，并用X-13方法消除季節(jié)影響，最后取對數(shù)值以消除異方差和平滑數(shù)據(jù)。

三、房地產(chǎn)投資分解因子促進區(qū)域經(jīng)濟增長分析

1、模型估計

經(jīng)過多次試驗，確定p，q的滯后階數(shù)為1，1，則（1）～（3）式的動態(tài)因子模型轉(zhuǎn)化成對應(yīng)的狀態(tài)空間模型形式，然后采用卡爾曼濾波和超參數(shù)估計方法，經(jīng)過對多個滯后階數(shù)的反復(fù)實驗及模型選取的各種準則，最終確定動態(tài)因子模型的狀態(tài)空間形式中的量測方程為：

該模型的Akaike和Schwarz信息準則分別為-443.6347和-426.0227，說明模型估計結(jié)果良好。

2、脈沖響應(yīng)分析

圖1 東部GDP的共同因子沖擊

圖2 中部GDP的共同因子沖擊

圖3 西部GDP的共同因子沖擊

圖4 東部GDP的區(qū)域因子沖擊

圖5 中部GDP的區(qū)域因子沖擊

圖6 西部GDP的區(qū)域因子沖擊

為研究房地產(chǎn)投資共同因子和區(qū)域因子對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用，本文建立VAR模型，對其進行脈沖響應(yīng)分析①，結(jié)果如下。

從圖1可以看出，給共同因子正的一單位標準差沖擊，最大值為0.0025，從第五期開始趨向于0，累計效應(yīng)只有0.2%，對東部GDP的影響很小。這說明東部房地產(chǎn)投資擠出效應(yīng)過大，抵消了對經(jīng)濟增長的促進作用。

從圖2和圖3可以看出，中西部GDP有一個同向波動，在第一期達到最大值（0.05，0.04）后開始下降，并趨于0，累計效應(yīng)分別到達9%和6%。這說明房地產(chǎn)投資在中、西部擠出效應(yīng)小，對經(jīng)濟有短期促進作用。

從圖4可以看出，對東部房地產(chǎn)投資區(qū)域因子施加一個標準差沖擊，經(jīng)濟增長在第一季度達到最大值0.31，第二季度回到0.03，然后在第三季度小幅上升為0.57，從第四個季度開始降到0附近并維持不變，其累計效應(yīng)可以達到45%，對經(jīng)濟增長的作用十分顯著。

從圖5可以看出，中部經(jīng)濟增長在第一季度達到最大值0.1，然后在第二季下降到最小值-0.05，從第三季開始為0，累積效應(yīng)為9%，顯示出較強的經(jīng)濟增長效應(yīng)。比較圖4和圖5，可以看出，區(qū)域因子在東部的作用強于中部。這是因為東部地區(qū)市場經(jīng)濟發(fā)展水平比較高，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)達，房地產(chǎn)業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)間的聯(lián)系更為緊密，這使得房地產(chǎn)業(yè)對相關(guān)產(chǎn)業(yè)的帶動效應(yīng)更大（王國軍、劉水杏，2004）。

從圖6可以看出，西部經(jīng)濟增長在前三季圍繞0上下波動，在第一季度取得最小值-0. 13，在第二季度取得最大值0.09，從第四季開始為0，累計值為-4%。西部房地產(chǎn)業(yè)一直滯后于東、中部地區(qū)，但隨著近些年西部經(jīng)濟發(fā)展加快，加上房地產(chǎn)開發(fā)成本低等因素，大量資金進入西部房地產(chǎn)市場，遠低于西部人均收入能支撐的真實需求，形成大量所謂“空城”、“鬼城”，資源錯配導致浪費嚴重，同時也嚴重透支了未來的購買力，對西部經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生負面影響，房地產(chǎn)投資不僅不能推動當?shù)氐慕?jīng)濟增長，反而對其起到阻礙的作用。

比較圖 1、2、3和圖 4、5、6，發(fā)現(xiàn)共同因子和區(qū)域因子對經(jīng)濟增長的作用是不同的，區(qū)域因子的作用更大。這是由于地區(qū)因素引起的房地產(chǎn)投資，主要是由經(jīng)濟發(fā)展自發(fā)形成的真實需求，而宏觀因素容易導致房地產(chǎn)投資與真實需求脫節(jié)，從而不能對經(jīng)濟增長形成有效的推動作用。

四、政策建議

本文對房地產(chǎn)投資促進經(jīng)濟增長的作用進行了分解研究，研究結(jié)果具有明確的政策含義。為使房地產(chǎn)投資更好地帶動經(jīng)濟增長，應(yīng)以地方政府調(diào)控為主，中央政府調(diào)控為輔。地方政府需努力改善房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟環(huán)境，引導房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展，西部地區(qū)要遏制房地產(chǎn)市場過度投機。中央政府主要負責宏觀調(diào)控，防止房地產(chǎn)市場過熱或過冷，以促進房地產(chǎn)業(yè)平穩(wěn)健康發(fā)展。

注釋

① VAR模型的建立，以及相應(yīng)的檢驗未給出.

[1] 梁云芳、高鐵梅、賀書平：房地產(chǎn)市場與國民經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的實證分析[J].中國社會科學，2006（3）.

[2] 祝運海：房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系研究——基于ECM的實證分析[J].經(jīng)濟問題，2011（5）.

[3] 許憲春、賈海、李皎：房地產(chǎn)經(jīng)濟對中國國民經(jīng)濟增長的作用研究[J].中國社會科學，2015（1）.

[4] 黃忠華、吳次芳、杜雪君：房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長——全國及區(qū)域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2008（8）.

[5] 羅國銀：房地產(chǎn)投資對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻差異[J].求索，2010（9）.

[6] 王國軍、劉水杏：房地產(chǎn)業(yè)對相關(guān)產(chǎn)業(yè)的帶動效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟研究，2004（8）.

（責任編輯：胡春雨）