扬州市房地产投资与经济增长互动关系研究

　　摘要：文章选取扬州1998-2010年的时间序列数据对房地产投资与国民经济增长二者之间的互动关系进行了定量分析，运用协整理论分析房地产投资与扬州经济增长之间长期存在的均衡关系，在此基础上建立误差修正模型并进行格兰杰因果关系检验，定量分析短期内两者偏离长期均衡状态时系统对其的调整力度，以及房地产投资与经济增长之间的因果关系。
　　关键词：扬州；经济增长；VAR；脉冲响应函数
　　一、引言
　　1998年中国颁布住房体制改革的纲领性文件《关于进一步深化城镇住房制度改革，加快住房建设的通知》，至此我国结束了福利分房时代，房地产业进入市场化时代。近些年来，我国房地产业飞速发展，极大推动了地方经济的发展，逐渐成为带动我国经济增长的第一支柱产业。
　　近年来，我国房地产开发投资增长趋势也极为迅猛，在固定资产投资中所占比重也逐步提高，对我国国民经济增长的影响越来越明显。以扬州为例，根据1998-2010年扬州经济发展的统计资料测算，最近12年来，扬州市固定资产投资年均增长率以及地区生产总值年均增长速度分别为19.32％、19.75％，明显低于该市23.35％的房地产投资年均增长率。同期资料表明，扬州市房地产投资占固定资产投资比重也由1998年的8.44%增长到2010年的12.4%，同时数据测算表明，该市房地产开发投资额与GDP两者之间存在高度相关关系，相关系数高达0.9835。1998年，扬州市房地产投资额对其GDP的直接贡献率为2.69％，到2010年，房地产投资额对扬州市GDP的直接贡献率为7.0％。由此可见，在过去的十三年内，扬州市房地产业已逐步成为该市的支柱产业，对当地国民经济的增长发挥了巨大的推动作用。
　　二、扬州市经济增长轨迹与房地产投资轨8snaGtO5DmUjvibmsdizeg==迹
　　（一）扬州市经济增长轨迹
　　扬州市在江苏省经济布局上，区位优势明显，向南接纳苏南、上海等地区经济辐射，向北作为开发苏北的前沿阵地和传导区域，近年来，扬州市以“创新扬州、精致扬州、幸福扬州”为主题，发展创新型经济，建设创新型城市，经济呈稳步增长趋势。GDP从1998年（因本文研究需要，从1998年算起）的401.6亿元增长到2010年的2207.99亿元，13年来增长了4.5倍；人均GDP从1998年的8997元增长到2010年的48955元，13年来增长了22.17倍，人均GDP与GDP的年增长率趋于一致，如表1所示。
　　（二）扬州市房地产投资轨迹
　　近十几年来，扬州市GDP增长比较平稳，而房地产投资增长率波动比较剧烈：1998-2000年为平稳增长期，在2001年经过短暂的下降后，2002-2003年，投资达到峰值，而后3年里，扬州市房地产投资呈现下滑趋势，经过两年的短暂复苏，于2008年后再次呈下降趋势，2009年甚至出现负增长，近年来，投资增长率又呈现上扬趋势，扬州市房地产投资增长率近10年来出现如此频繁的大幅波动，从侧面反映了扬州市房地产开发商对该市房地产投资的盲目性与投机性，地方政府需要正确引导房地产市场投资，从宏观上调控房地产市场健康、成熟、稳定的发展，规范房地产开发商的投资行为，房地产开发商行为的成熟与具有理性才能使扬州市房地产业真正走向成熟。如表1所示。
　　三、扬州市房地产投资与经济增长协整关系分析
　　本文选取国内（地区）生产总值GDP作为衡量扬州市经济增长的参考指标，选取房地产开发完成投资额REI作为衡量扬州市房地产投资的参考指标。由于房地产市场从1998年才开始进入市场化发展阶段，故本文研究起始时间设定为1998年，终于2010年。样本数据均来自历年《扬州统计年鉴》，对原始数据进行如下步骤的转换：
　　一是对原始统计年鉴数据进行定基居民消费价格指数处理，每个数据分别除以同期对应的定基居民消费价格指数，所有经此步骤处理后的数据均以基期1998年的价格表示。1998-2010年定基居民消费价格指数如表１所示。
　　二是对初步处理后的数据取自然对数，因为数据的对数形式不仅不会影响变量间的协整关系，还可以消除数据的异方差性。最终处理之后的GDP和房地产投资完成额REI分别用LNGDP、LNPRI表示，如表1所示。本章的计算主要采用计量经济学软件EViews6.1来完成。
　　（一）LNGDP与LNREI平稳性分析
　　表2中ADF检验结果表明：LNGDP、LNREI、ΔLNGDP和ΔLNREI的ADF检验值均大于各种显著性水平下的临界值，因此LNGDP、LNREI、ΔLNGDP和ΔLNREI是非平稳时间序列。1%显著性水平下的临界值均大于Δ2LNGDP和Δ2LNREI的ADF检验值，因此说明Δ2LNGDP和Δ2LNREI时间序列呈平稳性，由此可称LNGDP和LNREI两时间序列为二阶单整，即LNGDP~I（2）、LNREI~I（2），可以对其进行协整检验。
　　（二）LNGDP与LNREI协整检验
　　由上文计算结果得知，LNGDP和LNREI为同阶单整序列，故选用EG检验法对LNGDP和LNREI这两个时间序列进行协整检验，用普通最小二乘法（OLS）对两个变量进行回归估计，得到：
　　LNGDPt=4.581313839+0.553855226371
　　*LNREIt+et ①
　　R2＝0.928132　DW＝0.421912　F＝142.0593
　　该方程可决系数（度量拟合优度的统计量）为0.928132，接近1，说明回归方程对样本数据的拟合效果较好。
　　由式①可得回归方程残差序列et的估计值为：
　　et＝LNGDPt-4.581313839-
　　0.553855-226371*LNREIt②
　　R2=0.796080
　　用ADF检验法对残差序列et进行平稳性检验，检验结果如表3所示：
　　表3中的ADF检验结果表明：et的ADF检验值均小于各种显著性水平下的临界值，因此et是平稳时间序列，LNGDP和LNREI之间存在协整关系。这一结果表明扬州房地产开发投资和国民经济增长长期处于均衡状态，并且它们在长期内以一定的比例关系同时变化。
　　（三）LNGDP和LNREI误差修正模型的建立
　　用普通最小二乘法（OLS）对LNGDP和LNREI进行估计，得到两者（1，1）阶自回归分布滞后模型：
　　LNGDPt=0.949106+0.010740LNREIt+0.798171LNGDPt-1+0.127065LNREIt-1
　　R2=0.997570③
　　该方程可决系数为0.997570，接近1，说明回归方程对样本数据的拟合效果很好。将该方程变形为一阶差分的形式：
　　ΔLNGDPt=0.949106+0.0107430ΔLNREIt-0.201829（LNGDPt-1-0.137805LNREIt-1）④
　　令误差修正项ecmt=LNGDPt-1-0.137805LNREIt-1，④变形为：
　　ΔLNGDPt=0.949106+0.010740ΔLNREIt-0.201829ecmt⑤
　　⑤即为LNGDP和LNREI的误差修正模型，GDP对房地产投资额的弹性系数为0.010740，表明短期滞后一期的房地产开发投资每增长l%，可拉动GDP增长0.010740%。当短期内系统对出现偏差时，为维持两变量间的协整关系，保持系统的长期均衡关系，系统将会对偏离变量始终以0.201829的调整力度将其调整回均衡状态。
　　（四）LNGDP和LNREI的Granger因果关系检验
　　在建立误差修正模型的基础上，对时间序列LNGDP和LNREI之间是否互为Granger原因进行检验，结果如表4所示：
　　由表4可以看出，在滞后1-3期内，至少在98.43%的置信水平下，LNREI是拉动LNGDP增长的格兰杰原因，即房地产投资是扬州市经济增长的格兰杰原因，而LNGDP对LNREI的影响并不显著。
　　四、结论
　　第一，由协整方程可知，扬州市房地产投资与经济增长二者存在协整关系，即两者之间存在长期稳定的数量关系，并且两者长期内以一定的比例关系同向变化，比例关系为1：0.553855，即扬州市房地产开发投资额每增长1%，将带动扬州市国内生产总值增长0.553855%，从长期来看，扬州市房地产投资对当地经济增长发挥着非常显著的作用。同时短期内，房地产投资对该市经济增长影响弹性为0.010740%，即短期内房地产开发投资每增长1%，将带动扬州市国内生产总值增长0.010740%，结果表明，扬州市房地产投资对经济增长的长期影响比短期影响更为显著。
　　第二，Granger因果关系的分析表明，扬州市房地产投资与经济增长两者之间关系为单向显著的Granger因果关系，即房地产开发投资对GDP对存在单向的显著可信的Granger因果关系，而GDP对房地产开发投资的Granger因果关系并不显著，仅为在48.67%的概率水平下，经济增长是房地产投资的原因。这一结论说明扬州市房地Granger产投资的走势能影响经济增长的走势，同时经济增长能够部分影响房地产投资额，两者之间的因果关系可作为扬州市调控宏观经济的重要参考因素。
　　第三，短期内的政策变动、利率浮动、资金流动等一些随机因素的扰动都会对整个扬州市房地产投资与经济增长之间的协整关系造成影响，这些影响会造成变量出现偏差，当房地产投资或经济增长出现某种偏离时，为保持两者长期稳定的数量关系，系统的误差修正机制将此种偏离调整回到均衡状态，其中调整力度为0.201829。模型中ecm的系数为负数，说明此时的误差修正模型表现机制为收敛机制，前一期对长期均衡关系的偏离会在下一期得到调整。这一结论的意义说明在过去的十三年里，扬州市房地产投资已经与扬州市地方经济的增长形成了较为稳定的关系。
　　参考文献：
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