房地产业周期及其与宏观经济的关系研究——来自天津的经验证据

赵建斌

(中国人民银行 天津分行，天津 300040)

● 京津冀协同发展研究

房地产业周期及其与宏观经济的关系研究
——来自天津的经验证据

赵建斌

(中国人民银行 天津分行，天津 300040)

房地产业是产业关联度很高的行业，是一国经济的重要组成部分。本文运用HP滤波方法对天津市房地产周期进行了分解，并从宏观政策的角度解读了房地产周期波动的原因，进而研究房地产周期与经济周期之间的关系，发现：1998年至今天津市房地产经历了两个周期，房地产与经济增长之间存在协整关系，且互为格兰杰原因,房地产业对经济增长的作用大于经济增长对房地产业的作用。

房地产；周期；协整关系；格兰杰原因

1998年我国取消福利分房制度，房地产业开始向市场化迈进，成为我国经济发展中新的消费热点和增长点。二十余年来，天津市房地产业蓬勃发展。房地产业在国民经济中的地位日益重要，1998年天津市房地产业增加值只有43.2亿元，2011年达到427.3亿元，增长约9倍之多，房地产业增加值占GDP的比重由3%上升到4%。房地产投资持续兴旺，天津市房地产开发投资完成额持续快速增长，从1998年的106.7亿元增加到2011年的1080亿元，其中“十一五”时期房地产开发投资比“十五”时期增长1.8倍，年均增长达到22.8%。

一、文献综述

目前对房地产周期的分析与研究，特别是房地产周期形成的原因、房地产周期与宏观经济周期的相互作用等一系列问题正在探索中。分析研究天津市房地产周期及其相关问题，对于平稳发展房地产业，多角度认识宏观经济周期波动具有现实意义。Mitchell(1927)[1]首先认识到了建筑业存在周期波动，Grebler和Burns(1982)[2]分析了美国房地产总体建筑周期，并分类研究了公共建筑、私人建筑及住宅建筑的周期，Kim(2007)[3]建立了一个房地产周期的系统动力学模型，研究了新加坡房地产市场的周期波动。国内房地产周期研究开展较晚，何国钊等(1996)[4]划分了我国1981—1994年房地产周期，邱强和万海远(2007)[5]界定了我国1981—2006年的房地产周期，邱兆祥和王涛(2009)[6]研究了我国1950以来的房地产周期。在影响房地产周期的诸多因素中，我国学者更关注政策的作用，陈峰和丁烈云(2007)[7]分析了我国房地产政策与房地产周期波动的关系。李海波(2006)[8]、向为民(2010)[9]的研究都表明经济周期与房地产发展之间存在密切关系。

二、天津市房地产周期的界定

(一)研究指标的选择

关于房地产周期的研究主要有单指标法、扩散指数法和合成指数法等方法。具体指标的选取一般包括商品房销售额、房地产投资、施工、竣工面积、房屋价格等等。而房地产贷款由于统计时间较晚、时间序列不够长，目前还难以使用。由于房地产施工面积与另外几个指标的相关程度较高，我们采用单指标法，选择房地产施工面积(用SGMJ表示)来研究天津市房地产周期状况。

(二)季节调整和周期存在性检验

利用1998年3月—2011年9月天津市房地产施工面积的季度数据来刻画天津市房地产业的周期情况，如图1，可以看到，房地产施工面积存在长期增长的趋势和季节波动。

图1 天津市房地产施工面积(季度数据，单位：万平方米)

我们用X12-ARIMA方法对房地产施工面积进行季节调整，对经过季节调整的序列(用SGMJ_SA表示)验证房地产周期的存在性。首先将此序列进行长期趋势的拟合，计算出残差序列，通过判断残差序列的随机性来确定房地产周期是否存在。

用时间作为自变量，我们得到季节调整后的房地产施工面积的趋势估计：

SGMJ_SA=-75.5868+98.1391t

(-0.3248) (13.5728)

R2=0.7766

(1)

由于掌握的时间序列长度有限，运用游程检验来检验残差序列有无随机性，非参数检验方法对于小样本问题通常具有良好的效果。如果残差序列具有随机性，则认为房地产施工面积序列不存在周期循环，反之，则认为房地产施工面积序列存在周期循环。将残差序列转化成以0或1表示的序列，残差大于1记为1，小于1记为0。游程数R=3，0的总个数m=35，1的总个数n=20。通过计算得到，P(︱R︱≤3)=2.18×10-13。因此，在0.01的显著性水平下，我们认为残差序列缺乏随机性，所以，研究天津市房地产周期是有意义的。

(三)天津市房地产周期的分解

剔除了房地产施工面积序列中的季节成分和不规则成分，同时得到趋势—周期成分，利用HP滤波方法提取其长期趋势成分，剩余的成分则为周期成分，参数λ取1600,周期成分如图2所示。

从图2可以看出，天津市房地产存在两个周期：第一个周期从1998年到2005年初，历时7年，1998年复苏，1999年有所回落，2000年稳步增长，6月达到顶峰，2001年开始下滑，2003年6月和2004年6月两次小幅回升，2005年3月达到谷底；第二个周期从2005年至今，历时6年，2005年复苏，2005年12月和2007年3月两次到达顶峰，2008年快速下滑，2009年6月滑入谷底，2010年复苏，2011年扩张。

1998年至今，天津市房地产经历了两个周期，第一个周期的特点是波峰较高，波谷较浅，第二个周期的特点是波峰较低，波谷较深。天津市房地产走势有时与全国趋势一致，如2000年全国房地产投资完成额同比增速比上年提高8个百分点，2009年增速比上年降低7个百分点，同样，天津市房地产经历了2000年的扩张和2009年的衰退，但由于天津市独特的区位优势、发展战略和调控政策的作用，在全国紧缩性的政策环境下，天津市房地产业出现几次逆势反弹，如2003年中、2004年中、2005年和2007年初的小幅扩张。

三、天津市房地产周期与宏观经济周期的关系

图2 天津市房地产施工面积的周期成分

选取地区生产总值(用GDP表示)和房地产施工面积(用SGMJ表示)讨论天津市房地产周期与经济周期之间的关系，样本期为1998年第1季度至2011年第2季度。用地区生产总值除以商品零售价格指数来消除物价因素的影响。

(一)协整检验

原始数据呈指数型增长，对其取自然对数，使指数趋势变成线性，分别用lnGDP和lnSGMJ表示。利用恩格尔—格兰杰(EG)方法进行检验，首先对lnGDP和lnSGMJ分别进行ADF检验，检验结果表明，lnGDP和lnSGMJ都是一阶单整序列，见表1。

表1 单位根检验

变量检验类型(c，t，∗)ADF统计量临界值显著性水平lnGDP(c，t，4)-2 284993-4 1567341%ΔlnGDP(c，t，4)-3 708507-3 5063745%lnSGMJ(c，t，3)-0 182940-4 1484651%ΔlnSGMJ(c，t，2)-28 06159-4 1484651%(1)中残差(0，0，2)-5 702605-1 9473815%(2)中残差(0，0，3)-2 545255-1 9473815%

注：c和t分别表示带有常数项和趋势项，*表示辅助回归方程中的滞后阶数。

用最小二乘法估计地区生产总值和房地产施工面积之间的长期均衡关系，估计结果如下：

(-4.1890)(18.8592)

R2=0.8724

(2)

括号中的数字为相应系数的t检验统计量，方程(2)中的系数都是显著的。

为了确定地区生产总值和房地产施工面积这两个变量真的存在协整关系，还需对以上模型的误差项进行ADF检验，检验结果列于表1中，在5%的显著性水平下，可以认为残差序列是平稳的，所以，地区生产总值和房地产施工面积之间确实存在协整关系。

此外，将式(2)中的自变量与因变量互换位置，即用lnGDP来解释lnSGMJ，得到以下结果：

(8.8992)(18.8592)

R2=0.8724

(3)

由于式(2)与式(3)的R2都接近于1，所以这两个协整关系都是适用的。同样，对方程(3)的误差项进行ADF检验，结果列于表1中，在5%的显著性水平下，可以认为残差序列是平稳的。

(二)误差修正模型

误差修正模型是描述变量围绕长期均衡关系进行短期动态调整的过程。相应于方程(2)的误差修正模型的估计结果如下：

(lnGDPt-1+2.1209-1.2450×

(-0.5474)(-6.8344)

lnSGMJt-1)+1.6580×ΔlnSGMJt

(20.7937)

R2=0.9213 DW=1.9761

(4)

相应于方程(3)的误差修正模型的估计结果如下：

(lnSGMJt-1-2.4612-0.7008×

(0.7861) (-4.4407)

lnGDPt-1)+0.5092×ΔlnGDPt

(20.0843)

R2=0.8908 DW=2.0776

(5)

其中滞后项是根据系数的显著性检验及AIC、SIC准则综合考虑进行选择的。

(三)格兰杰因果检验

对lnGDP和lnSGMJ进行格兰杰因果关系检验，结果见表2。表2显示，地区生产总值是房地产施工面积的格兰杰原因，同时房地产施工面积也是地区生产总值的格兰杰原因。

表2 格兰杰因果检验

零假设F统计量P值lnSGMJ不是lnGDP的格兰杰原因12 54974 6E-06lnGDP不是lnSGMJ的格兰杰原因5 870960 00184

(四)实证分析结果的经济解释

由上述分析过程可以得到天津市房地产周期与宏观经济周期的长短期关系。

1.长期关系

天津市房地产业与经济增长之间存在长期均衡关系，由式(2)可知，房地产施工面积每增加1%，地区生产总值就增加1.245%，由式(3)可知，地区生产总值每增加1%，房地产施工面积就增加0.7008%。这表明地区生产总值和房地产施工面积两者之中任何一方增加都会带动另一方增加，格兰杰因果关系检验结果也支持这一说法。可见，天津市房地产业与经济增长的关系是密切的，房地产是维持长期经济增长的重要动力，而且，房地产施工面积增加引起地区生产总值增加的幅度大于地区生产总值增加引起房地产施工面积增加的幅度。

2.短期关系

天津市房地产业与经济增长短期内却会偏离均衡关系，表现为向长期均衡关系不断调整的动态过程。式(3)表明房地产施工面积的短期变化对地区生产总值有着显著的正的影响，即房地产施工面积增加1个单位，就会引起地区生产总值增加1.658个单位，并且在每一年，地区生产总值的实际值与均衡值的上一年差距约有81%可以得到修正。从式(5)可知，地区生产总值的短期变化对房地产施工面积也有显著的正影响，但小于房地产施工面积短期变化对地区生产总值的影响，即地区生产总值增加1个单位会使房地产施工面积增加0.5092个单位，并且在每一年里，房地产施工面积的实际值与长期均衡值的上一年差距约有44%可以得到修正。

3.天津市房地产周期与宏观经济周期的关系

天津市房地产业与宏观经济的关系可以通过上述实证研究得出以下结论：(1)房地产周期波动与地区经济增长周期波动高度一致，仅振幅高低有所差异，充分说明地区经济波动与房地产业平稳发展密不可分。在经济增长达到两位数快速增长期时，房地产业实现了飞速发展，2004年天津市经济快速增长，GDP增速达15.8%，同期天津市房地产业处于扩张时期，房地产施工面积增速高达32%，房屋销售价格指数达113.5。2009年由于全球金融危机的影响，天津市GDP增速下滑，房地产开发投资完成额占全社会固定资产投资总额的比重较上年减少5个百分点，商品房售价涨势趋缓，房地产业呈现下行态势。(2)从短期看，房地产业的快速增长有效带动了地区经济的迅猛发展，但从长期看，虽然实证检验的结果充分表明二者互为因果的关系明显，但房地产业像当前粗放式发展可持续性堪忧，因此，精细化、科学化平稳发展房地产业才会有效促进地区经济增长。

四、研究结论

首先分析了天津市房地产业的发展状况，在对房地产周期存在性检验之后，运用HP滤波方法对天津市房地产周期进行了分解，进而研究房地产周期与经济周期之间的关系，通过对天津市房地产施工面积与地区生产总值的协整关系和格兰杰因果关系的分析发现：(1)1998年至今，天津市房地产经历了两个周期，第一个周期从1998年至2005年初，第二个周期从2005年至今；(2)房地产施工面积与经济增长之间有十分密切的关系，二者存在协整关系，且互为格兰杰原因；(3)房地产业对经济增长的作用大于经济增长对房地产业的作用。

[1] Mitchell, W. C.BusinessCycles:TheProblemanditsSetting[M]. New York: National Bureau of Economic Research, 1927:125-136.

[2] Grebler L．, L．Burns． Construction Cycles in the Uniteed States since World War Two [J]．JournaloftheAmericanRealEstateandUrbanEconomicsAssociation, 1982(2).

[3] Kim H. H. Modeling the Structure of CV Formation and Expectations [J].JournalofPropertyInvestment&Finance, 2007(2).

[4] 何国钊,曹振良,李晟.中国房地产周期研究[J].经济研究,1996(12).

[5] 邱强,万海远.我国房地产业的周期运行特征[J].统计与决策,2007(22).

[6] 邱兆祥,王涛.我国房地产经济周期划分研究(1950—2008年)[J].经济研究参考,2009(71).

[7] 陈峰,丁烈云.我国房地产政策周期的比较研究[J].经济管理与研究,2007(5).

[8] 李海波.从经济周期看中国房地产发展[J].经济问题,2006(9).

[9] 向为民.房地产趋势与经济稳定：测度两者周期[J].改革,2010(9).

(责任编辑：王 荻)

2015-03-24

赵建斌，男，中国人民银行天津分行助理研究员，经济学博士。

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