广东房地产开发投资对经济增长贡献的实证分析
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作者: 卢湛伟
摘 要:房地产业作为国民经济的支柱产业对经济增长发挥着越来越重要的作用。利用协整理论和误差修正模型对广东省近十年来房地产投资与经济增长之间的关系进行实证分析。结果表明,房地产投资与经济增长之间存在动态均衡关系,政府应引导资本更加有序、高效地投资于房地产业,以充分发挥房地产投资对广东经济增长的推动作用。
关键词:房地产投资 经济增长 协整分析 误差修正模型
中图分类号:F293.3 文献标识码:A
文章编号:1004-4914(2010)07-219-02
一、引言
消费、投资、出口一直被称为促进一国经济增长的“三驾马车”。宏观经济学告诉我们,投资通过乘数影响总需求进而影响GDP,而GDP的上下波动又通过加速数影响投资。据统计,2008年,广东的GDP为39081.59亿元,全年全社会固定资产投资13353.15亿元,比上年增长19.5%,其中房地产开发投资就占到了2961.32亿元。房地产业作为一项支柱产业,因其产业链跨度较大且具有较高的关联效应和扩散效应,已成为促进国民经济增长的一股重要力量。目前,国内已有许多学者就房地产投资以及房地产市场的健康运行问题进行了大量的研究,一些学者也试图通过计量经济模型及分析工具进行定量分析,如岳朝龙等(2006)对1994-2004年的中国房地产投资的数据进行了协整分析,认为中国的房地产投资和GDP之间存在着长期均衡关系;沈悦等(2004)通过对中国房地产开发投资和GDP之间的格兰杰因果关系分析,认为GDP对房地产开发投资存在着单向的显著Granger因果关系,GDP对房地产开发投资的影响远大于后者对前者的影响。在研究方法上,一些学者在分析中国房地产投资和GDP之间的关系时使用VAR模型,通过建立房地产投资和GDP之间的VAR模型,并在此基础上进行脉冲响应函数分析和方差分解来更加定性的分析两者之间的关系,如王先柱(2007)利用脉冲响应函数分析认为,当房地产开发投资增长率冲击发生后,产出增长率出现明显的正向反应并且逐步增大,到第9期达到最大值,此后影响力度虽然有所下降但是持续时间很长。
二、基本假设及分析框架
本文假定广东省的房地产投资和经济增长之间具有显著的正相关关系,而且房地产开发投资是地区经济增长的Granger原因。本文使用协整分析和建立误差修正模型(ECM),对两者间的相互关系进行Granger因果检验。本文使用的原始数据来自于历年的广东统计年鉴和广东省统计公报(见表1),选择GDP作为经济增长的主要参考指标,当年的房地产投资完成额作为房地产投资的主要参考指标,房地产投资完成额(REI)和广东的地区生产总值(GDP)的时间序列跨度均为2000-2009年。同时,为了消除数据异方差的影响,对房地产投资完成额(REI)和广东的地区生产总值(GDP)分别取对数,分别表示为LREI和LGDP,DLREI和DLGDP分别为二者的一阶差分。所有的数据分析结果均是在计量经济软件Eviews6.0环境下得到的,在此基础上建立的实证分析模型如下:
LGDP=β0+β1LREI+ξ
三、房地产投资和GDP的单位根检验及协整分析
(一)单位根检验的理论根据
对于时间序列yt可用如下自回归模型检验单位根。
yt=βyt-1+ut
零假设和备择假设分别是:
H0:β=1,(yt非平稳)
H1:β<1,(yt平稳)
在零假设成立条件下,用DF统计量进行单位根检验。
DF>临界值,则接受H0,非平稳;
DF<临界值,则拒绝H0,是平稳的。
但在实际检验中,时间序列可能由更高阶的自回归过程生成的,或随机误差项并非是白噪声,这样用OLS法进行估计均会表现出随机误差出现自相关,导致DF检验无效。为了保证DF检验中随机误差项的白噪声特性,Dicky和Fuller对检验进行了扩充,形成了ADF(Augment Dickey-Fuller)检验,检验原理与DF检验相同,只是临界值有变化。
对表中的房地产投资和GDP的数据进行单位根检验结果为:
由检验结果可知,利用ADF方法对LREI和LGDP两个时间序列进行单位根检验,结果表明,LREI和LGDP在5%的显著水平下同为三阶单整。因此可以对它们进行协整分析。
(二)协整分析
如果时间序列y1t,y2t,…ymt都是d阶单整,即I(d),存在一个向量α(α1,α2,…αn),使得αyt~I(d-b),这里yt=y1t,y2t,…ymt,d≥b≥0,则称序列y1t,y2t,…ymt是(d,b)阶协整,记为yt~CI(d,b),α为协整向量。为检验两变量xt和yt是否协整,Engle和Granger于1987年提出了两步检验法,成为EG检验。序列xt和yt若都是d阶单整的,用一个变量对另一个变量回归,即有:yt=α+βχt+ξt,用α^和β^表示回归系数的估计值,则模型残差估计值为:ξ^=yt-α^-β^χt,若ξ^~I(0),则xt和yt具有协整关系,且(1,ξ^)为协整向量。
协整意味着变量之间存在长期的均衡关系。根据协整理论:虽然两个或两个以上变量的时间序列是非平稳的,具有各自的长期波动规律,但如果它们是同阶单整的,则这些变量之间可能存在着长期稳定的比例关系。如果回归模型中的随机误差项为白噪声,则说明变量之间确实存在一种长期动态均衡关系,即存在协整关系。为了消除数据异方差的影响,对数据序列均取自然对数ln,得到:LGDP和LREI。其中LREI代表房地产开发投资。
由于本次研究仅涉及两个时间序列,所以采用了Engle-Granger两步检验法。在此,先用OLS对两组数据进行回归估计,得到的回归拟合方程为:
LGDP=1.609926+1.120819*LREI
R2=0.969663,DW=1.253253(1)
以上回归系数均在1%的显著水平下得到。
其次,对回归方程得到的残差项进行单位根检验,检验输出结果如下:
从上表中可以看出,其检验统计量的值-2.895443小于显著水平为10%时的临界值-2.801384,表明至少可以在90%置信水平下拒绝原假设。所以残差序列为白噪音,是平稳序列,从而说明房地产投资与地区生产总值间存在着协整关系。那么,我们就可以以平稳的残差序列作为误差修正项建立ECM模型。
(三)建立误差修正模型
误差修正模型(ECM:Error Correction Model)的基本形式是由Davidson, Hendry, Srba和Yeo于1978年提出的,它是一种短期模型,反映了因变量短期波动是如何被决定的。设定误差修正模型为:
DLGDPt=α0+α1DLREIt+α2DLRELt-1+α3DLGDPt-1+recmt-1+ut
误差修正模型的优点在于把解释经济增长变量的长期作用和短期作用分离开来,并特别显示出长期作用的动态均衡机制。各个差分项反映了变量短期波动对经济增长的影响,而ECM项则反映了变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。依据协整回归方程,对短期波动关系进行逐项检验,误差修正模型调整为:
DLGDPt=0.113057+0.209845DLREIt-0.084712DLREIt-1-0.333475ECMt-1(2)
R2=0.903423,DW=1.725153
ECMt-1=LGDPt-1-1.609926-1.120819LREIt-1
根据误差修正模型可以看出在短期内,房地产投资每增长1%,将引起广东地区生产总值增长1.12%。误差修正项的系数为-0.333,说明当LGDP在t-1时刻偏离长期均衡值时,LREI会在t时期作出负的修正,将会以-33.3%的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态,调整方向符合误差修正机制。
协整检验只是说明房地产投资和经济增长这两个时间序列之间存在某种长期均衡的关系,不能说明两者之间是否构成因果关系,为此我们对这两个时间序列数据作一下Granger因果关系检验。Granger检验是通过受约束的F检验来完成的,根据计算出的F值是否大于或小于给定显著性水平下的临界值来决定拒绝或是接受原假设。在Eviews6.0中采用滞后期为2进行检验,结果如下:
由检验的结果可以看出,两个虚拟假设的F检验统计量一个小一个大,并且相伴概率0.9559和0.0017分别大于0.1和小于0.01,表明至少在99%的置信水平下,可以认为广东的房地产开发投资是地区经济增长的格兰杰原因,而地区生产总值不是房地产开发投资增长的格兰杰原因。
四、结论与政策启示
(一)结论
长期均衡方程(1)中,LREI前的系数为1.12,反映广东省GDP增长对房地产开发投资的弹性,即房地产开发投资每增加1%,GDP增长1.12%。这表明广东省房地产开发投资对广东经济增长的贡献是非常显著的。
误差修正模型(2)中DLREI反映短期内房地产开发投资对经济增长的波动;ECM项则反映对偏离长期均衡方程的调整,ECM项系数为负数。其调整机制为:若t-1时刻GDP大于其长期均衡值,则t时刻的LGDP增长缓慢;若t-1时刻GDP小于其长期均衡值,则t时刻的LGDP增长加速。此模型中,以0.333的力度对LGDP进行调控。
(二)政策启示
根据研究结果可知:从长期来看,广东省房地产投资增长与经济增长之间存在着动态均衡关系,且房地产投资对经济增长的贡献是显著的;相对而言,在短期内房地产投资对经济增长的贡献不是很大,投资过度集中于房地产业势必会对经济稳健增长产生不利影响。所以,针对当前我国部分地区出现的房地产投资过热的现象,要采取有效措施对其进行宏观调控,以保证房地产投资与经济增长的协调发展。
1.房地产市场的快速发展不仅直接促进和支持了经济增长,还通过乘数效应和关联效应间接带动投资需求的增长,从而对经济增长作出间接贡献。在房地产市场大规模投资的带动下,建筑材料、机械设备制造业、冶金、石化等相关行业迅速扩张,致使新一轮投资过热开始突现,造成过多的资本滞留在房地产及其相关行业,其他关系到国计民生的产业投资就相对减少,这将不利于社会生产技术的进步和生产效率的提高。因此,可以利用金融杠杆调节资金流向,如提高贷款基准利率、调高存款法定准备金率、紧缩房地产信贷等政策来遏制房地产投资的过快增长,使房地产市场逐步走向合理、健康、可持续发展的轨道。
2.房地产投资的快速增长与房地产价格持续飙升存在密切关系。由于工业化、城市化进程的加快推进,致使城镇人口规模不断扩大,住宅供应不仅相对偏紧,而且还存在着结构不尽合理的问题,特别是针对中低价位的中小户型所占比例偏低。住房有效供给不足导致房地产价格出现加快上涨的势头,房价涨幅的持续攀升推动房地产投资的高位盘整。
由此可见,我国当前房价上涨主要是由住房改革和城市化加快而引起的供需矛盾所致,所以可以通过完善住房保障制度来调节供需矛盾,如加大经济适用房、廉租房等保障性住房的建设力度,面向中低收入家庭出租或出售由政府投资兴建的公共住房,通过增加住房供给来抑制房价上涨,从而控制房地产投资的过快增长,促进房地产市场以及整个经济社会的和谐发展。
参考文献:
1.岳朝龙,孙翠平.中国房地产投资与GDP关系的协整分析[J].统计教育,2006(8)
2.沈悦,刘洪玉.中国房地产开发投资与GDP的互动关系[J].清华大学学报,2004(9)
3.王先柱.VAR模型框架下房地产业与经济增长关系的实证检验[J].经济问题,2007(7)
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5.易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国人民大学出版社,2008
6.李子奈.计量经济学(第二版)[M].北京:高等教育出版社,2008
(作者单位:广东虹宇房地产土地评估咨询有限公司 广东湛江 524005)(责编:贾伟)
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