泰安市房地产投资对GDP影响的实证研究

贾莉莉，李现敏，高 强

(泰山学院 经济管理系，山东泰安 271021)

一、本文的研究目的和意义

由于房地产业产业链跨度大、产业高度化明显、较高的产业的附加值、较高的关联效应和扩散效应，已成为我国经济发展中新的经济增长点。房地产投资作为固定资产投资的一部分，在拉动GDP增长、带动相关产业的发展、改善城市投资环境、提高人民生活水平、吸引外资和促进对外开放等方面发挥了积极的作用。然而，随着房地产市场的高速发展，全国各地房价节节攀升，房地产投资出现过热和投资结构不合理的现象。如何看待房地产投资过热，如何提高房地产投资的效率，如何加强房地产投资风险的防范、控制和管理，这些都是学术界和决策层需要解决的问题。要解决以上问题，优化房地产投资结构，增强对房地产投资的有效引导和监管，首先必须正确分析区域内房地产投资对经济增长的影响。

由于国内生产总值(GDP)是代表宏观经济的根本变量，是能够代表一个国家或地区经济发展水平的综合指数。在宏观经济学中GDP=C+I+ G+(X－M)，I表示投资，房地产投资是投资中的一部分。所以房地产投资的增长对GDP具有拉动作用。泰安市是中国山东省中部一座著名的文化旅游城市，其房地产投资开发的速度和规模均具有一定的代表性，本文以泰安市GDP的增长来表征宏观经济的增长，以RI表征房地产投资额的增长，以Eviews6.0为平台，对各年数据进行必要分析，定量地分析房地产投资对GDP的影响，以正确认识房地产投资的作用，增强对房地产投资风险的防范、控制，为泰安市房地产业的健康发展提出意见。

二、泰安市国内生产总值和房地产投资额关系的分析

(一)数据初步分析

选取1996－2008年间泰安市国内生产总值(GDP)和房地产开发投资额(RI)作为样本数据，来分析泰安市房地产投资与经济增长的关系。

表1 泰安市GDP和RI各年数据及比重 单位:亿元

注:以上各年数据取自泰安市统计局

从上表可以看出，泰安市的两项数据都有较快发展，RI占GDP的比重在逐年增大，但是RI占GDP的比重仍然很小，根据材料，可以知道GDP和RI之间有着十分紧密的正相关关系。但两者到底有多显著的相关性呢，还应进一步研究，对二者进行回归分析与协整分析。

(二)回归分析与协整分析

1.变量的平稳性检验

为了避免时间序列数据之间产生“伪回归”或者“虚假回归”的现象，有必要对原序列进行平稳性检验。由于两个变量呈指数上升趋势，未来将其转化为线性，对两个变量取自然对数，分别表示为LnGDP和LnRI。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验(Unite Root Test)［1］。对其提出假设检验:

所以，通过做Unite Root Test可以得出下列结论:

表2 各个变量的ADF检验结果

如表中所示，序列LnGDP和LnRI、ΔLnGDP和ΔLnRI经过ADF检验输出的t值均大于10%显著水平下的临界值，因此不能拒绝序列LnGDP和LnRI、ΔLnGDP和ΔLnRI存在单位根的原假设，即序列是非平稳的。

2.变量的单整性检验

对变量进行协整分析前，首先要检验时间续写变量的单整性。单整性是如果时间序列xt是非平稳序列，其d阶差分dx是平稳序列，则称xt为d阶单整，记为I(d)。

对序列LnGDP和LnRI进行一阶差分得到序列ΔLnGDP和ΔlnRI，对其进行ADF检验，结果同样显示该组序列是不平稳的。再进行一次差分，得到序列Δ2LnGDP和Δ2LnRI，对其作ADF检验，得出的t值均小于10%显著性水平下的ADF检验值(见表2)。因次拒绝原假设，认为序列LnGDP和LnRI经过二阶差分后形成平稳序列，即序列LnGDP和LnRI为二阶单整，表示为LnGDP－I (2)，LnRI－I(2)。由于序列之间存在同阶单整，因此这两个变量符合协整检验的前提条件，可以对其进行协整分析。

3.变量的协整检验

利用1996－2008泰安市的GDP为因变量，RI为自变量，运用EG两步法进行协整检验［2］。对这两个变量运用OLS法构造一元回归模型，然后检验其残差是否平稳，如果是平稳的，则说明两者是协整的，否则是非协整的。对LnGDP和Ln-RI进行回归分析:

得到回归方程:LnGDP=0.488358415427× LnRI+5.25511722366

R2越接近1，表明模型拟合得越好;Prob(F－statistic)为F检验的相伴概率，其值为0，反应变量间高度线性，回归方程高度显著。如图1所示:

表3 回归分析

图1 LnGDP和LnRI的趋势图

从图1可以看出LnGDP和LnRI二者的相关性很高。令ei为方程的残差序列，即ei=LnGDP－0.488358415427*LnRI－5.25511722366，由Eviews可以直接得到残差序列Resid，1996－1997年 分 别 为:0. 07749465119047283、 0.235138990383315、－0.210128894614555、－0.09626054194333999、－ 0.1844804650159695、－0.09626054194333999、0.01449139708224578、 0.09526337058823487、－0.1764742388892122、－0.1194977882584869、－0.1725930938818223、0.1859095170695166、0.130913491443418、0.2202236048461792，如图2所示:

图2 残差

首先提出假设检验:H0:存在单位根

H1:不存在单位根

对残差一阶差分记作ei～I(1)并进行单位根检验，得到如下结果:

表4 Unite Root Test

从以上检验结果可以看到:残差序列的ADF 检验值为－3.486638，小于10%显著水平下的临界值－2.771129.拒绝不存在单位根的备择假设，ei～I(1)是平稳的，即ei为1阶单整序列，由此可以判断LnGDP和LnRI之间存在协整关系。

方程LnGDP=0.488358415427*LnRI+5.25511722366称为协整方程，它反映的是LnGDP和LnRI的长期均衡关系。这说明泰安市的GDP和RI这两个时间序列虽然不是平稳的时间序列，但是二者的变动趋势在长期内是一致的，因此二者的线性组合是平稳序列。

即使两个变量之间有长期均衡关系，但在短期内也会出现失衡(例如受突发事件的影响)。在短期内，因为季节影响或随机干扰，GDP和RI这两变量有可能偏离均值，但是这种偏离是暂时的，随着时间的推移将回到均衡状态。

此时，我们可以用ECM来对这种短期失衡加以纠正。根据Granger表述定理，若非平稳变量之间存在协整关系，则必然可以建立误差修正模型。即对于回归方程LnGDP=α+βLnRI+et，如果LnGDP和LnRI是协整的，则总能将其转化为误差修正的特定形式，即

△LnGDP=a+b△LnRI+c et－1误差修正模型的内涵在于通过协整关系来校正内生变量的短期变化，由于协整关系成立，上式具有内在稳定性，利用它可以提高短期预测的精度。

然后以D(LnGDP)作为被解释变量，以D (LnRI)和 et－1作为解释变量，估计回归模型，最终得到误差修正模型的估计结果:

同时，从误差修正模型(ECM)分析可以看出，误差修正项反映了GDP、RI的短期波动偏离它们长期均衡关系的程度。模型中非均衡误差ECM的系数为0.1505，这意味着上期的实际产出值低于长期均衡值，因而在下期需要以正的修正项将实际值调整到均衡值，即上一年度的非均衡误差以15.05%的比率对本年度的GDP作修正，可以看出修正的作用还是比较大的。

4.Granger因果检验

利用前文数据，对其进行Granger因果检验，结果如下:

表5 LnGDP和LnRI的Granger因果检验

表2显示了经过两次的滞后值试算，变量LnGDP和LnRI的因果检验结果。可以看出滞后量个数选2，符合滞后量个数选择原则，即在最长时间条件下所选变量中的一个变量有助于另一个变量的预测。以5%为显著性水平，当滞后后期为1时，对于“LnGDP不是LnRI的Granger成因”的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率为0.0304，表明LnGDP不是LnRI的Granger成因的概率较小，可以接受原假设。对于备择假设“LnRI不是LnGDP的Granger成因”，其检验的相伴概率为0.7865，应拒绝备择假设。所以，在95%的置信水平下可以认为LnGDP是LnRI的Granger成因。从F检验上看，对于“LnGDP不是LnRI的Granger成因”假设的F统计值达到了足够大，因此通过显著性检验，该假设有理由被拒绝;“LnRI不是LnGDP的Granger成因”的假设被接受。即在滞后1年内，LnGDP是LnRI的成因，而LnRI对LnGDP的影响并不显著，这就反映了泰安市经济增长是拉动房地产投资增长的的原因，而房地产投资对经济增长的影响并不显著。从表3中还可以看到，在滞后期为2和3时，“LnGDP不是LnRI的Granger成因”的F检验统计值在稳步下降，这也说明，GDP对RI的影响在加大，这可以解释为:泰安市的群众收入水平偏低，2008年数据显示，泰安市GDP在山东省排名第11位，较之青岛4409亿、烟台3434亿、济南3017亿还相去甚远;再一个原因就是先积累然后买房，这也符合中国国情——注重积累的消费习惯。当然这有它的深层次原因，这里不再详细阐述。

三、结论及建议

(一)房地产投资对GDP影响的结论

实证分析表明，泰安市房地产投资和GDP之间相互拉动、又相互牵制。随着市场经济体制的不断完善，它们之间的互动关系越来越强。实证同时也表明，泰安市房地产开发投资经济增长的影响并不显著，所以笔者认为，泰安市的GDP依然有很大的增长空间。因为从其他资料和国家政策上看，房地产开发投资对GDP增长应该有显著的作用。之所以这样说是因为:房地产开发业对国民经济其他行业具有高度的相关性，其向前向后向旁侧关联产业涉及建筑、钢铁、物管、装修、运输、银行、保险等诸多行业的发展，进而带动GDP的增长［3］。正是因为其巨大的关联效应及扩散效应，对其他行业的有效带动作用，所以说应发挥房地产投资对GDP的贡献作用。特别是在当前金融危机的大环境下，如何稳固提高GDP，稳定社会，减少失业率是当务之急。所以笔者认为，在房地产投资市场大有文章可做，所以，政府应加大房地产投资力度，推进廉租房、经济适用房的建设，通过一系列的措施，使GDP得到稳固发展，也使人民群众得到实惠。同时，政府应出台相关政策，多渠道、全面提高人民的实际收入水平，缩小收入差距，才能够培养房地产市场的有效需求，改变我国地区间GDP构成中普遍存在的投资拉动GDP增长的现状，真正促进GDP的健康发展，让GDP成为拉动房地产投资的动力。

(二)建议

1.关于促进房地产业发展的建议

1)房地产业发展必须从我国人多地少的国情和现阶段经济发展的水平出发，形成合理的住房建设模式和消费模式。

2)采取多种措施抑制房地产价格过快上涨，保持合理的价格水平。调控房价的目的是使房价回归到合理水平，让广大人民群众能够通过购房、建房、租房等多种形式，做到“居者有其屋”。控制房价上涨，使房价回归到合理水平，一方面要保持适度的房地产投资规模，扩大以经济适用房为主体的普通商品房的供给;另一方面要通过严格住房消费信贷发放以及实施针对住房投资、投机活动的综合税收政策，降低住房投资、投机的收益预期水平，发挥住房存量在房地产价格调节中的作用。

3)地方政府应对房地产市场的调控和监管切实负起责任。地方各级政府应改变长期实行的土地高价拍卖的供给模式，集中供应经济适用房和廉租房，并将单位建房和个人集资合作建房纳入政府经济适用房计划;站在维护人民群众利益的立场上，倾听民众呼声、关心民众疾苦，坚决打击各种损害群众利益的不法行为。

2.关于房地产投资风险管理的建议

房地产业是一种先导性、基础性的第三产业，是一个国家或地区经济发展的“晴雨表”，因而是一种比较敏感和活跃的产业。房地产商品是一种与其他商品有区别的特殊商品，这就决定了房地产投资与其他投资有不同的特点，特别是房地产项目的投资过程是一种预测未知将来需求而进行产品生产的过程，这些不同特点决定了房地产业是一种典型的风险投机行业，不确定性伴随其始终，这些不确定性因素对房地产投资的成败起着决定性作用。

房地产投资具有以下风险:(1)房地产项目投资的不可移动性与风险。(2)房地产项目投资周期的长久性与风险。(3)房地产项目投资活动的相关性与风险。(4)房地产项目投资的资本需求性与风险。［4］

对于房地产投资的风险控制提出以下建议:

1)广泛收集信息，做好可行性研究，科学决策。决策是指在若干个方案中选择最佳方案的过程，这一过程所做工作的质量，将最终决定投资决策的质量。由于房地产头投资额巨大，投资周期长，因此，房地产项目投资决策必须进行可行性研究，对拟投资项目进行科学、全面地论证，以减少投资决策的盲目性。

2)控制开发，不可盲目追求特色和档次。由第一部分研究可以看出，泰安市购买力不强，所以应加强低价位、中小套型的普通商品住房、经济适用房和廉租住房的建设。

3)提升企业自身素质，加强管理，确保工程质量。开发企业要高度关注工程质量，要实行项目监理制度，聘请工程监理公司对项目施工进行有效的监督和管理。

4)分散投资，控制风险。在市场经济中，从事多样化投资，一种投资的收益减少可由另一种投资的收益增加来弥补。房地产投资分散就是多样化投资的一种，是通过开发结构的分散，来达到降低风险的目的，一般包括投资区域分散、投资时间分散、物业分散、共同投资等方式，追求收益相同时风险最小或在风险相同时收益最大，即在风险和收益之间寻求一种最佳的投资组合，有必要聘请有资质的工程监理队伍对项目施工全过程进行监督和管理。监督施工方严格履行施工合同，对项目工期、质量实行严格控制，对材料设备等资金成本进行严格监管，并加强施工现场经济签证，有效控制施工变更和工程成本。

我国现在的房地产产品中，高档住房开发的较多，中低档住房或者经济实用房较少，这样就导致房地产市场中高档住宅有较高的空置率，经济实用房供不应求，产品结构不合理。泰安市也存在这种情况。所以，作为泰安市政府应出台相关政策，多渠道、全面提高人民的实际收入水平，缩小收入差距，才能够培养房地产市场的有效需求，改变我国地区间GDP构成中普遍存在的投资拉动GDP增长的现状，真正促进GDP的健康发展。

［1］高铁海.计量经济分析方法与建筑——Eviewe应用实例［M］.北京:清华大学出版社，2006.

［2］马蓉.房地产投资拉动我国经济增长的定量分析［J］.新西部，2007，(10).

［3］王国军，刘水杏.房地产业对相关产业的带动效应研究［J］.经济研究，2004，(8).

［4］雷荣军.房地产投资风险分析研究［D］.天津大学管理学院，2005.