房地产投资与GDP增长关系研究

内容摘要：本文利用计量方法对1991-2010年我国房地产开发投资与GDP的数据进行分析，结果表明，两者之间存在长期稳定和短期波动的关系。长期来看，房地产投资仍然是经济增长的重要驱动因素，但是经济发展到一定阶段时，房地产投资的作用越来越不显著。

关键词：房地产投资 GDP 协整检验 ECM Granger因果检验

研究背景和文献综述

（一）研究背景

我国房地产投资一直处于稳定快速增长的状态。从1991年的336亿元上升为2010年的48267亿元，2011年7月累计房地产开发投资完成额达31873.03亿元，同比增长33.6%，较上年同期新增投资达8008.26亿元。从图1可以看到，1998年我国房地产改革以来，房地产投资环境的改变导致房地产投资额占GDP的比重迅速上升，到2010年这个比重已经突破12%。为了避免我国房地产投资市场出现过热而出现经济泡沫，国家对房地产产业进行了调控。从2005年开始，我国房地产投资额占GDP的比重出现了缓慢增长和波动，可见国家对房地产产业的调控政策起到了一定抑制效果。

（二）文献综述

房地产市场已经成为经济发展的亮点，也成为社会和经济学家关注的话题。如梁振雨（2006）运用协整理论，对武汉市房地产开发投资与GDP的数据进行分析研究，研究发现两者之间存在长期均衡和短期波动的关系，房地产投资是经济增长的Granger原因。周达（2008）得出房地产业与国民经济总量的波动具有很强的一致性的结论。董佳、王东欣（2009）研究发现各省会城市房地产投资对区域国民经济都有一定的推动作用。褚红梅（2011）选取江苏省为主要研究对象，得出江苏省房地产投资对江苏经济增长的直接贡献度是0.221%。政府实施调控以来，房地产投资对经济发展造成很大的波动已经成为人们日益关心的问题。

本文借鉴前人研究成果，通过建立经济学模型，利用1991年到2010年的数据，对我国近年来房地产投资与GDP增长之间的关系进行了研究。

实证分析

（一）基本模型

为了考察房地产投资F对我国GDP的影响，把F作为解释变量纳入到投入产出模型中，根据生产函数的构建方式，可以表示为如下：GDPt = f（Ft） eμt

其中，μt表示其他一切影响产出的因素。

假设其以C-D生产函数形式存在，通过取对数，得到Ln GDPt = β0 + β1Ln Ft + uit。

考虑到价格因素的影响，经过GDP折算指数得到实际的GDP水平。以1991年不变价格为基期，计算出各年度实际的房地产投资额度。

由图2可以看出，LnGDP和LnF呈现出近似线性关系，即随着房地产投资数量的激增，GDP也呈现出相似的上升趋势，并且1997年以后房地产投资和GDP均呈现激增趋势。根据四部门国民收入恒等式：GDP = 消费+投资+政府购买+净出口，可以看出房地产投资作为一种物质资本形态，直接促进了经济总量的增加。受1997年东南亚金融危机的影响，导致我国房地产投资出现了严重下降，经济增速放缓。根据以上分析，将模型扩展为本文所使用的模型：LnGDPt=β0 +β1lnFt+uit+D+D*LnF。

其中D为虚拟变量，定义如下：D=0，对于时间T

（二）单位根检验

由于经济时间序列变量通常是非平稳的，为避免非平稳变量带来的虚假相关和虚假回归问题，对变量的平稳性进行检验。本文采用ADF方法对LnGDP、LnF进行单位根检验。

由表1可以看出，水平序列LnF和LnGDP在滞后期为2阶，均在1%、5%、10%的显著性水平下通过了单位根检验，为零阶单整，即均不含单位根。由于经济变量之间存在的内在规律使某些特定的变量线性组合变为平稳，因此，继续考察变量之间的协整关系。

（三）协整检验

国内生产总值、房地产投资额指数序列都是平稳的，因此这两个变量之间可能存在协整关系。对这两个序列进行协整检验，采用恩格尔-格兰杰检验方法来检验，结果如表2所示。

EG=-3.44，在10%的检验水平下显著，因此残差是平稳序列，LnF和LnGDP存在长期均衡的协整关系。因此回归方程为：LnGDP=7.214+0.459LnF+0.178（D*LnF）-1.257。

所有参数在5%的显著性水平下，均通过了检验，R2比较大，说明线性拟合的程度非常好。LnF的系数为0.459，说明在不考虑其他因素变化时，房地产投资每增加一个百分点，将会使GDP增加0.459个百分点。D*LnF项的系数显著，说明东南亚金融危机的确对我国房地产投资产生了一定影响。

（四）误差修正模型

协整检验确定了两者之间存在长期均衡关系，但是要量化它们之间的动态变化关系，就需要建立误差修正模型，本文建立模型如下：

误差修正模型为：DLnGDP= -0.003766*DLnF-0.053331*ECM（-1）+0.653325*AR（1）

DW=1.86，模型中不存在多重共线的问题。DLnF和ECM系数的p值均在0.05的显著性水平下通过了检验。误差修正系数为负，符合方向修正关系。-0.003766是变量LnGDP对LnF的短期弹性系数， -0.053331是变量LnF对LnGDP的短期均衡修正系数，当期房地产投资的扩张偏离均衡关系时，通过修正机制会在下一期对非均衡状态以平均5.33%的程度进行负向修正，并使其处于均衡状态。

（五）Granger因果检验

Granger因果检验是考察序列x是否是序列y产生的原因时采用的方法。本文对房地产开发投资和GDP进行Granger因果检验，结果如表3所示。

结果表明，滞后期为1时，在10%的置信水平下，不能接受LnF不是LnGDP变化的Granger原因的原假设，接受LnGDP不是LnF变化的Granger原因。即在较短滞后期内，LnF和LnGDP存在单向Granger因果关系。滞后期选择2、3时，在10%的置信水平下，LnGDP与LnF互为Granger因果原因。即在中期内，认为房地产投资和GDP相互促进的作用十分显著。当滞后期为4时，结果表明LnGDP变化不是LnF变化的Granger原因，LnF是LnGDP变化的Granger原因。即从长期来看，房地产投资仍然是经济增长的重要驱动因素，但是经济发展到一定阶段时，对房地产投资的作用越来越不显著。这与发达国家房地产发展历程基本吻合，对于经济刚刚起飞的国家，并不是经济增长带动了房地产业的繁荣，而是房地产投资的增长大大促进了经济发展。

结论与建议

（一）结论

结果表明：我国房地产投资与经济增长之间存在稳定的长期动态均衡关系；当期房地产投资LnF的扩张偏离均衡关系时，通过修正机制会在下一期对非均衡状态以平均5.33%的程度进行负向修正，并使其处于均衡状态；从Granger因果检验结果看出，在较短滞后期内，房地产开发投资和GDP存在单向Granger因果关系，长期来看，房地产投资仍然是经济增长的重要驱动因素，但是经济发展到一定阶段时，对房地产投资的作用越来越不显著。国际上公认的房地产开发投资占全社会固定资产投资比重一般是在10%以下，在发达国家，房地产投资一般占20%-25%，我国该指标在30%以上视为有泡沫（周京奎、曹振良，2004）。

（二）建议

房地产业的发展繁荣了国内经济，也为经济发展带来了风险。政府对房地产行业出台一系列政策，来平衡开发投资和经济增长。政府在调控房地产的同时，要注意政策对关联产业造成的影响，同时优化投资结构，更好地促进经济的健康持续发展。

参考文献：

1.梁振雨.武汉市房地产投资与经济增长的协整研究[J].中南财经政法大学研究生学报，2006（5）

2.周达.中国国民经济总量与房地产业的关系研究[J].河北经贸大学学报，2008（3）

3.董佳，王东欣.城市房地产投资与国民经济发展关系的比较研究[J].商业时代，2009（24）

4.褚红梅.江苏房地产投资对经济增长贡献的实证分析[J].中国经贸导刊，2011（7）

5.周京奎，曹振良.中国房地产泡沫与非泡沫[J].山西财经大学学报，2004（1）

作者简介：

冯春丽（1965-），女，河南郑州人，广东外语外贸大学教授，博士。研究方向：国际贸易理论与实务。

袁媛（1987-），女，陕西咸阳人，广东外语外贸大学2010级硕士研究生。研究方向：国际贸易学。