摘要：在經(jīng)濟(jì)增長理論的多變量分析框架下，以中國、日本和韓國1990-2014年相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過單位根檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、向量誤差修正模型，實(shí)證分析了房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的地區(qū)差異。結(jié)果表明，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在長期的均衡關(guān)系，并且房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在顯著的地區(qū)差異，其中房地產(chǎn)投資對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有長期效應(yīng)，而房地產(chǎn)投資對(duì)日本和韓國經(jīng)濟(jì)發(fā)展均具有短期效應(yīng)，韓國經(jīng)濟(jì)發(fā)展拉動(dòng)能力主要依賴于非房地產(chǎn)投資和勞動(dòng)投入。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資，經(jīng)濟(jì)發(fā)展，差異，中國，日本，韓國

中圖分類號(hào)：F293 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B

文章標(biāo)識(shí)碼：1001-9138-（2017）01-0074-80 收稿日期：2016-09-20

1 引言

房地產(chǎn)業(yè)具有顯著的區(qū)域性特征，不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、房地產(chǎn)市場(chǎng)供需關(guān)系等均存在巨大差異，目前理論界就房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制、影響程度以及影響力在時(shí)間維度上的差異等進(jìn)行了深入研究，但是從空間維度就房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響方向和幅度作對(duì)比分析的研究相對(duì)不足。本文主要是通過對(duì)中國、日本和韓國1990-2014年相關(guān)數(shù)據(jù)的分析，探討房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響方向、作用強(qiáng)度及區(qū)域差異性。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，中國、日本和韓國是東北亞地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)的三個(gè)國家，三國經(jīng)濟(jì)總量（GDP）占世界經(jīng)濟(jì)總量的五分之一，已成為東北亞乃至整個(gè)亞太地區(qū)的核心。其中，韓國與中國均在1998年實(shí)施了房地產(chǎn)市場(chǎng)改革，由非市場(chǎng)化向市場(chǎng)化方向轉(zhuǎn)型，兩國房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展有一定相似之處，日本房地產(chǎn)市場(chǎng)在經(jīng)歷了20世紀(jì)中后期的高度繁榮后逐漸趨于穩(wěn)定，但是由于區(qū)位上的便利性及經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密性，與中國和韓國房地產(chǎn)市場(chǎng)有著很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。

2 模型、數(shù)據(jù)與方法

2.1 模型構(gòu)建

古典增長理論認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)的增長主要是其資本、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素投入增加引起的。新增長理論則認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長主要受益于固定資本投資隱含的技術(shù)進(jìn)步，或受益于人力資本積累或知識(shí)積累。目前測(cè)算生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較為典型的方法是柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，其基本的表達(dá)形式為：

式中，Yt、A、Kt和Lt分別是一地區(qū)某一時(shí)期人均產(chǎn)出水平、廣義技術(shù)進(jìn)步狀態(tài)、物質(zhì)資本投資和勞動(dòng)力投入。α和β分別為固定資本和勞動(dòng)力投入的產(chǎn)出彈性，在不存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)的前提下，α+β=1。

如果將物質(zhì)資本投資分為房地產(chǎn)投資和非房地產(chǎn)投資兩部分，相應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)為：

式中，Kst為非房地產(chǎn)投資，Rt為房地產(chǎn)投資，為房地產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性，在不存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)的前提下，。

在實(shí)證過程中，為消除數(shù)據(jù)自方差和數(shù)據(jù)劇烈波動(dòng)的影響，對(duì)式（2）兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，將非線性的生產(chǎn)函數(shù)修正為下列線性函數(shù)：

式中，i為地區(qū)，t為時(shí)間，c為截距項(xiàng)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α、β和分別代表非房地產(chǎn)投資、勞動(dòng)投入和房地產(chǎn)投資的彈性系數(shù)。

2.2 指標(biāo)選取

已有研究在衡量生產(chǎn)函數(shù)中的總產(chǎn)出時(shí)，大多采用GDP這一指標(biāo)，本文同樣利用各國GDP總產(chǎn)值來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，即總產(chǎn)出（Y）；選取各國房地產(chǎn)開發(fā)投資總額衡量房地產(chǎn)投資基本情況（R）；利用固定資產(chǎn)投資額與房地產(chǎn)開發(fā)投資總額的差值來衡量非房地產(chǎn)投入（K）；選擇就業(yè)人員數(shù)來衡量勞動(dòng)投入要素（L）。

2.3 數(shù)據(jù)來源

利用1990-2014年中國、韓國和日本3個(gè)國家的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，其中，GDP和就業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫（World Bank “World Development Indicators” Database），房地產(chǎn)投資額和固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)來源于各國家當(dāng)年度統(tǒng)計(jì)年鑒。

3 結(jié)果分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

由于所選取的GDP、房地產(chǎn)開發(fā)投資、固定資產(chǎn)投資和就業(yè)人數(shù)都是年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在進(jìn)行協(xié)整和因果檢驗(yàn)之前，必須先檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性（stationary），即檢驗(yàn)序列是否服從單位根過程。本文利用擴(kuò)展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF）方法來檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征。先后對(duì)相關(guān)變量的對(duì)數(shù)序列和一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，在滯后期數(shù)的選擇上，參照Akaike info Criterion（AIC）和Schwarz Criterion（SC），結(jié)果表明：3個(gè)國家、、和時(shí)間序列ADF的統(tǒng)計(jì)量大多大于10%顯著水平下的臨界值，接受原假設(shè)，時(shí)間序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列的ADF值均小于10%水平下的臨界值，是平穩(wěn)序列，構(gòu)成了序列進(jìn)行平穩(wěn)檢驗(yàn)的前提條件，如表1所示。

3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列、、和均為I（1）序列，故判斷它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，即變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。本文將采用基于回歸系數(shù)的Johansen多變量協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)時(shí)間序列、、和進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，必須首先確立向量自回歸（VAR）模型的結(jié)構(gòu)。

3.2.1 確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于向量自回歸模型的檢驗(yàn)方法，因此在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須首先確定VAR模型的滯后結(jié)構(gòu)。在選擇滯后階數(shù)p時(shí)，一方面要使滯后階數(shù)足夠大，以便能充分地利用所構(gòu)造模型的變量信息，但滯后階數(shù)太大又會(huì)導(dǎo)致自由度減少，直接影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性。根據(jù)LR、AIS、SC等指標(biāo)，并考慮模型的自由度來判別對(duì)VAR模型合適的滯后結(jié)構(gòu)選擇。檢驗(yàn)結(jié)果表明在中國、日本和韓國分別構(gòu)建的VAR模型最佳滯后期均為4期，如表2所示。

3.2.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

基于VAR（4）模型，用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)判斷、、和的協(xié)整關(guān)系時(shí)，確定滯后期為3。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，確定出最合適的協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑閰f(xié)整空間中有常數(shù)項(xiàng)，數(shù)據(jù)空間有線性趨勢(shì)項(xiàng)，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，如表3所示。

表3的結(jié)果顯示中國的、、和在5%的水平下存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明中國這4個(gè)變量之間存在長期的均衡關(guān)系。日本和韓國的檢驗(yàn)結(jié)果表明，這4個(gè)指標(biāo)在5%的水平下分別存在4個(gè)和2個(gè)協(xié)整關(guān)系，變量之間存在長期的均衡關(guān)系。中國、日本和韓國的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)，如表4所示。

從表4中可以看出，中國房地產(chǎn)投資和其他投資對(duì)GDP增長具有明顯的促進(jìn)作用，非房地產(chǎn)投資增加1%，GDP增加0.53%，房地產(chǎn)投資增加1%，GDP增加0.19%，但是勞動(dòng)力投入?yún)s對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向作用，勞動(dòng)力增加1%，會(huì)導(dǎo)致GDP下降0.11%；日本非房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有積極影響，非房地產(chǎn)投資增加1%，GDP將增加2.48%，房地產(chǎn)投資和勞動(dòng)力投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有負(fù)向作用，房地產(chǎn)投資和勞動(dòng)力投入每增加1%，會(huì)分別導(dǎo)致GDP降低1.42%和0.69%；韓國非房地產(chǎn)投資和勞動(dòng)力投入都能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，非房地產(chǎn)投資和勞動(dòng)力投入每增加1%，GDP將分別增長0.95%和0.68%，而房地產(chǎn)投資每增加1%，GDP將減少0.25%。

3.3 向量誤差修正模型

建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即誤差修正模型將長期關(guān)系模型中的各變量以1階差分的形式重新構(gòu)造，并將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入方程，在一個(gè)從一般到特殊的過程中對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系逐個(gè)進(jìn)行檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸被剔除掉，直到找出最適當(dāng)?shù)谋磉_(dá)式。公式（4）、（5）、（6）分別為中國、日本和韓國的向量誤差修正模型。

在中國的向量誤差修正模型中，非房地產(chǎn)投資、勞動(dòng)投入和房地產(chǎn)投資的短期調(diào)整系數(shù)都為正值，這表明短期內(nèi)K、L和R對(duì)GDP均存在顯著的正效應(yīng)。也就是說，短期內(nèi)中國任何資本和勞動(dòng)力資源的投入都?jí)虼龠M(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但是L的短期調(diào)整系數(shù)與長期恰恰相反，說明勞動(dòng)力投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長只具有短期的正向效應(yīng)而沒有長期的正向效應(yīng)。

在日本的向量誤差修正模型中，非房地產(chǎn)投資的短期調(diào)整系數(shù)為負(fù)值，而勞動(dòng)力和房地產(chǎn)投資的短期調(diào)整系數(shù)都為正值，這表明短期內(nèi)K對(duì)GDP存在顯著的負(fù)效應(yīng)，而L和R對(duì)GDP存在顯著的正效應(yīng)。K、L和R的短期調(diào)整系數(shù)均與長期相反，說明日本的非房地產(chǎn)投資在短期內(nèi)不可能很快帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長，一般表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長要滯后于非房地產(chǎn)投資的增長，而勞動(dòng)力資源的投入和房地產(chǎn)投資在短期內(nèi)可以彌補(bǔ)這個(gè)GDP增長的時(shí)滯。因此，在短期內(nèi)勞動(dòng)力投入和房地產(chǎn)投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)要大于非房地產(chǎn)投資帶來的增長效應(yīng)。

在韓國的向量誤差修正模型中，非房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)投資的短期調(diào)整系數(shù)為正值，而勞動(dòng)力投入的短期系數(shù)是負(fù)值，這表明短期內(nèi)K和R對(duì)GDP存在顯著的正效應(yīng)，而L對(duì)GDP存在顯著的負(fù)效應(yīng)。L和R的短期調(diào)整系數(shù)與長期相反，說明韓國的勞動(dòng)力投入在短期內(nèi)不可能很快帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長，一般表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長要滯后于勞動(dòng)力投入的增長，而房地產(chǎn)投資在短期內(nèi)可以彌補(bǔ)這個(gè)GDP增長的時(shí)滯。因此，在短期內(nèi)房地產(chǎn)投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)要大于勞動(dòng)投入帶來的增長效應(yīng)。

4 結(jié)論

本文基于中國、日本和韓國的年度GDP總量、就業(yè)人數(shù)、房地產(chǎn)投資額等數(shù)據(jù)，就三國房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的差異性進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，但房地產(chǎn)投資對(duì)各國經(jīng)濟(jì)增長存在短期和長期效應(yīng)的差異：在中國，房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有長期效應(yīng)；在日本，房地產(chǎn)投資與勞動(dòng)力投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有短期效應(yīng)，支持日本經(jīng)濟(jì)長期增長的主要是非房地產(chǎn)投資；與日本一樣，韓國房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長也具有短期效應(yīng)，但非房地產(chǎn)投資和勞動(dòng)力投入是促進(jìn)韓國經(jīng)濟(jì)長期增長的催化劑。

從實(shí)證分析結(jié)果來看，房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在顯著的區(qū)域差異，一方面，在各國的城市化推進(jìn)過程中，應(yīng)該合理有效地發(fā)揮房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極效應(yīng)；另一方面也要協(xié)調(diào)好房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性互動(dòng)，避免地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過度依賴房地產(chǎn)投資，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展短期效應(yīng)和長期效應(yīng)的有效銜接與協(xié)調(diào)。同時(shí)，從各國內(nèi)部發(fā)展來看，在區(qū)域發(fā)展異質(zhì)性和不均衡性的背景下，應(yīng)該采取差異化的房地產(chǎn)管控策略，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性、動(dòng)態(tài)均衡發(fā)展。

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作者簡介：

朱建平，華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院碩士研究生，主要研究方向?yàn)橥恋刭Y源管理。