胡清華 邵明振

摘? 要：近年來我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛。以鄭州市為研究對(duì)象，基于鄭州市1995-2017年的房地產(chǎn)投資額和生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)這些數(shù)據(jù)采用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、Granger因果檢驗(yàn)等實(shí)證分析，結(jié)果表明二者存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，在滯后期為1或2年時(shí)有單向的因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);協(xié)整檢驗(yàn);Granger因果檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F299.23???????? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A????? ????文章編號(hào)：1671-9255（2019）03-0013-04

一、引言

推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車分別是消費(fèi)、投資與出口。其中，投資的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有著很大的拉動(dòng)作用。對(duì)固定資產(chǎn)的投資來說，房地產(chǎn)投資是最重要的部分，可以說是我國國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的龍頭。[1]近年來，河南省經(jīng)濟(jì)一直呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，在習(xí)近平新時(shí)代中國特色社會(huì)主義思想的引導(dǎo)下，主動(dòng)融入一帶一路，不斷迸發(fā)出活力與光彩。作為河南省省會(huì)的鄭州，憑借著中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的地理優(yōu)勢(shì)和鄭汴一體化、鄭東新區(qū)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)在快速地增長(zhǎng)。其關(guān)鍵的因素就在于房地產(chǎn)投資。

（二）研究意義

近年來，河南省總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力邁上了更高的臺(tái)階，特別是近五年來，河南省的變化可謂日新月異。中原崛起計(jì)劃中，河南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展做出了很大的貢獻(xiàn)。與此同時(shí)，作為河南省的省會(huì)鄭州，憑借著中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的地理優(yōu)勢(shì)和國際綜合交通樞紐的戰(zhàn)略地位，經(jīng)濟(jì)也在飛速地增長(zhǎng)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，鄭州市的房地產(chǎn)投資有沒有促進(jìn)鄭州經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，或者說，鄭州經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)反過來有沒有促進(jìn)房地產(chǎn)投資呢？對(duì)于這一問題，本文以鄭州市房地產(chǎn)投資額和生產(chǎn)總值1995-2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為例對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析以達(dá)到研究的目的，并根據(jù)結(jié)論為鄭州市的房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供建議，為鄭州市的房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間協(xié)調(diào)發(fā)展提供建議。

二、實(shí)證分析

（一）變量的選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取鄭州市房地產(chǎn)投資額（REI）作為房

地產(chǎn)投資規(guī)模的衡量指標(biāo)，鄭州市生產(chǎn)總值（GDP）作為鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的衡量指標(biāo)，選取1995—2017年鄭州市房地產(chǎn)投資額和生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來源于《鄭州市統(tǒng)計(jì)局》。為了更進(jìn)一步地看出鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系，通過借助Eviews軟件得到兩者的散點(diǎn)圖和計(jì)算出兩者的相關(guān)系數(shù)。二者的散點(diǎn)圖如圖1所示，從中可以看出，鄭州市房地產(chǎn)投資額和地區(qū)生產(chǎn)總值的變化趨勢(shì)高度相似。表1中得出二者的相關(guān)系數(shù)為0.963068，表明鄭州市房地產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值有高度相關(guān)性。

（二） 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本次研究所涉及的數(shù)據(jù)都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，

需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這可避免對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。在平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法中，大多使用的是迪基—福勒檢驗(yàn)（DF檢驗(yàn)）、菲利普斯—配榮檢驗(yàn)（PP檢驗(yàn)）以及恩格爾和柳（Engle&Yoo，1987）提出的ADF（Augmented Dickey-fuller Test）檢驗(yàn)。[2]其中，對(duì)于ADF檢驗(yàn)來說，這個(gè)方法適用于出現(xiàn)具有高階自相關(guān)問題的時(shí)間數(shù)列數(shù)據(jù)。本文通過數(shù)據(jù)處理發(fā)現(xiàn)，鄭州市的房地產(chǎn)投資額REI和生產(chǎn)總值這兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是高階自相關(guān)的，所以在這里我們主要運(yùn)用的是ADF檢驗(yàn)法。首先對(duì)REI和GDP作自然對(duì)數(shù)變換，這樣做不改變數(shù)據(jù)原有的關(guān)系，而且有助于消除異方差和趨勢(shì)線性化現(xiàn)象，變換后兩者分別用LnREI和LnGDP表示，一階差分用ΔLnGDP、ΔLnREI 表示。在檢驗(yàn)中，原假設(shè)設(shè)為序列存在單位根。[3]

Eviews軟件對(duì)這些序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以得出結(jié)果和分析。從表2中我們可以看出，LnGDP原序列的ADF值為0.0916，大于5%顯著性水平下的值為-3.0124。說明LnGDP序列是不平穩(wěn)的，不能拒絕在上文中做出的原假設(shè)，同樣單位根檢驗(yàn)的結(jié)果中LnREI的序列也是不平穩(wěn)的。此時(shí)需要對(duì)各原序列進(jìn)行差分處理，如表中所示。GDP序列一階差分后的ADF值為-3.1367，REI序列一階差分后的ADF值為-3.1922。這兩個(gè)數(shù)都小于5%顯著性水平下的臨界值-3.0124，說明鄭州市房地產(chǎn)投資額與鄭州市地區(qū)生產(chǎn)總值這兩個(gè)序列均為一階單整序列，他們之間可能存在某種平穩(wěn)的線性關(guān)系，接下來用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型來研究二者關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

在分析過程中，一般使用的檢驗(yàn)方法有E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)以及Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。其中E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)是適用于只包含兩個(gè)研究變量的檢驗(yàn)。[4]本文研究的要素是鄭州市房地產(chǎn)投資REI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GDP兩個(gè)變量，所以我們選擇E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)方法來進(jìn)行分析。

在上面我們運(yùn)用了ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值序列滿足同階單整，滿足了E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)的使用條件。在接下來的檢驗(yàn)中，我們以LnGDP為因變量，LnREI為自變量開始進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先用Eviews軟件中普通最小二乘法估計(jì)LnGDP和LnREI之間的數(shù)量關(guān)系，得出二者的回歸方程，同時(shí)也得出et（非均衡誤差）。接下來對(duì)非均衡誤差項(xiàng)做單位根ADF檢驗(yàn)，通過比較結(jié)果，來判斷et是否平穩(wěn)。

先用軟件對(duì)LnGDP和LnREI序列進(jìn)行最小二乘估計(jì)，如下所示，對(duì)于得到的結(jié)果（見表3）我們做出相應(yīng)的分析。

其中我們可以看出方程的可決系數(shù)R?為0.987524，方程的擬合度較高，所對(duì)應(yīng)的P值為0，說明效果很顯著，說明該方程的估計(jì)系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。

表4顯示的是對(duì)殘差序列做了單位根ADF檢驗(yàn)之后得出來的結(jié)果。從表中的結(jié)果可以看出，檢驗(yàn)的t值為-5.8197，而檢驗(yàn)的5%顯著性水平下的臨界值是-1.9572，二者相比還是t值較小，說明et是平穩(wěn)的序列，檢驗(yàn)的結(jié)果是平穩(wěn)的。由此可以得出LnGDP和LnREI之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。（3）被稱為協(xié)整方程，說明LnGDP和LnREI的線性組合也是平穩(wěn)的。另外從協(xié)整方程式我們還可以得到，鄭州市房地產(chǎn)投資每增加百分之一，鄭州市的生產(chǎn)總值相應(yīng)的平均增加0.609532%，這個(gè)數(shù)據(jù)分析表明鄭州市房地產(chǎn)投資對(duì)鄭州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)是很大的。

（四）誤差修正模型

從上述協(xié)整檢驗(yàn)可以分析得出鄭州市房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有協(xié)整關(guān)系，二者長(zhǎng)期的變化趨勢(shì)是一致的。由于各種原因，在短期內(nèi)二者的關(guān)系或者走勢(shì)或多或少會(huì)出現(xiàn)不平衡的現(xiàn)象。因此，接下來建立修正誤差模型，也是為了改善長(zhǎng)期靜態(tài)模型的一些缺點(diǎn)。

建立誤差模型如下所示：

該模型的結(jié)果表明，短期內(nèi)房地產(chǎn)投資每增加1%，鄭州市的GDP增長(zhǎng)0. 31412%，LnREI的短期波動(dòng)對(duì)LnGDP有著顯著的正影響。另外模型中得到ECMt-1的系數(shù)為-0.40955，-0.40955<0，是符合反向修正機(jī)制的。所以由修正誤差項(xiàng)通過反向修正機(jī)制可以得出鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。且ECMt-1的系數(shù)也表明了，如果鄭州市經(jīng)濟(jì)偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時(shí)，修正誤差項(xiàng)會(huì)在下一期以0.40955的力度給調(diào)整回來。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

鄭州市房地產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值序列是滿足同階單整的，上文中對(duì)LnGDP和LnREI序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果得到了二者之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。那么關(guān)于二者之間是否存在因果關(guān)系，或者說鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間誰是因誰是果，我們將采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法對(duì)二者繼續(xù)檢驗(yàn)。[5]

根據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果（表6），在滯后期為一年時(shí)，LnGDP不是LnREI的格蘭杰原因的概率為0.0048，這個(gè)值相對(duì)于置信水平0.05來說還是很小的，所以在這里我們拒絕原假設(shè)，即鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因的概率為0.1193，大于置信水平0.05，這時(shí)候接受原假設(shè)，LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因，鄭州市房地產(chǎn)投資不是帶動(dòng)鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，說明鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著單向的因果關(guān)系;按同樣的置信水平和分析方法分析滯后期為2年時(shí)候的情況，發(fā)現(xiàn)與滯后期為1年的情況是相同的;在這里我們僅把滯后期為3年得出的數(shù)據(jù)寫在了表6里面（滯后期為3年以上時(shí)分析的結(jié)果是類似的），從結(jié)果可以得出，都接受了原假設(shè)，說明LnREI不是LnGDP的格蘭杰原因。反過來也不成立，二者不存在因果關(guān)系。

三、實(shí)證結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

1.從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果來看，鄭州市房地產(chǎn)投資額與GDP之間存在有協(xié)整關(guān)系，即二者具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。從得出來的協(xié)整方程中可以得出，LnREI 前面的系數(shù)為0.609532，說明了鄭州市經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資的彈性系數(shù)為0.609532。鄭州市可以適當(dāng)增加對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的投資，因?yàn)猷嵵菔蟹康禺a(chǎn)業(yè)的發(fā)展較大地影響著鄭州市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

2.從建立的修正誤差模型中，得出的結(jié)論是LnREI的短期波動(dòng)對(duì)LnGDP有著顯著的正影響，說明短期內(nèi)房地產(chǎn)投資每增加1%，GDP增長(zhǎng)0.31432%。且ECMt-1的系數(shù)也表明了，如果鄭州市經(jīng)濟(jì)偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時(shí)，修正誤差項(xiàng)會(huì)在下一期以0.40955的力度給調(diào)整回來。

3.從格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，滯后期為1年或者2年的時(shí)候情況是一樣的，在顯著性水平為5%的情況下都拒絕原假設(shè)，也就是說LnGDP是LnREI的格蘭杰原因，即鄭州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而房地產(chǎn)業(yè)投資的發(fā)展不是鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，表明了鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著單向的因果關(guān)系。說明鄭州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不能由房地產(chǎn)投資的發(fā)展來解釋，認(rèn)為鄭州市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展大部分由房地產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)的觀點(diǎn)是不對(duì)的。鄭州市房地產(chǎn)業(yè)的未來發(fā)展需要正確的宏觀政策加以引導(dǎo)。現(xiàn)階段鄭州市房地產(chǎn)投資過熱并不是一種好現(xiàn)象，它會(huì)影響其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

（二）建議

結(jié)論表明鄭州市房地產(chǎn)投資額與GDP之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，鄭州市的房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)還是比較顯著的。投資過度集中于房地產(chǎn)必定會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成不利影響。因?yàn)槠渌a(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)具有很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。政府應(yīng)該對(duì)房地產(chǎn)投資制定合理的調(diào)控政策[6]，不能一味地放任房地產(chǎn)的不斷開發(fā)使其投資過熱，也不能對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)進(jìn)行強(qiáng)制打壓。如今鄭州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要適應(yīng)鄭州市宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，必須發(fā)揮好房地產(chǎn)投資對(duì)鄭州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]李啟明.房地產(chǎn)投資有廣闊的發(fā)展空間[J].中國投資，2001（3）：29-31.

[2]徐國祥.統(tǒng)計(jì)預(yù)測(cè)與決策[M].上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2016：117.

[3]Gujarati D.Basic econometrics，Damodar N.Guarati[J].

Universitas Negeri Malang，1995（7）：23-25.

[4]李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2016：182.

[5]龐皓，陳述云.格蘭杰因果檢驗(yàn)的有效性及其應(yīng)用[J].統(tǒng)計(jì)研究，1999（11）：42-46.

[6]朱立雪.房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)對(duì)中國國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用研究[J].知識(shí)經(jīng)濟(jì)，2018（8）：64-65.

Abstract： China's real estate industry has developed rapidly in recent years. Based on the time series data of real estate investment amount and total output value of Zhengzhou City from 1995 to 2017， the authors make empirical analysis on these data using cointegration test， error correction model and Granger causality test. The result shows that there is a long-term cointegration relationship between the real estate investment and economic growth in Zhengzhou， and the economic growth Granger-causes real estate investment in Zhengzhou， but not the opposite， with a lag time of either one or two years.

Key Words： real estate investment; economic growth; cointegration test; Granger causality test