胡清華，邵明振

（河南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河南 開封 475000）

一、引言

推動經(jīng)濟增長的三駕馬車分別是消費、投資與出口。其中，投資的增長對經(jīng)濟的增長有著很大的拉動作用。對固定資產(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)濟增長的龍頭。[1]近年來，河南省經(jīng)濟一直呈現(xiàn)快速增長的趨勢，在習(xí)近平新時代中國特色社會主義思想的引導(dǎo)下，主動融入一帶一路，不斷迸發(fā)出活力與光彩。作為河南省省會的鄭州，憑借著中原經(jīng)濟區(qū)的地理優(yōu)勢和鄭汴一體化、鄭東新區(qū)的發(fā)展，經(jīng)濟在快速地增長。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)濟實力邁上了更高的臺階，特別是近五年來，河南省的變化可謂日新月異。中原崛起計劃中，河南省經(jīng)濟的發(fā)展做出了很大的貢獻。與此同時，作為河南省的省會鄭州，憑借著中原經(jīng)濟區(qū)的地理優(yōu)勢和國際綜合交通樞紐的戰(zhàn)略地位，經(jīng)濟也在飛速地增長。在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，鄭州市的房地產(chǎn)投資有沒有促進鄭州經(jīng)濟的增長，或者說，鄭州經(jīng)濟的增長反過來有沒有促進房地產(chǎn)投資呢？對于這一問題，本文以鄭州市房地產(chǎn)投資額和生產(chǎn)總值1995-2017年的時間序列數(shù)據(jù)為例對二者的關(guān)系進行實證分析以達到研究的目的，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)濟增長之間協(xié)調(diào)發(fā)展提供建議。

二、實證分析

（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，鄭州市生產(chǎn)總值（GDP）作為鄭州市經(jīng)濟增長的衡量指標，選取1995—2017年鄭州市房地產(chǎn)投資額和生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來源于《鄭州市統(tǒng)計局》。為了更進一步地看出鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)關(guān)系，通過借助Eviews軟件得到兩者的散點圖和計算出兩者的相關(guān)系數(shù)。二者的散點圖如圖 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。

圖1 鄭州市房地產(chǎn)投資與地區(qū)生產(chǎn)總值散點圖

表1 GDP與REI的相關(guān)系數(shù)檢驗

（二） 平穩(wěn)性檢驗

本次研究所涉及的數(shù)據(jù)都是時間序列數(shù)據(jù)，需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。這可避免對非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)進行回歸時出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。在平穩(wěn)性檢驗的方法中，大多使用的是迪基—福勒檢驗（DF檢驗）、菲利普斯—配榮檢驗（PP檢驗）以及恩格爾和柳（Engle&Yoo，1987）提出的 ADF（Augmented Dickey-fuller Test）檢驗。[2]其中，對于ADF檢驗來說，這個方法適用于出現(xiàn)具有高階自相關(guān)問題的時間數(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)總值這兩個時間序列數(shù)據(jù)是高階自相關(guān)的，所以在這里我們主要運用的是ADF檢驗法。首先對REI和GDP作自然對數(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線性化現(xiàn)象，變換后兩者分別用 LnREI和 LnGDP表示，一階差分用Δ LnGDP、ΔLnREI 表示。在檢驗中，原假設(shè)設(shè)為序列存在單位根。[3]Eviews軟件對這些序列進行單位根檢驗，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)，同樣單位根檢驗的結(jié)果中 LnREI的序列也是不平穩(wěn)的。此時需要對各原序列進行差分處理，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)整檢驗和誤差修正模型來研究二者關(guān)系。

表2 綜合檢驗結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗

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

在上面我們運用了ADF單位根檢驗，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)整檢驗的使用條件。在接下來的檢驗中，我們以LnGDP為因變量，LnREI為自變量開始進行協(xié)整檢驗。

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

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

表3 LnGDP和LnREI序列的OLS估計

從表3可以得到回歸方程

其中我們可以看出方程的可決系數(shù) R2為0.987524，方程的擬合度較高，所對應(yīng)的P值為0，說明效果很顯著，說明該方程的估計系數(shù)均通過顯著性檢驗。

表4 et單位根檢驗結(jié)果

表4顯示的是對殘差序列做了單位根ADF檢驗之后得出來的結(jié)果。從表中的結(jié)果可以看出，檢驗的t值為-5.8197，而檢驗的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，檢驗的結(jié)果是平穩(wěn)的。由此可以得出 LnGDP和 LnREI之間存在著長期的協(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%，這個數(shù)據(jù)分析表明鄭州市房地產(chǎn)投資對鄭州市的經(jīng)濟增長貢獻是很大的。

（四）誤差修正模型

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

建立誤差模型如下所示：

ECM表示誤差修正項?；貧w結(jié)果如表5所示

表5 修正誤差模型估計

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0. 31412%，LnREI的短期波動對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，是符合反向修正機制的。所以由修正誤差項通過反向修正機制可以得出鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增之間存在著動態(tài)均衡機制。且ECMt-1的系數(shù)也表明了，如果鄭州市經(jīng)濟偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時，修正誤差項會在下一期以0.40955的力度給調(diào)整回來。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗

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LnGDP和LnREI序列進行協(xié)整檢驗，從協(xié)整檢驗的結(jié)果得到了二者之間存在長期的協(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)濟增長之間誰是因誰是果，我們將采用Granger因果關(guān)系檢驗的方法對二者繼續(xù)檢驗。[5]

根據(jù)檢驗的結(jié)果（表6），在滯后期為一年時，LnGDP不是 LnREI的格蘭杰原因的概率為0.0048，這個值相對于置信水平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)濟增長是房地產(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)投資不是帶動鄭州市經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，說明鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長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。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

三、實證結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

1.從協(xié)整檢驗的結(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)濟的增長對房地產(chǎn)投資的彈性系數(shù)為0.609532。鄭州市可以適當(dāng)增加對房地產(chǎn)業(yè)的投資，因為鄭州市房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展較大地影響著鄭州市的經(jīng)濟發(fā)展。

2.從建立的修正誤差模型中，得出的結(jié)論是LnREI的短期波動對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0.31432%。且ECMt-1的系數(shù)也表明了，如果鄭州市經(jīng)濟偏離系統(tǒng)的均衡狀態(tài)時，修正誤差項會在下一期以0.40955的力度給調(diào)整回來。

3.從格蘭杰因果檢驗可知，滯后期為 1年或者2年的時候情況是一樣的，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)濟增長是房地產(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)濟增長的原因，表明了鄭州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著單向的因果關(guān)系。說明鄭州市的經(jīng)濟增長并不能由房地產(chǎn)投資的發(fā)展來解釋，認為鄭州市經(jīng)濟的發(fā)展大部分由房地產(chǎn)業(yè)帶動的觀點是不對的。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之間具有長期的均衡關(guān)系，鄭州市的房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的貢獻還是比較顯著的。投資過度集中于房地產(chǎn)必定會對經(jīng)濟增長造成不利影響。因為其他產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)具有很強的關(guān)聯(lián)性。政府應(yīng)該對房地產(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，也不能對房地產(chǎn)行業(yè)進行強制打壓。如今鄭州市經(jīng)濟發(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)濟的發(fā)展，必須發(fā)揮好房地產(chǎn)投資對鄭州市經(jīng)濟增長的推動作用。