丁鈺驊 張會榮

摘 要：以云南省2000-2019年GDP數(shù)據(jù)和房地產(chǎn)開發(fā)投資額為數(shù)據(jù)樣本，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗探討云南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。結(jié)果表明：云南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期動態(tài)均衡關(guān)系;應(yīng)該正確認識房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，以新發(fā)展理念引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展，合理確定房地產(chǎn)開發(fā)投資規(guī)模，同時孵化多元化的新經(jīng)濟增長點，避免過度依賴房地產(chǎn)投資。

關(guān)鍵詞：云南;房地產(chǎn)投資;經(jīng)濟增長

中圖分類號：F2 ? ? 文獻標識碼：A ? ? ?doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2021.03.006

0 引言

自從1998年我國住房體制改革啟動以來，房地產(chǎn)業(yè)迅猛發(fā)展，成了國民經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)之一，推動了城鎮(zhèn)化進程，發(fā)揮著不可替代的作用。2020年1月17日，國家統(tǒng)計局發(fā)布2019年1～12月份全國房地產(chǎn)開發(fā)投資數(shù)據(jù)：全國房地產(chǎn)開發(fā)投資132194億元，比上年增長9.9%，占國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重高達13.34%，而2000年，全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額占GDP的比重僅為5.48%。相應(yīng)地，云南省2019年房地產(chǎn)開發(fā)投資額占GDP的比重更是高達17.88%、高于同期全國比重幅度達4.54%;而2000年，其占GDP的比重僅為2.97%，遠遠低于同期全國水平。

一直以來，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的相關(guān)研究就受到廣泛關(guān)注。Miles（2009）應(yīng)用VAR模型分析了美國住宅投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，結(jié)果顯示：住宅投資對經(jīng)濟增長至關(guān)重要。國內(nèi)學者對房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的探討，一直持續(xù)不斷，既有理論研究，也有實證分析。吳宇婷、韓曉虎（2011）對海南房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證分析，認為海南房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在正相關(guān)關(guān)系。許憲春（2015）等探討了房地產(chǎn)經(jīng)濟對中國國民經(jīng)濟増長的 作用。吳旖雯（2016）對廣東房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證分析表明，廣東房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期協(xié)整關(guān)系，兩者是相互促進，相互影響的關(guān)系。黎紹凱（2017）分析了房地產(chǎn)投資擠出效應(yīng)如何影響經(jīng)濟增長。王珍（2018）對武漢市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長進行了計量關(guān)系研究，指出：武漢市經(jīng)濟增長是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而房地產(chǎn)投資的增長并不必然導(dǎo)致經(jīng)濟增長。景剛（2019）基于規(guī)模差異、區(qū)域差異及空間溢出效應(yīng)視角，探討了中國房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響。崔廣亮、高鐵梅（2020）建立面板數(shù)據(jù)模型分析得出結(jié)論：城市房地產(chǎn)投資與城市產(chǎn)出存在倒U型曲線關(guān)系。周洪兵（2020）基于新發(fā)展理念視角，探討了房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響效應(yīng)。

綜上，大部分研究認為房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有促進作用，但各地區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異程度不一、情況各有不同。近年來，云南省房地產(chǎn)投資持續(xù)加快，對區(qū)域經(jīng)濟拉動作用突出。本文針對云南房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證分析，以期為云南經(jīng)濟高質(zhì)量跨越式增長、加快建設(shè)面向南亞東南亞輻射中心提出一些建議。

1 數(shù)據(jù)選取與模型設(shè)定

選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量云南經(jīng)濟發(fā)展水平的指標，選取房地產(chǎn)開發(fā)投資額INV 來表示云南房地產(chǎn)投資水平。以云南省2000-2019年的數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)源自《云南統(tǒng)計年鑒》。

為了一定程度上消除異方差，對變量取自然對數(shù)。進而構(gòu)建計量模型如下：

lnGDPt=a+b×lnINVt+εt

式中l(wèi)nGDPt為第t年的GDP取自然對數(shù);lnINVt為第t年的房地產(chǎn)開發(fā)投資額INV取自然對數(shù)，εt 為隨機誤差項。

以下將通過依次使用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果關(guān)系檢驗考察云南省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)分析均采用Eviews7.2完成。

2 單位根檢驗

根據(jù)取對數(shù)后的GDP與INV數(shù)據(jù)的走勢圖（圖1）可以初步判斷兩個序列都存在趨勢項和截距項的，可能為不平穩(wěn)時間序列。

不平穩(wěn)的時序變量之間有可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。所以，為了避免對數(shù)化后的國民生產(chǎn)總值（ln（GDP））與房地產(chǎn)投資（ln（INV））之間產(chǎn)生偽回歸，在圖形觀察的基礎(chǔ)上，必須進一步檢驗兩個序列的平穩(wěn)性。這里采用ADF單位根檢驗法，檢驗結(jié)果見表1所示。

由表1可知，時間序列l(wèi)n（GDP）與ln（INV）經(jīng)過二階差分則平穩(wěn)了，故為二階單整序列，可以進一步進行協(xié)整檢驗。

3 協(xié)整檢驗

（1）協(xié)整回歸。為了建立 ln（GDP）與ln（INV）之間的協(xié)整模型，并考慮到GDP受前期水平的影響，具有一定的慣性，所以考慮把自回歸成分 ln（GDP）t-1也加入到模型的解釋變量中，即前述模型調(diào)整為如下模型：

lnGDPt=a+b1×lnGDPt-1+b2×lnINVt+εt

即把 ln（GDP）t對ln（GDP）t-1和ln（INV）t進行普通最小二乘法（OLS）線性回歸，結(jié)果如下：

ln（GDP）t=1.6912+0.6933ln（GDP）t-1+0.1664ln（INV）t

t ?（3.6886） ?（7.6501） ? （3.2990）

R2=0.9975 ?DW=1.5743

（2）殘差平穩(wěn)性檢驗。對上述模型得到的殘差進行單位根檢驗（表2）。

由表2知殘差序列不存在單位根，即為平穩(wěn)序列，即存在一個平穩(wěn)線性組合，故2000-2019年云南省房地產(chǎn)開發(fā)投資額與經(jīng)濟增長之間存在著一種長期動態(tài)均衡關(guān)系。

4 誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系僅僅能表明變量間長期均衡關(guān)系，進一步可以建立誤差修正模型、以反映變量之間的短期波動關(guān)系。但在誤差修正模型建立過程中發(fā)現(xiàn)，ln（GDP）t-1改變量前面的系數(shù)并不顯著，故剔除之，最后得到誤差修正模型結(jié)果如下：

Δln（GDP）=0.0531+0.3342Δln（INV）-0.5148ECM（-1）

t （2.9599） ?（4.4252） ?（-1.7777）

R2=0.6137 ?DW=2.0219

（1）從Δln（INV）的系數(shù)及t值可知，云南省房地產(chǎn)開發(fā)投資額的短期變化在5%的顯著性水平下對經(jīng)濟增長有顯著正向影響，房地產(chǎn)投資額增加 1 個百分點，會影響經(jīng)濟規(guī)模增加 0.3342個百分點，和類似文獻比較，顯然高于全國平均水平;事實上，根據(jù)最新數(shù)據(jù)，國家統(tǒng)計局公布31省份2020年一季度房地產(chǎn)開發(fā)投資數(shù)據(jù)，云南省房地產(chǎn)開發(fā)投資額高居全國第8位，在西部地區(qū)僅僅排在重慶后一位。

（2）模型中誤差修正項ECM（-1）的系數(shù)顯示了當年對于上一年房地產(chǎn)開發(fā)投資額與GDP偏離長期動態(tài)均衡關(guān)系的糾正，系數(shù)為 -0.5148，符合反向糾正機理，上一期的偏差越遠，本期的糾正量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機制。雖然ECM（-1）的系數(shù)的t值表明其在10%的顯著性水平下才成立，而且相對而言可決系數(shù)較低，但模型整體顯著性尚可，且其余各系數(shù)t檢驗統(tǒng)計量顯著，能夠表明其應(yīng)有的經(jīng)濟含義。

5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

前述協(xié)整檢驗表明了云南省房地產(chǎn)開發(fā)投資額與經(jīng)濟增長間是存在長期均衡關(guān)系的，但二者孰為因果？進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表3所示。

由表3可知，當滯后1期時，都不能拒絕原假設(shè);而當滯后期為2時，經(jīng)濟增長是房地產(chǎn)投資的Granger原因，而房地產(chǎn)的投資增長并不一定導(dǎo)致經(jīng)濟增長;其余更高階滯后期（限于篇幅未列表），二者均互不為Granger原因。

6 結(jié)論與討論

（1）實證分析表明，云南房地產(chǎn)投資額與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在較強的正相關(guān)關(guān)系，房地產(chǎn)投資額的提高對國內(nèi)生產(chǎn)總值具有較大的促進作用。協(xié)整分析顯示：長期均衡關(guān)系中l(wèi)n（INV）對ln（GDP）的長期貢獻相對較小，ln（INV）變動1個百分點，云南的ln（GDP）變動0.1664個百分點;而短期的誤差修正模型則顯示ln（INV）短期變動對當期ln（GDP）的變動產(chǎn)生較強的正方向影響、達到0.3342個百分點;誤差修正項系數(shù)為-0.5148，反映了長期動態(tài)均衡關(guān)系對短期波動的制約程度、將非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)移動。

（2）格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，當滯后期為2時，云南省經(jīng)濟增長是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因，而房地產(chǎn)投資增長并不必然導(dǎo)致經(jīng)濟增長;其余各階滯后期二者均互不為格蘭杰原因。

（3）房地產(chǎn)投資在國民經(jīng)濟發(fā)展中具有特殊地位與作用，在“房住不炒”的新發(fā)展理念和城鎮(zhèn)化穩(wěn)步發(fā)展的背景下，要理性認識房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，根據(jù)云南發(fā)展現(xiàn)狀以及加快建設(shè)面向南亞東南亞輻射中心的定位，合理引導(dǎo)房地產(chǎn)開發(fā)投資規(guī)模、分階段有序規(guī)劃;大力孵化多元化的新經(jīng)濟增長點，避免過度依賴房地產(chǎn)投資，跨越式地實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量增長。

參考文獻

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