賈莉莉，李現(xiàn)敏，高 強(qiáng)

(泰山學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，山東泰安 271021)

一、本文的研究目的和意義

由于房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈跨度大、產(chǎn)業(yè)高度化明顯、較高的產(chǎn)業(yè)的附加值、較高的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，已成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。房地產(chǎn)投資作為固定資產(chǎn)投資的一部分，在拉動(dòng)GDP增長、帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、改善城市投資環(huán)境、提高人民生活水平、吸引外資和促進(jìn)對(duì)外開放等方面發(fā)揮了積極的作用。然而，隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)的高速發(fā)展，全國各地房價(jià)節(jié)節(jié)攀升，房地產(chǎn)投資出現(xiàn)過熱和投資結(jié)構(gòu)不合理的現(xiàn)象。如何看待房地產(chǎn)投資過熱，如何提高房地產(chǎn)投資的效率，如何加強(qiáng)房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)的防范、控制和管理，這些都是學(xué)術(shù)界和決策層需要解決的問題。要解決以上問題，優(yōu)化房地產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)對(duì)房地產(chǎn)投資的有效引導(dǎo)和監(jiān)管，首先必須正確分析區(qū)域內(nèi)房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

由于國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是代表宏觀經(jīng)濟(jì)的根本變量，是能夠代表一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的綜合指數(shù)。在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中GDP=C+I+ G+(X－M)，I表示投資，房地產(chǎn)投資是投資中的一部分。所以房地產(chǎn)投資的增長對(duì)GDP具有拉動(dòng)作用。泰安市是中國山東省中部一座著名的文化旅游城市，其房地產(chǎn)投資開發(fā)的速度和規(guī)模均具有一定的代表性，本文以泰安市GDP的增長來表征宏觀經(jīng)濟(jì)的增長，以RI表征房地產(chǎn)投資額的增長，以Eviews6.0為平臺(tái)，對(duì)各年數(shù)據(jù)進(jìn)行必要分析，定量地分析房地產(chǎn)投資對(duì)GDP的影響，以正確認(rèn)識(shí)房地產(chǎn)投資的作用，增強(qiáng)對(duì)房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)的防范、控制，為泰安市房地產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展提出意見。

二、泰安市國內(nèi)生產(chǎn)總值和房地產(chǎn)投資額關(guān)系的分析

(一)數(shù)據(jù)初步分析

選取1996－2008年間泰安市國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和房地產(chǎn)開發(fā)投資額(RI)作為樣本數(shù)據(jù)，來分析泰安市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

表1 泰安市GDP和RI各年數(shù)據(jù)及比重 單位:億元

注:以上各年數(shù)據(jù)取自泰安市統(tǒng)計(jì)局

從上表可以看出，泰安市的兩項(xiàng)數(shù)據(jù)都有較快發(fā)展，RI占GDP的比重在逐年增大，但是RI占GDP的比重仍然很小，根據(jù)材料，可以知道GDP和RI之間有著十分緊密的正相關(guān)關(guān)系。但兩者到底有多顯著的相關(guān)性呢，還應(yīng)進(jìn)一步研究，對(duì)二者進(jìn)行回歸分析與協(xié)整分析。

(二)回歸分析與協(xié)整分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)之間產(chǎn)生“偽回歸”或者“虛假回歸”的現(xiàn)象，有必要對(duì)原序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于兩個(gè)變量呈指數(shù)上升趨勢(shì)，未來將其轉(zhuǎn)化為線性，對(duì)兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，分別表示為LnGDP和LnRI。檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)(Unite Root Test)［1］。對(duì)其提出假設(shè)檢驗(yàn):

所以，通過做Unite Root Test可以得出下列結(jié)論:

表2 各個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

如表中所示，序列LnGDP和LnRI、ΔLnGDP和ΔLnRI經(jīng)過ADF檢驗(yàn)輸出的t值均大于10%顯著水平下的臨界值，因此不能拒絕序列LnGDP和LnRI、ΔLnGDP和ΔLnRI存在單位根的原假設(shè)，即序列是非平穩(wěn)的。

2.變量的單整性檢驗(yàn)

對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析前，首先要檢驗(yàn)時(shí)間續(xù)寫變量的單整性。單整性是如果時(shí)間序列xt是非平穩(wěn)序列，其d階差分dx是平穩(wěn)序列，則稱xt為d階單整，記為I(d)。

對(duì)序列LnGDP和LnRI進(jìn)行一階差分得到序列ΔLnGDP和ΔlnRI，對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果同樣顯示該組序列是不平穩(wěn)的。再進(jìn)行一次差分，得到序列Δ2LnGDP和Δ2LnRI，對(duì)其作ADF檢驗(yàn)，得出的t值均小于10%顯著性水平下的ADF檢驗(yàn)值(見表2)。因次拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列LnGDP和LnRI經(jīng)過二階差分后形成平穩(wěn)序列，即序列LnGDP和LnRI為二階單整，表示為LnGDP－I (2)，LnRI－I(2)。由于序列之間存在同階單整，因此這兩個(gè)變量符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

3.變量的協(xié)整檢驗(yàn)

利用1996－2008泰安市的GDP為因變量，RI為自變量，運(yùn)用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)［2］。對(duì)這兩個(gè)變量運(yùn)用OLS法構(gòu)造一元回歸模型，然后檢驗(yàn)其殘差是否平穩(wěn)，如果是平穩(wěn)的，則說明兩者是協(xié)整的，否則是非協(xié)整的。對(duì)LnGDP和Ln-RI進(jìn)行回歸分析:

得到回歸方程:LnGDP=0.488358415427× LnRI+5.25511722366

R2越接近1，表明模型擬合得越好;Prob(F－statistic)為F檢驗(yàn)的相伴概率，其值為0，反應(yīng)變量間高度線性，回歸方程高度顯著。如圖1所示:

表3 回歸分析

圖1 LnGDP和LnRI的趨勢(shì)圖

從圖1可以看出LnGDP和LnRI二者的相關(guān)性很高。令ei為方程的殘差序列，即ei=LnGDP－0.488358415427*LnRI－5.25511722366，由Eviews可以直接得到殘差序列Resid，1996－1997年 分 別 為:0. 07749465119047283、 0.235138990383315、－0.210128894614555、－0.09626054194333999、－ 0.1844804650159695、－0.09626054194333999、0.01449139708224578、 0.09526337058823487、－0.1764742388892122、－0.1194977882584869、－0.1725930938818223、0.1859095170695166、0.130913491443418、0.2202236048461792，如圖2所示:

圖2 殘差

首先提出假設(shè)檢驗(yàn):H0:存在單位根

H1:不存在單位根

對(duì)殘差一階差分記作ei～I(xiàn)(1)并進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果:

表4 Unite Root Test

從以上檢驗(yàn)結(jié)果可以看到:殘差序列的ADF 檢驗(yàn)值為－3.486638，小于10%顯著水平下的臨界值－2.771129.拒絕不存在單位根的備擇假設(shè)，ei～I(xiàn)(1)是平穩(wěn)的，即ei為1階單整序列，由此可以判斷LnGDP和LnRI之間存在協(xié)整關(guān)系。

方程LnGDP=0.488358415427*LnRI+5.25511722366稱為協(xié)整方程，它反映的是LnGDP和LnRI的長期均衡關(guān)系。這說明泰安市的GDP和RI這兩個(gè)時(shí)間序列雖然不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，但是二者的變動(dòng)趨勢(shì)在長期內(nèi)是一致的，因此二者的線性組合是平穩(wěn)序列。

即使兩個(gè)變量之間有長期均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)也會(huì)出現(xiàn)失衡(例如受突發(fā)事件的影響)。在短期內(nèi)，因?yàn)榧竟?jié)影響或隨機(jī)干擾，GDP和RI這兩變量有可能偏離均值，但是這種偏離是暫時(shí)的，隨著時(shí)間的推移將回到均衡狀態(tài)。

此時(shí)，我們可以用ECM來對(duì)這種短期失衡加以糾正。根據(jù)Granger表述定理，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則必然可以建立誤差修正模型。即對(duì)于回歸方程LnGDP=α+βLnRI+et，如果LnGDP和LnRI是協(xié)整的，則總能將其轉(zhuǎn)化為誤差修正的特定形式，即

△LnGDP=a+b△LnRI+c et－1誤差修正模型的內(nèi)涵在于通過協(xié)整關(guān)系來校正內(nèi)生變量的短期變化，由于協(xié)整關(guān)系成立，上式具有內(nèi)在穩(wěn)定性，利用它可以提高短期預(yù)測(cè)的精度。

然后以D(LnGDP)作為被解釋變量，以D (LnRI)和 et－1作為解釋變量，估計(jì)回歸模型，最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果:

同時(shí)，從誤差修正模型(ECM)分析可以看出，誤差修正項(xiàng)反映了GDP、RI的短期波動(dòng)偏離它們長期均衡關(guān)系的程度。模型中非均衡誤差ECM的系數(shù)為0.1505，這意味著上期的實(shí)際產(chǎn)出值低于長期均衡值，因而在下期需要以正的修正項(xiàng)將實(shí)際值調(diào)整到均衡值，即上一年度的非均衡誤差以15.05%的比率對(duì)本年度的GDP作修正，可以看出修正的作用還是比較大的。

4.Granger因果檢驗(yàn)

利用前文數(shù)據(jù)，對(duì)其進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如下:

表5 LnGDP和LnRI的Granger因果檢驗(yàn)

表2顯示了經(jīng)過兩次的滯后值試算，變量LnGDP和LnRI的因果檢驗(yàn)結(jié)果。可以看出滯后量個(gè)數(shù)選2，符合滯后量個(gè)數(shù)選擇原則，即在最長時(shí)間條件下所選變量中的一個(gè)變量有助于另一個(gè)變量的預(yù)測(cè)。以5%為顯著性水平，當(dāng)滯后后期為1時(shí)，對(duì)于“LnGDP不是LnRI的Granger成因”的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率為0.0304，表明LnGDP不是LnRI的Granger成因的概率較小，可以接受原假設(shè)。對(duì)于備擇假設(shè)“LnRI不是LnGDP的Granger成因”，其檢驗(yàn)的相伴概率為0.7865，應(yīng)拒絕備擇假設(shè)。所以，在95%的置信水平下可以認(rèn)為LnGDP是LnRI的Granger成因。從F檢驗(yàn)上看，對(duì)于“LnGDP不是LnRI的Granger成因”假設(shè)的F統(tǒng)計(jì)值達(dá)到了足夠大，因此通過顯著性檢驗(yàn)，該假設(shè)有理由被拒絕;“LnRI不是LnGDP的Granger成因”的假設(shè)被接受。即在滯后1年內(nèi)，LnGDP是LnRI的成因，而LnRI對(duì)LnGDP的影響并不顯著，這就反映了泰安市經(jīng)濟(jì)增長是拉動(dòng)房地產(chǎn)投資增長的的原因，而房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著。從表3中還可以看到，在滯后期為2和3時(shí)，“LnGDP不是LnRI的Granger成因”的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值在穩(wěn)步下降，這也說明，GDP對(duì)RI的影響在加大，這可以解釋為:泰安市的群眾收入水平偏低，2008年數(shù)據(jù)顯示，泰安市GDP在山東省排名第11位，較之青島4409億、煙臺(tái)3434億、濟(jì)南3017億還相去甚遠(yuǎn);再一個(gè)原因就是先積累然后買房，這也符合中國國情——注重積累的消費(fèi)習(xí)慣。當(dāng)然這有它的深層次原因，這里不再詳細(xì)闡述。

三、結(jié)論及建議

(一)房地產(chǎn)投資對(duì)GDP影響的結(jié)論

實(shí)證分析表明，泰安市房地產(chǎn)投資和GDP之間相互拉動(dòng)、又相互牽制。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的不斷完善，它們之間的互動(dòng)關(guān)系越來越強(qiáng)。實(shí)證同時(shí)也表明，泰安市房地產(chǎn)開發(fā)投資經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著，所以筆者認(rèn)為，泰安市的GDP依然有很大的增長空間。因?yàn)閺钠渌Y料和國家政策上看，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP增長應(yīng)該有顯著的作用。之所以這樣說是因?yàn)?房地產(chǎn)開發(fā)業(yè)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)其他行業(yè)具有高度的相關(guān)性，其向前向后向旁側(cè)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)涉及建筑、鋼鐵、物管、裝修、運(yùn)輸、銀行、保險(xiǎn)等諸多行業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而帶動(dòng)GDP的增長［3］。正是因?yàn)槠渚薮蟮年P(guān)聯(lián)效應(yīng)及擴(kuò)散效應(yīng)，對(duì)其他行業(yè)的有效帶動(dòng)作用，所以說應(yīng)發(fā)揮房地產(chǎn)投資對(duì)GDP的貢獻(xiàn)作用。特別是在當(dāng)前金融危機(jī)的大環(huán)境下，如何穩(wěn)固提高GDP，穩(wěn)定社會(huì)，減少失業(yè)率是當(dāng)務(wù)之急。所以筆者認(rèn)為，在房地產(chǎn)投資市場(chǎng)大有文章可做，所以，政府應(yīng)加大房地產(chǎn)投資力度，推進(jìn)廉租房、經(jīng)濟(jì)適用房的建設(shè)，通過一系列的措施，使GDP得到穩(wěn)固發(fā)展，也使人民群眾得到實(shí)惠。同時(shí)，政府應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策，多渠道、全面提高人民的實(shí)際收入水平，縮小收入差距，才能夠培養(yǎng)房地產(chǎn)市場(chǎng)的有效需求，改變我國地區(qū)間GDP構(gòu)成中普遍存在的投資拉動(dòng)GDP增長的現(xiàn)狀，真正促進(jìn)GDP的健康發(fā)展，讓GDP成為拉動(dòng)房地產(chǎn)投資的動(dòng)力。

(二)建議

1.關(guān)于促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的建議

1)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展必須從我國人多地少的國情和現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平出發(fā)，形成合理的住房建設(shè)模式和消費(fèi)模式。

2)采取多種措施抑制房地產(chǎn)價(jià)格過快上漲，保持合理的價(jià)格水平。調(diào)控房價(jià)的目的是使房價(jià)回歸到合理水平，讓廣大人民群眾能夠通過購房、建房、租房等多種形式，做到“居者有其屋”?？刂品績r(jià)上漲，使房價(jià)回歸到合理水平，一方面要保持適度的房地產(chǎn)投資規(guī)模，擴(kuò)大以經(jīng)濟(jì)適用房為主體的普通商品房的供給;另一方面要通過嚴(yán)格住房消費(fèi)信貸發(fā)放以及實(shí)施針對(duì)住房投資、投機(jī)活動(dòng)的綜合稅收政策，降低住房投資、投機(jī)的收益預(yù)期水平，發(fā)揮住房存量在房地產(chǎn)價(jià)格調(diào)節(jié)中的作用。

3)地方政府應(yīng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控和監(jiān)管切實(shí)負(fù)起責(zé)任。地方各級(jí)政府應(yīng)改變長期實(shí)行的土地高價(jià)拍賣的供給模式，集中供應(yīng)經(jīng)濟(jì)適用房和廉租房，并將單位建房和個(gè)人集資合作建房納入政府經(jīng)濟(jì)適用房計(jì)劃;站在維護(hù)人民群眾利益的立場(chǎng)上，傾聽民眾呼聲、關(guān)心民眾疾苦，堅(jiān)決打擊各種損害群眾利益的不法行為。

2.關(guān)于房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)管理的建議

房地產(chǎn)業(yè)是一種先導(dǎo)性、基礎(chǔ)性的第三產(chǎn)業(yè)，是一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“晴雨表”，因而是一種比較敏感和活躍的產(chǎn)業(yè)。房地產(chǎn)商品是一種與其他商品有區(qū)別的特殊商品，這就決定了房地產(chǎn)投資與其他投資有不同的特點(diǎn)，特別是房地產(chǎn)項(xiàng)目的投資過程是一種預(yù)測(cè)未知將來需求而進(jìn)行產(chǎn)品生產(chǎn)的過程，這些不同特點(diǎn)決定了房地產(chǎn)業(yè)是一種典型的風(fēng)險(xiǎn)投機(jī)行業(yè)，不確定性伴隨其始終，這些不確定性因素對(duì)房地產(chǎn)投資的成敗起著決定性作用。

房地產(chǎn)投資具有以下風(fēng)險(xiǎn):(1)房地產(chǎn)項(xiàng)目投資的不可移動(dòng)性與風(fēng)險(xiǎn)。(2)房地產(chǎn)項(xiàng)目投資周期的長久性與風(fēng)險(xiǎn)。(3)房地產(chǎn)項(xiàng)目投資活動(dòng)的相關(guān)性與風(fēng)險(xiǎn)。(4)房地產(chǎn)項(xiàng)目投資的資本需求性與風(fēng)險(xiǎn)。［4］

對(duì)于房地產(chǎn)投資的風(fēng)險(xiǎn)控制提出以下建議:

1)廣泛收集信息，做好可行性研究，科學(xué)決策。決策是指在若干個(gè)方案中選擇最佳方案的過程，這一過程所做工作的質(zhì)量，將最終決定投資決策的質(zhì)量。由于房地產(chǎn)頭投資額巨大，投資周期長，因此，房地產(chǎn)項(xiàng)目投資決策必須進(jìn)行可行性研究，對(duì)擬投資項(xiàng)目進(jìn)行科學(xué)、全面地論證，以減少投資決策的盲目性。

2)控制開發(fā)，不可盲目追求特色和檔次。由第一部分研究可以看出，泰安市購買力不強(qiáng)，所以應(yīng)加強(qiáng)低價(jià)位、中小套型的普通商品住房、經(jīng)濟(jì)適用房和廉租住房的建設(shè)。

3)提升企業(yè)自身素質(zhì)，加強(qiáng)管理，確保工程質(zhì)量。開發(fā)企業(yè)要高度關(guān)注工程質(zhì)量，要實(shí)行項(xiàng)目監(jiān)理制度，聘請(qǐng)工程監(jiān)理公司對(duì)項(xiàng)目施工進(jìn)行有效的監(jiān)督和管理。

4)分散投資，控制風(fēng)險(xiǎn)。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，從事多樣化投資，一種投資的收益減少可由另一種投資的收益增加來彌補(bǔ)。房地產(chǎn)投資分散就是多樣化投資的一種，是通過開發(fā)結(jié)構(gòu)的分散，來達(dá)到降低風(fēng)險(xiǎn)的目的，一般包括投資區(qū)域分散、投資時(shí)間分散、物業(yè)分散、共同投資等方式，追求收益相同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)最小或在風(fēng)險(xiǎn)相同時(shí)收益最大，即在風(fēng)險(xiǎn)和收益之間尋求一種最佳的投資組合，有必要聘請(qǐng)有資質(zhì)的工程監(jiān)理隊(duì)伍對(duì)項(xiàng)目施工全過程進(jìn)行監(jiān)督和管理。監(jiān)督施工方嚴(yán)格履行施工合同，對(duì)項(xiàng)目工期、質(zhì)量實(shí)行嚴(yán)格控制，對(duì)材料設(shè)備等資金成本進(jìn)行嚴(yán)格監(jiān)管，并加強(qiáng)施工現(xiàn)場(chǎng)經(jīng)濟(jì)簽證，有效控制施工變更和工程成本。

我國現(xiàn)在的房地產(chǎn)產(chǎn)品中，高檔住房開發(fā)的較多，中低檔住房或者經(jīng)濟(jì)實(shí)用房較少，這樣就導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)中高檔住宅有較高的空置率，經(jīng)濟(jì)實(shí)用房供不應(yīng)求，產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不合理。泰安市也存在這種情況。所以，作為泰安市政府應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策，多渠道、全面提高人民的實(shí)際收入水平，縮小收入差距，才能夠培養(yǎng)房地產(chǎn)市場(chǎng)的有效需求，改變我國地區(qū)間GDP構(gòu)成中普遍存在的投資拉動(dòng)GDP增長的現(xiàn)狀，真正促進(jìn)GDP的健康發(fā)展。

［1］高鐵海.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建筑——Eviewe應(yīng)用實(shí)例［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2006.

［2］馬蓉.房地產(chǎn)投資拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的定量分析［J］.新西部，2007，(10).

［3］王國軍，劉水杏.房地產(chǎn)業(yè)對(duì)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)效應(yīng)研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004，(8).

［4］雷榮軍.房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)分析研究［D］.天津大學(xué)管理學(xué)院，2005.