王 帥，陳忠暖 ，劉 松

(華南師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，廣州510631)

二戰(zhàn)后流行的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào)資本形成、資本積累在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的關(guān)鍵作用，認(rèn)為住房投資(或廣義的房地產(chǎn)投資)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［1－2］.但對(duì)于“房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在因果關(guān)系?”或“房地產(chǎn)投資的變化與宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)二者之間是否有某種前后呼應(yīng)(或領(lǐng)先—滯后)的聯(lián)系?”等問(wèn)題一直存在著爭(zhēng)論，大量地使用不同國(guó)家地區(qū)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究并沒(méi)有得出定論.

Green［3］分析1952—1992年美國(guó)的住宅投資、非住宅投資與GDP 的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)住宅投資是GDP的Granger 原因，反之不成立;而GDP 是非住宅投資的Granger 原因，認(rèn)為住宅投資引導(dǎo)美國(guó)的經(jīng)濟(jì)周期.Leamer［4］研究美國(guó)1947—2007年60年間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，發(fā)現(xiàn)住宅投資對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)影響較小，但在經(jīng)濟(jì)衰退和復(fù)蘇期，住宅投資卻至關(guān)重要:在過(guò)去10次經(jīng)濟(jì)衰退中有8 次能夠先看到住宅投資的大幅降低，住宅投資是判斷經(jīng)濟(jì)下行的最好的信號(hào). 但是，Kim［5］利用1970－2002年韓國(guó)的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)住宅投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)力，而是跟隨宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng);相反，非住宅投資與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)互為Granger 原因. Wigren 和Wilhelmsson［6］采用14個(gè)歐洲國(guó)家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)公共基礎(chǔ)設(shè)施(包括住宅投資)對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響，長(zhǎng)期影響較弱，但住宅建設(shè)確實(shí)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生長(zhǎng)期的影響.

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系也進(jìn)行了較多的探討.皮舜和武康平［7］通過(guò)基于Panel 數(shù)據(jù)的Granger 因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，發(fā)現(xiàn)我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有雙向的因果關(guān)系.而沈悅和劉洪玉［8］指出GDP 對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資有著顯著的單向作用，其影響遠(yuǎn)大于后者對(duì)GDP 的影響，張清勇和鄭環(huán)環(huán)［1］的研究也支持這一觀點(diǎn).孔煜［9］鑒于房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有較強(qiáng)的區(qū)域性特征，在劃分出東、中、西部地區(qū)的基礎(chǔ)上，分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)東部和中部地區(qū)的房地產(chǎn)投資額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果關(guān)系，而西部地區(qū)房地產(chǎn)投資額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不存在因果關(guān)系. Chen 等［10］通過(guò)1999—2007年我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的研究也表明，全國(guó)層面上住房、非住房投資與GDP 之間都存在雙向的Granger 因果關(guān)系，但二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度在不同的地區(qū)有著很大的不同:在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、城市化水平較低的西部地區(qū)，住房投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于非住房投資.李楠等［11］采用1992—2010年季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)房地產(chǎn)投資與GDP 總體上存在長(zhǎng)期協(xié)整，房地產(chǎn)投資對(duì)GDP 增長(zhǎng)的彈性為0.587 6，但不同時(shí)期，房地產(chǎn)投資與GDP 的均衡關(guān)系是不同的，2001年第3 季度和2008年第1 季度是近20年來(lái)房地產(chǎn)投資與GDP 長(zhǎng)期均衡關(guān)系發(fā)生變化的轉(zhuǎn)折點(diǎn).

通過(guò)以上分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系在不同的國(guó)家地區(qū)、不同的方法、不同的時(shí)間段、不同的指標(biāo)數(shù)據(jù)(如在表征房地產(chǎn)投資指標(biāo)時(shí)選擇全社會(huì)住宅投資或者城鎮(zhèn)房地產(chǎn)開發(fā)投資)會(huì)產(chǎn)生不同的結(jié)論，需要針對(duì)具體問(wèn)題具體分析.

廣州作為我國(guó)首批住宅商業(yè)化的試點(diǎn)城市之一，其房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在廣東省乃至全國(guó)都處于領(lǐng)先地位.經(jīng)過(guò)30 多年的快速發(fā)展，房地產(chǎn)業(yè)已成為廣州經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)［12］，2012年房地產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重達(dá)7.55%，房地產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP 的貢獻(xiàn)率達(dá)13.07%，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用明顯(圖1).本文在分析改革開放以來(lái)廣州市房地產(chǎn)投資階段性特征的基礎(chǔ)上，采用1984—2013年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)探討房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，以期能夠?yàn)槲磥?lái)廣州房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論依據(jù).

圖1 廣州市房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展概況Figure 1 Overview of the development of Guangzhou's real estate industry

1 廣州市房地產(chǎn)投資發(fā)展歷程

1980年6月，國(guó)務(wù)院正式公布了關(guān)于住房商品化的相關(guān)政策，拉開了房屋和土地商品化的序幕.其后，在經(jīng)濟(jì)改革和體制創(chuàng)新兩大驅(qū)動(dòng)力的推動(dòng)下，廣州市房地產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，2013年房地產(chǎn)開發(fā)投資達(dá)到1 579.68 億元.1984—2013年間年均增長(zhǎng)22.6%，占全社會(huì)投資的比重從1984年的14.34%上升到2013年的35.46%.從發(fā)展進(jìn)程來(lái)看，廣州市房地產(chǎn)開發(fā)投資經(jīng)歷了起步探索、盲目發(fā)展、高速發(fā)展和波動(dòng)發(fā)展等4個(gè)階段.

圖2 廣州市房地產(chǎn)開發(fā)投資歷程Figure 2 The development process of Guangzhou's real estate development investment

(1)起步探索階段(1978—1990年)，房地產(chǎn)投資年均增速4.75%. 改革開放之初，廣州率先引進(jìn)外資進(jìn)入房地產(chǎn)業(yè)，1982年建設(shè)完成全國(guó)第一個(gè)商品住宅小區(qū)“東湖新村”，標(biāo)志著廣州房地產(chǎn)市場(chǎng)化的起步.在由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的過(guò)程中，房地產(chǎn)業(yè)由于剛起步，受國(guó)家政治環(huán)境和政策性因素影響較大，投資起伏變化大，最高年份增長(zhǎng)54.9%，最低年份負(fù)增長(zhǎng)18.8%.

(2)盲目發(fā)展階段(1991—1997年)，房地產(chǎn)投資年均增速46.81%.以1992年鄧小平南巡談話為標(biāo)志，我國(guó)改革開放進(jìn)入一個(gè)新階段，廣州房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展也駛?cè)肟燔嚨? 優(yōu)惠的政策吸引了海內(nèi)外大批熱錢的涌入，非理性的投資引發(fā)房地產(chǎn)泡沫，嚴(yán)重破壞了宏觀經(jīng)濟(jì)的良性運(yùn)行.1992、1993年的投資額增長(zhǎng)幅度都在120%以上，房屋施工面積由1991年的1 679.31 ×104m2上升至1992年的2 364.62 ×104m2，1993年更是達(dá)到3 489.26 ×104m2，較1991年翻了一番，出現(xiàn)了“全民搞房地產(chǎn)”的熱潮. 在此背景下，國(guó)家采取適度從緊的方針加強(qiáng)宏觀調(diào)控，房地產(chǎn)開發(fā)迅速降溫，1996年廣州房地產(chǎn)開發(fā)投資增速降至1.3%，1997年由于亞洲金融危機(jī)的影響，投資增速降至1.4%的低值.

(3)高速發(fā)展階段(1998—2007)，房地產(chǎn)投資年均增速11.19%.1998年，國(guó)務(wù)院發(fā)出《關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，正式拉開房改大幕，同時(shí)出臺(tái)《住房擔(dān)保貸款管理辦法》，為房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來(lái)新的機(jī)遇.廣州房地產(chǎn)業(yè)迅速?gòu)?fù)蘇，并保持了穩(wěn)定增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì). 從1998年開始，房地產(chǎn)投資大部分年份都保持每年10個(gè)百分點(diǎn)以上的速度增長(zhǎng)，期間2003年受非典影響，投資增速放緩，出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng).針對(duì)1998年以來(lái)出現(xiàn)的“房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)速度過(guò)快”問(wèn)題，中央和地方政府實(shí)施了緊縮政策，從財(cái)政、金融、土地供給等各個(gè)方面抑制房地產(chǎn)投資過(guò)熱.2007年，央行6 次加息，但廣州市房地產(chǎn)投資增速仍然達(dá)到22.2%的高值.總之，這個(gè)時(shí)期是廣州市房地產(chǎn)開發(fā)投資較為穩(wěn)定的黃金發(fā)展期.

(4)波動(dòng)發(fā)展階段(2008—)，房地產(chǎn)投資年均增速11.49%.2008年受全球金融危機(jī)的影響，廣州房地產(chǎn)開發(fā)投資開始降溫，較2007年僅增長(zhǎng)2.4%.2009年房地產(chǎn)市場(chǎng)開始回暖，2010年房地產(chǎn)市場(chǎng)供求開始翻轉(zhuǎn). 由于上個(gè)階段房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)過(guò)快，房?jī)r(jià)漲幅過(guò)高等問(wèn)題尚未解決，政府在2008年底又推出4 萬(wàn)億刺激計(jì)劃，加上同時(shí)實(shí)行寬松的貨幣和信貸政策，導(dǎo)致這個(gè)階段房地產(chǎn)開發(fā)投資暴增，2011年房地產(chǎn)開發(fā)投資額達(dá)1 305.36 億元，較2008年上漲71%，到2013年更是上漲了107%，與此同時(shí)房?jī)r(jià)更是暴漲.在此背景下，政府加緊調(diào)控力度，出臺(tái)了大量政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控，2011年試點(diǎn)征收房產(chǎn)稅.這一時(shí)期，廣州市房地產(chǎn)投資的最大特征就是受政策調(diào)整的波動(dòng)性明顯.

2 實(shí)證研究

2.1 數(shù)據(jù)選擇

使用房地產(chǎn)開發(fā)投資額和GDP 分別作為反映房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量，分別用EST 和GDP表示.數(shù)據(jù)來(lái)自《廣州50年》、《廣州市統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù). 樣本區(qū)間為1984—2013年. 為消除價(jià)格變動(dòng)因素的影響，將以上指標(biāo)(當(dāng)年價(jià))按居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(以1978年為基期)折算成剔除物價(jià)水平后的數(shù)據(jù). 為消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象，分別取自然對(duì)數(shù)，即ln EST、ln GDP.數(shù)據(jù)處理均在Eviews 6.0 中實(shí)現(xiàn).

2.2 時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列分析中首先遇到的問(wèn)題是關(guān)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性.采用ADF 檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，可以看出ln GDP 在1%顯著水平下都存在單位根，表明原序列不平穩(wěn);而ln EST 則在含漂移項(xiàng)的模型中拒絕原假設(shè)，顯示為平穩(wěn)時(shí)間序列.但二者的一階差分序列ADF 值都小于在1%水平下的臨界值，拒絕了單位根假設(shè)，表明是平穩(wěn)的，是一階單整序列I(1).

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

雖然廣州市房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP 具有同步增長(zhǎng)的趨勢(shì)，但二者都具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，想要確定它們之間是否存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，就需要證明它們存在協(xié)整關(guān)系.

時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示ln GDP 和ln EST是一階單整的，本文采用基于向量自回歸模型(VAR)的Johansen 協(xié)整檢驗(yàn). 根據(jù)AIC 和SC 最小原則確定最佳滯后期數(shù)為2.其次，采用跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)(有截距，無(wú)趨勢(shì))，結(jié)果表明，在顯著性水平為5%的基礎(chǔ)上變量之間存在協(xié)整關(guān)系，且有1個(gè)協(xié)整方程(表2).

協(xié)整方程如下:

表明在房地產(chǎn)投資與GDP 的長(zhǎng)期均衡關(guān)系中，ln EST 對(duì)ln GDP 和的長(zhǎng)期彈性為0.993 7，即房地產(chǎn)投資增加1%，GDP 就會(huì)增長(zhǎng)0.993 7%. 這是因?yàn)樽?998年房地產(chǎn)市場(chǎng)市場(chǎng)化以來(lái)，房地產(chǎn)業(yè)由于“關(guān)聯(lián)度高，帶動(dòng)力強(qiáng)，已經(jīng)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)”［13］. 近十年來(lái)，廣州市房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP增長(zhǎng)的直接貢獻(xiàn)率維持在9.44 的平均水平，如果考慮間接貢獻(xiàn)和引致消費(fèi)貢獻(xiàn)［14］，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)可能達(dá)到23.60%，可以說(shuō)在現(xiàn)階段仍以投資拉動(dòng)為主的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式下，增加房地產(chǎn)投資在長(zhǎng)期中會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用.

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Results of unit root test

表2 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Results of Johansen cointegration test

但由于直接采用非平穩(wěn)時(shí)間序列建立回歸模型很容易出現(xiàn)偽回歸的問(wèn)題，可以通過(guò)VEC 模型來(lái)修正二者之間的線性關(guān)系.

誤差修正項(xiàng)系數(shù)(vecmt－1)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制. 由式(2)可以看出，房地產(chǎn)開發(fā)投資(dln EST)在短期內(nèi)對(duì)GDP 的增長(zhǎng)產(chǎn)生了弱的反向滯后影響，上一期房地產(chǎn)開發(fā)投資增長(zhǎng)1%促使本期GDP 下降0.075 8%. 這一結(jié)果與協(xié)整分析中長(zhǎng)期內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP 增長(zhǎng)產(chǎn)生正向拉動(dòng)作用的結(jié)論截然不同.對(duì)此本文解析如下:

(1)房地產(chǎn)開發(fā)投資過(guò)度會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)(Crowding Out Effect). 地方政府在“發(fā)展至上”［15］或“GDP 政績(jī)”［16］的考量下，不能準(zhǔn)確及時(shí)把握地區(qū)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢(shì)，一味追求“短平快”，往往傾向于使用短期的宏觀刺激政策，而其中大部分資金都流向了投資收益率較高的房地產(chǎn)業(yè).房地產(chǎn)投資過(guò)熱使得生產(chǎn)性投資相對(duì)萎縮，其他實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)緩慢，加劇地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“房地產(chǎn)業(yè)化”趨勢(shì)［17］，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡，進(jìn)而抑制經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展.

(2)房?jī)r(jià)過(guò)高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有間接抑制作用.房?jī)r(jià)增長(zhǎng)過(guò)快過(guò)高也壓縮了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的空間，高額的購(gòu)房支出占據(jù)居民可支配收入的大部分，在預(yù)算一定的情況下，直接擠占了教育、體育、醫(yī)療和文化等消費(fèi)性支出，對(duì)發(fā)展內(nèi)需形成巨大抑制作用.同時(shí)，房?jī)r(jià)過(guò)高加劇了房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)和泡沫，加劇了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛在風(fēng)險(xiǎn)［18］.

從式(2)中也可以看出GDPt－1的系數(shù)為0.452 4，表明GDP 增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有一定的穩(wěn)定性.

2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

上文分析表明房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP 之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系?下面進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn). 由于ADF 檢驗(yàn)確定ln GDP 和ln EST 都是非平穩(wěn)的一階單整序列，因此取其一階差分序列進(jìn)行因果檢驗(yàn).

結(jié)果表明:在5%的顯著性水平下，在滯后2 期時(shí)房地產(chǎn)開發(fā)投資顯示為是GDP 的單向Granger 原因，即房地產(chǎn)開發(fā)投資能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).

表3 Granger 因果檢驗(yàn)的結(jié)果Table 3 Results of Granger causality tests

2.5 脈沖響應(yīng)分析

為更加直觀反映房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP 增長(zhǎng)之間的引領(lǐng)程度變化，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)［19］對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP 增長(zhǎng)的關(guān)系做進(jìn)一步的分析.脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來(lái)衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)其他變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及效應(yīng)［19］.橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù);縱軸表示施加沖擊后，GDP 波動(dòng)的變化，實(shí)線表示響應(yīng)函數(shù)曲線，2 條虛線代表2 倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶.

從圖3 可知，在第1 期給房地產(chǎn)投資施加1%的沖擊后，對(duì)GDP 產(chǎn)生持續(xù)的正向影響，而且程度是逐漸增強(qiáng)的，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP 的增長(zhǎng)產(chǎn)生了長(zhǎng)期的促進(jìn)作用，證實(shí)了協(xié)整檢驗(yàn)中房地產(chǎn)投資增加在長(zhǎng)期中會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生明顯拉動(dòng)作用的結(jié)論.

圖3 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果Figure 3 The results of impulse response

3 結(jié)論

近年來(lái)，在面對(duì)經(jīng)濟(jì)下行時(shí)，從中央政府到地方政府均傾向于使用短期的宏觀刺激政策，通過(guò)大規(guī)模的投資刺激，防止經(jīng)濟(jì)“硬著陸”，而其中大量資金流向了房地產(chǎn)業(yè).與此同時(shí)，房地產(chǎn)開發(fā)投資增長(zhǎng)與GDP 增長(zhǎng)表現(xiàn)出明顯的同步性.但房地產(chǎn)投資能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嗎?二者是否存在穩(wěn)定的因果關(guān)系?本文運(yùn)用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)改革開放以來(lái)廣州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行分析，得到以下結(jié)論:

(1)廣州市房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP 之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系. ln EST 對(duì)ln GDP 的長(zhǎng)期彈性為0.993 7，即房地產(chǎn)投資增加1%，GDP 就會(huì)增長(zhǎng)0.993 7%.在長(zhǎng)期中，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP 的拉動(dòng)作用明顯.改革開放以來(lái)，廣州市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，房地產(chǎn)投資做出了重要貢獻(xiàn).特別自1998年房地產(chǎn)市場(chǎng)市場(chǎng)化以來(lái)，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP 增長(zhǎng)的直接貢獻(xiàn)率維持在9.44 的平均水平.如果考慮間接貢獻(xiàn)和引致消費(fèi)貢獻(xiàn)，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)可能達(dá)到23.60%，說(shuō)明在現(xiàn)階段仍以投資拉動(dòng)為主的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式下，維持房地產(chǎn)開發(fā)投資的平穩(wěn)增長(zhǎng)，對(duì)廣州市經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要意義.

(2)房地產(chǎn)投資對(duì)廣州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響比短期影響更顯著.誤差修正模型的結(jié)果表明，房地產(chǎn)開發(fā)投資在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生弱的反向滯后影響，上一期房地產(chǎn)開發(fā)投資增加1% 促使本期GDP 下降0.075 8%;而脈沖響應(yīng)分析顯示，房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)GDP 產(chǎn)生顯著持久的正向影響，且影響程度逐漸增強(qiáng).

(3)廣州市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系是非對(duì)稱的，并且房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響具有滯后性.格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示，在滯后2 期時(shí)，房地產(chǎn)開發(fā)投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger 原因，反之則不成立.這是因?yàn)榉康禺a(chǎn)開發(fā)涉及面廣、建設(shè)周期長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間才能表現(xiàn)出來(lái).

基于以上分析，提出以下政策建議:(1)未來(lái)廣州市在繼續(xù)進(jìn)行房地產(chǎn)業(yè)宏觀調(diào)控的同時(shí)，要防止日益增加的過(guò)剩流動(dòng)性向房地產(chǎn)業(yè)的高度集中，遏制投機(jī)性需求，使房地產(chǎn)開發(fā)投資處于理性水平;(2)積極優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加大對(duì)工業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的扶持力度，適當(dāng)調(diào)整房地產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)比重，以避免由單一產(chǎn)業(yè)衰退而造成的整體經(jīng)濟(jì)下滑，保證房地產(chǎn)業(yè)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡持續(xù)增長(zhǎng).

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