向?yàn)槊?，譚希為

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院， 重慶 400054)

房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——基于重慶的協(xié)整分析

向?yàn)槊?，譚希為

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院， 重慶 400054)

基于重慶市1998—2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，選取C-D函數(shù)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)以及貢獻(xiàn)率分析法等，實(shí)證研究重慶房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。結(jié)果表明：重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有單向因果聯(lián)系；基于研究結(jié)論提出了重慶市房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展建議。

房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整分析

重慶市地處長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶和“一帶一路”的交匯點(diǎn)，是成渝城市群中心城市和長(zhǎng)江上游航運(yùn)中心，也是西部綜合交通運(yùn)輸條件最好的地區(qū)[1]。在未來(lái)區(qū)域經(jīng)濟(jì)全面展開的藍(lán)圖中，重慶市將發(fā)揮極其重要的作用。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局最新發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2016年上半年重慶市以10.6%的GDP增速領(lǐng)跑全國(guó)，較全國(guó)平均水平高出3.9個(gè)百分點(diǎn)。不僅如此，重慶市地區(qū)GDP增長(zhǎng)率在2014年和2015年兩年蟬聯(lián)冠軍。在GDP穩(wěn)步上升的過程中，重慶房地產(chǎn)開發(fā)投資額也不斷上漲。截至2015年末，重慶房地產(chǎn)開發(fā)投資額為2 390.49億元。1998—2015年，全市房地產(chǎn)投資占GDP的比重從6.81%增加到23.87%。在這期間，重慶房地產(chǎn)投資占固定投資的比重也從18.20%上浮到26.14%。在房地產(chǎn)開發(fā)投資總額不斷上升的過程中，重慶市的房?jī)r(jià)并沒有猛漲，而是保持在一個(gè)正常的合理上升區(qū)間。那么，目前重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與房地產(chǎn)投資之間關(guān)系如何？同時(shí)，我國(guó)當(dāng)前正處于經(jīng)濟(jì)全面轉(zhuǎn)型、改革攻堅(jiān)深化、結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)發(fā)展模式中[2]，在新的發(fā)展背景下，重慶房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中又該何去何從？為此，本文對(duì)1998—2015年重慶房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，以期為重慶市經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展以及房地產(chǎn)調(diào)控提供建議。

一、文獻(xiàn)回顧

1998年我國(guó)全面終止住房分配制度后，房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展迅猛，房地產(chǎn)投資也成了學(xué)者們的重要研究領(lǐng)域。關(guān)于房地產(chǎn)投資的概念，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同角度進(jìn)行了解讀。其中，王兆金等認(rèn)為房地產(chǎn)投資是指不同的投資主體(政府、企業(yè)和個(gè)人)為實(shí)現(xiàn)某種預(yù)定的目標(biāo)，直接或間接性地對(duì)房地產(chǎn)的開發(fā)、經(jīng)營(yíng)、管理、服務(wù)和消費(fèi)所進(jìn)行的投資活動(dòng)[3]。同時(shí)，社會(huì)文化和政治環(huán)境、行政負(fù)擔(dān)和監(jiān)管限制是影響房地產(chǎn)投資規(guī)模的重要因素，這一觀點(diǎn)在Karsten、Nathan等的研究中都得到了肯定[4-5]。在此基礎(chǔ)上，筆者結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，發(fā)現(xiàn)影響我國(guó)房地產(chǎn)投資規(guī)模大小的因素主要有城鎮(zhèn)化水平、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)占比[6]。從大部分學(xué)者的研究結(jié)論來(lái)看，都把房地產(chǎn)投資視作經(jīng)濟(jì)發(fā)展長(zhǎng)河中的一股重要力量。然而，由于研究對(duì)象、研究方法不同，關(guān)于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，學(xué)術(shù)界眾說(shuō)紛紜、觀點(diǎn)各異，經(jīng)梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要集中在以下兩方面。

在關(guān)于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的作用機(jī)理方面，主要存在如下幾種觀點(diǎn)[7-17]。岳朝龍等通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間相互促進(jìn)，長(zhǎng)期內(nèi)房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響顯著，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資也有反饋?zhàn)饔肹7]。但Huang等人基于投入產(chǎn)出法和國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論卻發(fā)現(xiàn)：房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有單向促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資并沒有促進(jìn)作用[8]。然而，在專家學(xué)者的研究中，也有人對(duì)此持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面影響。如王重潤(rùn)等通過Feber模型分析發(fā)現(xiàn)：在我國(guó)的大中城市，房地產(chǎn)投資有較為嚴(yán)重的“擠出效應(yīng)”，房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)會(huì)引起社會(huì)資金對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)投入的減少，進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[9]。

關(guān)于房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的程度，學(xué)者們的觀點(diǎn)也存在一定的差異。Bisping等把房地產(chǎn)投資分為房地產(chǎn)住宅投資和商業(yè)投資兩大類，再把各自對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響予以分析比較，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)住宅投資對(duì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更有優(yōu)勢(shì)[10]。羅國(guó)銀采用我國(guó)1998—2009年31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資對(duì)我國(guó)各省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都存在顯著的帶動(dòng)作用，只是不同地區(qū)的帶動(dòng)程度具有明顯差異性[11]。但Zhang等表達(dá)了不同意見，認(rèn)為房地產(chǎn)投資不一定對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用[12]，他們通過對(duì)中國(guó)1991—2007年30個(gè)省份地區(qū)的數(shù)據(jù)做動(dòng)態(tài)計(jì)量模型分析，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在明顯的“門檻效應(yīng)”，在我國(guó)只有人均GDP大于1 000美元的省份，房地產(chǎn)投資才能有效地促進(jìn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

總體而言，現(xiàn)階段學(xué)術(shù)界關(guān)于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系為本文研究提供了前期成果積累，并指引了深入研究的方向。但現(xiàn)有研究存在如下局限性：一方面，現(xiàn)有研究主要以全國(guó)范圍為主，以重慶市為研究對(duì)象的文章較少。另一方面，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)邁入新常態(tài)，在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，有必要對(duì)重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系重新解讀。與以往相比，本文在研究范圍上鎖定西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展領(lǐng)跑地區(qū)——重慶市。本文采用1998—2015年的數(shù)據(jù)，加大了樣本區(qū)間范圍。本文在研究方法上，考慮到時(shí)間序列的不平穩(wěn)性，綜合運(yùn)用了協(xié)整檢驗(yàn)、VECM、格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)工具，實(shí)證分析了重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

二、模型設(shè)計(jì)與變量說(shuō)明

(一)模型設(shè)計(jì)

為了考察房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，本文采用了柯布-道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)，將資本和勞動(dòng)力作為投入要素，即：

(1)

其中：Yt表示t年總產(chǎn)出，Lt表示t年的勞動(dòng)投入，Kt表示t年的總資本存量，A(t)為技術(shù)進(jìn)步成分。由于本文側(cè)重研究重慶市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，為了區(qū)分固定投資里房地產(chǎn)投資與非房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，將實(shí)際物資資本存量分為兩部分，即房地產(chǎn)投資部分REI 和實(shí)際物資資本存量里非房地產(chǎn)投資的部分K。因此，本文構(gòu)建含房地產(chǎn)投資要素的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型：

(2)

在實(shí)證檢驗(yàn)中，將式(2)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得到如下經(jīng)濟(jì)模型：

LnYt=LnA(t)+α1LnREIt+α2LnKt+βLnLt+μt

(3)

其中：α1為房地產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性系數(shù)，當(dāng)房地產(chǎn)投資變化1%時(shí)所導(dǎo)致的產(chǎn)出變化；α2為除房地產(chǎn)投資外其他固定投資的產(chǎn)出彈性系數(shù)；β為勞動(dòng)投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)；μt為隨機(jī)項(xiàng)誤差。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

重慶市從1997年開始直轄，且我國(guó)從1998年終止福利分房制度，故選取1998—2015 年作為研究期。文中采取的變量有：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)Yt，用重慶市樣本區(qū)間內(nèi)的地區(qū)生產(chǎn)總值GDPt來(lái)表示；房地產(chǎn)投資指標(biāo)REIt，用樣本區(qū)間內(nèi)重慶市房地產(chǎn)開發(fā)實(shí)際投資額表示；固定投資中不包含房地產(chǎn)投資的部分Kt，用重慶市固定投資扣除房地產(chǎn)開發(fā)投資后的數(shù)額來(lái)表示；勞動(dòng)投入指標(biāo)Lt，用樣本區(qū)間內(nèi)的重慶就業(yè)人數(shù)來(lái)表示。

以上變量的所有數(shù)據(jù)皆來(lái)源于研究期內(nèi)的《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。根據(jù)模型需要，對(duì)實(shí)證檢驗(yàn)中的所有變量取對(duì)數(shù)，生成4個(gè)新變量： LnYt、LnREIt、LnKt、LnLt。表1為各變量描述性統(tǒng)計(jì)信息，所有數(shù)據(jù)均根據(jù)Eviews9.0軟件計(jì)算得到。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)信息

三、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

時(shí)間序列計(jì)量分析需要樣本是平穩(wěn)的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。不僅如此，VECM的建立和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)均要求系統(tǒng)中的各變量同時(shí)滿足I(p)過程。故采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其是否滿足I(p)過程。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)形式(C、T、L)中C、T、L分別代表常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)。 ***表示在1%顯著水平下拒絕零假設(shè)。

根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示:LnREIt、LnKt、LnLt、LnYt的水平序列、一階差分后的ΔLnREIt、ΔLnKt、ΔLnLt、ΔLnYt的ADF值在1%顯著水平都大于其相對(duì)應(yīng)的Mackinnon臨界值。因此，不能拒絕水平序列以及一階差分序列存在單位根的零假設(shè)。但二階差分后Δ2LnREIt、Δ2LnKt、Δ2LnLt、Δ2LnYt的ADF值小于1%顯著水平的Mackinnon臨界值，則應(yīng)拒絕存在單位根的零假設(shè)，該時(shí)間序列表現(xiàn)平穩(wěn)。也就是說(shuō)，LnREIt、LnKt、LnLt、LnYt服從I(2)過程，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

(二)Johanson-協(xié)整檢驗(yàn)

1.確定滯后階數(shù)

為了提高協(xié)整檢驗(yàn)的準(zhǔn)確度，在檢驗(yàn)前必須確定最優(yōu)滯后階數(shù)。基于無(wú)約束(Unstricted)VAR(P)模型條件下，依據(jù)FPE、LR、HQ、SC、AIC等多種檢驗(yàn)準(zhǔn)則，通過判斷不同模型檢測(cè)出的結(jié)果，得出VAR(P)的最優(yōu)滯后階數(shù)。通過逐一反復(fù)檢測(cè)后，表3顯示了滯后階數(shù)L=2對(duì)應(yīng)的結(jié)果?？梢钥闯觯?%的顯著水平下，最優(yōu)滯后階數(shù)為1。

表3 基于水平VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

注：*表示在10%顯著水平下拒絕零假設(shè)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

為了探究LnREIt、LnKt、LnLt、LnYt之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，需采用經(jīng)典的Johansen檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。本文設(shè)定的協(xié)整假設(shè)是含截距項(xiàng)、不含時(shí)間項(xiàng)的線性趨勢(shì)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 Johansen非約束協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表4中，r表示協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)。在1%的顯著水平下，跡統(tǒng)計(jì)量65.362和19.937分別大于該顯著水平下對(duì)應(yīng)的臨界值54.681和17.101。表明應(yīng)當(dāng)拒絕沒有協(xié)整關(guān)系(r=0)的原假設(shè)，接受(r≤1)存在一階協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。由此得出結(jié)論，在1%的顯著水平下，LnREIt、LnLt、LnKt、LnYt存在一階協(xié)整關(guān)系。

3.協(xié)整方程

由于LnREIt、LnKt、LnLt、LnYt之間協(xié)整關(guān)系的存在，為了進(jìn)一步量化這種協(xié)整關(guān)系，構(gòu)建如下協(xié)整方程：

LnY= 0.296LnREI+ 0.426LnK+ 1.005LnL- 4.433

(4)

(3.841) (5.355) (6.772) (-3.956)

R2=0.998 Adj.R2=0.997F=2 762.516

DW=1.708其中，方程的可決系數(shù)為0.998，方程擬合度較高，即估計(jì)系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。LnREIt、LnKt、LnLt對(duì)LnYt彈性系數(shù)分別是0.296、0.426、1.005，即當(dāng)它們各自每增加1%，重慶市總產(chǎn)出將會(huì)增長(zhǎng)0.296%、0.426%、1.005%。相比而言，房地產(chǎn)投資對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用約占固定投資中非房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)作用的3/4，表明房地產(chǎn)業(yè)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具有不可替代的作用。其中，勞動(dòng)要素投入的產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于房地產(chǎn)投資和固定投資中非房地產(chǎn)投資部分的產(chǎn)出彈性，反映了重慶市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具有較高的人口紅利。但隨著我國(guó)社會(huì)老齡化的到來(lái)，重慶市人口紅利將不可避免地進(jìn)入衰減期，這迫切要求提高勞動(dòng)者的素質(zhì)。

(三)誤差修正模型-VECM

LnREIt、LnKt、LnLt、LnYt之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但當(dāng)系統(tǒng)在短期內(nèi)受到干擾時(shí)，如美聯(lián)儲(chǔ)大幅加息、央行基準(zhǔn)利率提升等，系統(tǒng)將會(huì)受到一定程度的影響。為此，引入誤差修正模型(error correction model，ECM)，將數(shù)據(jù)帶入，得到以下方程式：

ΔLnYt= 0.247ΔLnYt-1+ 0.246ΔLnREIt-1+ 0.475ΔLnKt-1+

(0.156) (0.173) (0.232)

1.559ΔLnLt-1- 1.817ECMt-1+ 0.261

(5)

(0.442) (0.427) (0.064)

R2=0.846 Adj.R2=0.769F=11.263

其中，誤差修正項(xiàng)的表達(dá)式是：

ECMt-1=LnGDPt-1-0.403LnREIt-1-0.298LnKt-1- 0.416LnLt-1-0.432

(6)

由式(5)可知，上期的LnREI每增加1%，本期的LnY將會(huì)增加0.246%，說(shuō)明房地產(chǎn)投資對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有時(shí)滯性，并通過長(zhǎng)期協(xié)整方程來(lái)傳導(dǎo)。其中，ECM的系數(shù)為-1.817，表明短期內(nèi)當(dāng)LnY偏離實(shí)際值1%的時(shí)候，誤差修正項(xiàng)通過反向修正機(jī)制，將系統(tǒng)從非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)的力度為-1.817%。由此可知，LnREIt、LnKt、LnLt、LnYt在短期內(nèi)保持動(dòng)態(tài)均衡。因此，重慶市政府3年內(nèi)關(guān)閉1 500家“僵尸”房地產(chǎn)企業(yè)，不僅加快淘汰了落后房地產(chǎn)企業(yè)，更促進(jìn)了房地產(chǎn)市場(chǎng)優(yōu)化升級(jí)。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過前面的協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)了LnREI、LnK、LnL、LnY4個(gè)時(shí)間序列具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。本文進(jìn)一步對(duì)LnY和LnREI進(jìn)行格蘭杰(Granger) 因果檢驗(yàn)，以檢測(cè)重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，若構(gòu)成因果關(guān)系，二者的因果關(guān)系方向又是如何，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示在5%顯著水平下拒絕零假設(shè)。

由表5可見，當(dāng)滯后期為1年時(shí)，在5%的置信水平下,LnREIt不是LnYt的格蘭杰原因的概率為0.006，則應(yīng)當(dāng)拒絕該假設(shè)，即房地產(chǎn)投資是拉動(dòng)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。然而，LnYt不是LnREIt的格蘭杰原因的概率為0.283，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不會(huì)對(duì)房地產(chǎn)投資產(chǎn)生顯著影響。因此，重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向因果關(guān)系。

(五)重慶市房地產(chǎn)投資對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分析

由前面的協(xié)整方程可知，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正相關(guān)關(guān)系。為了進(jìn)一步考察房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，利用模型中的增長(zhǎng)方程對(duì)式(2)求導(dǎo)，并在兩邊除以Y，得到以下方程：

(7)

表6 1998—2015年房地產(chǎn)投資對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率 %

從表6可以看出，雖然房地產(chǎn)投資對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率在1998—2014年有一定的起伏，但均在4%～9%的區(qū)間波動(dòng)。總體來(lái)說(shuō)，房地產(chǎn)投資對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率顯著。其中，在1998年和2001年分別高達(dá)9.07%、8.58%。值得注意的是，2015年房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率只有0.96%，這是由于重慶市經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了多年的高速發(fā)展，房地產(chǎn)投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，房地產(chǎn)庫(kù)存量連續(xù)增長(zhǎng)。截至2015年底，重慶市房地產(chǎn)庫(kù)存高達(dá) 1 750萬(wàn)平方米，房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用有所降低。

四、研究結(jié)論與政策建議

基于重慶市1998—2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用貢獻(xiàn)率分析法、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)等，實(shí)證分析了重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：首先，重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且短期內(nèi)的房地產(chǎn)調(diào)控不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)較大的波動(dòng)。其次，從長(zhǎng)期來(lái)看，房地產(chǎn)投資仍然是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。同時(shí)，由格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)重慶市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有單向因果關(guān)系。最后，雖然在以往重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，房地產(chǎn)投資貢獻(xiàn)顯著，但現(xiàn)階段房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用已有所降低。由于房地產(chǎn)業(yè)具有關(guān)聯(lián)度高、先導(dǎo)性、基礎(chǔ)性等特點(diǎn)，房地產(chǎn)業(yè)仍然是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分，更需要合理的宏觀調(diào)控來(lái)促進(jìn)其健康發(fā)展[18-24]。因此，結(jié)合重慶市“科學(xué)發(fā)展、富民興渝”的發(fā)展目標(biāo)，對(duì)重慶市未來(lái)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出以下建議：

一是發(fā)揮稅收調(diào)節(jié)作用，抑制投資投機(jī)性購(gòu)房。深化落實(shí)重慶“國(guó)五條”細(xì)則中的相關(guān)政策，對(duì)在主城區(qū)個(gè)人擁有的獨(dú)棟商品住房、個(gè)人新購(gòu)的高檔住房，以及在重慶同時(shí)無(wú)戶籍、無(wú)企業(yè)、無(wú)工作的個(gè)人新購(gòu)的第二套(含二套)以上的普通商品住房征收房產(chǎn)稅。通過稅收調(diào)節(jié)，在一定程度上抑制外來(lái)投資者的投機(jī)行為，降低市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，也要對(duì)部分開發(fā)商“捂盤惜售”等違規(guī)銷售行為進(jìn)行處罰，打壓其投機(jī)行為，平衡市場(chǎng)供需關(guān)系。

二是縮小居民收入差距，完善保障住房建設(shè)。強(qiáng)化、擴(kuò)大以低收入群體為主的就業(yè)支持，繼續(xù)發(fā)揮最低工資制度的積極作用。積極探索土地流轉(zhuǎn)和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式，加大農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧工作力度，提升農(nóng)民收入。此外，繼續(xù)落實(shí)住房“雙軌制”，充分挖掘住房保障對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)潛力。繼續(xù)加大保障房對(duì)低收入群體的支持力度，探索實(shí)施租金管制的可能性及實(shí)施辦法。

三是完善房信貸政策，優(yōu)化投資路徑。一方面，通過加強(qiáng)金融監(jiān)管，強(qiáng)化借款人資格審查，謹(jǐn)防出現(xiàn)房地產(chǎn)泡沫。同時(shí)，嚴(yán)格控制對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)商的貸款數(shù)額及貸款期限，降低房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的投資熱情。另一方面，轉(zhuǎn)變開發(fā)模式，調(diào)整投資方向。改變以商住投資為主要投資的傳統(tǒng)投資模式，加強(qiáng)對(duì)文化地產(chǎn)、旅游地產(chǎn)以及養(yǎng)老地產(chǎn)等的投資，這樣既能滿足消費(fèi)者需求的多元化和個(gè)性化，又可以加大對(duì)商住房地產(chǎn)“去庫(kù)存”的力度。

四是合理控制建設(shè)用地規(guī)模，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)健康發(fā)展。重慶市是全國(guó)范圍內(nèi)率先使用“地票”制度的省份，很大程度上解決了建設(shè)用地緊張的情況。與此同時(shí)，在推進(jìn)農(nóng)村建設(shè)用地復(fù)墾為耕用地的進(jìn)程中，政府應(yīng)根據(jù)市場(chǎng)需求和供給情況，合理規(guī)劃城鎮(zhèn)建設(shè)用地的規(guī)模，既要防止因建設(shè)用地規(guī)模過大造成的土地資源浪費(fèi)，也要預(yù)防建設(shè)用地過于緊張、房地產(chǎn)開發(fā)商囤地等投機(jī)行為。

五是加快結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，培育經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新動(dòng)力。重慶市應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)三次產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，挖掘經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新動(dòng)力。更重要的是，開展創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略，發(fā)揮重慶市作為西部創(chuàng)新中心的優(yōu)勢(shì)。通過加大體制改革，從要素驅(qū)動(dòng)、投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，使重慶房地產(chǎn)市場(chǎng)盡快步入“新常態(tài)”。

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(責(zé)任編輯 魏艷君)

Real Estate Investment and Economic Growth: Based on the Co-integration Analysis of Chongqing

XIANG Weimin, TAN Xiwei

(School of Economics and Finance， Chongqing University of Technology， Chongqing 400054， China)

Based on the time series from 1998 to 2015, the C-D function was used to construct the economic growth model, and the relationship between real estate investment and economic growth was studied by using co-integration test, Granger causality test and contribution rate analysis method. The results show that there is a long-term co-integration relationship between real estate investment and economic growth in Chongqing. The real estate investment and economic growth in Chongqing are one-way causal link. Based on the conclusion, the real estate development in Chongqing is put forward.

real estate investment; economic growth; co-integration test

2017-01-26 作者簡(jiǎn)介：向?yàn)槊?1965—)，女，重慶人，教授，博士，研究方向: 房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)、金融學(xué)、資產(chǎn)評(píng)估。

向?yàn)槊?，譚希為.房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于重慶的協(xié)整分析[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué))，2017(8):21-27.

format：XIANG Weimin, TAN Xiwei.Real Estate Investment and Economic Growth: Based on the Co-integration Analysis of Chongqing[J].Journal of Chongqing University of Technology(Social Science)，2017(8):21-27.

10.3969/j.issn.1674-8425(s).2017.08.004

F293.3

A

1674-8425(2017)08-0021-07