譚黎陽(yáng) 夏帥

摘要：文章綜合應(yīng)用單位根、協(xié)整分析、Granger因果、誤差修正（ECM）理論等方法，基于1996-2016年安徽省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額（REI）與地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的時(shí)序數(shù)據(jù)，深入地研究和考察了二者之間的相互關(guān)系。實(shí)證分析結(jié)果表明：安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在較為顯著的協(xié)整關(guān)系，二者互為格蘭杰因果，誤差修正模型的建立表明安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)。處于房地產(chǎn)市場(chǎng)過(guò)熱的經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)下，政府應(yīng)當(dāng)正視房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的地位，綜合利用多種途徑，充分發(fā)揮房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的助推帶動(dòng)作用。

關(guān)鍵詞：安徽省 房地產(chǎn)投資 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

自1998年政府逐步取消住房實(shí)物福利分配制度以來(lái)，房地產(chǎn)行業(yè)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用，因而有必要深入研究房地產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的關(guān)系。筆者主要基于1996年至2016年安徽省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額（REI）與地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的時(shí)序數(shù)據(jù)，以安徽省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額（REI）對(duì)安徽省房地產(chǎn)投資進(jìn)行表征，安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則以安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）來(lái)表征，并借助E-views7計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析工具對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

一、相關(guān)理論與文獻(xiàn)綜述

房地產(chǎn)投資指資金富余者以直接或間接的方式將手中富余資金投入房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)、經(jīng)營(yíng)、物業(yè)管理服務(wù)、中介服務(wù)等房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)經(jīng)營(yíng)領(lǐng)域，最終目的在于能夠在未來(lái)實(shí)現(xiàn)預(yù)期報(bào)酬的一種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。房地產(chǎn)投資具有多種形式，但是卻始終存在一個(gè)共同的特點(diǎn)，即目前存在的收益實(shí)際上是已知可確定的收益，而預(yù)期收益則存在一定的風(fēng)險(xiǎn)即不確定性，恰是因?yàn)檫@種不確定性的存在，使得這類(lèi)期望收益難以預(yù)測(cè)，故而，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)在做出一定的投資決策時(shí)，必須將時(shí)間因素納入考慮范疇。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的通常涵義是為產(chǎn)出（人均產(chǎn)出或總產(chǎn)出）水平的持續(xù)增加，主要有兩種產(chǎn)量衡量指標(biāo)最為常用：一種是人均產(chǎn)出（人均GDP），另一種是經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出（GDP總量）。筆者采納后項(xiàng)指標(biāo)來(lái)衡量所探究的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

關(guān)于房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者之間的作用規(guī)律以及相互關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了眾多實(shí)證分析。商碧元、田濤（2008）基于深圳市歷年房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資和地區(qū)生產(chǎn)總值的相關(guān)數(shù)據(jù)，綜合應(yīng)用動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，借助回歸分析理論證明：深圳市房地產(chǎn)投資的一個(gè)格蘭杰原因是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)，深圳市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)格蘭杰原因是地區(qū)房地產(chǎn)投資。簡(jiǎn)而言之，二者之間互為格蘭杰因果，但是二者之間的相互關(guān)系均存在4期（一年）的滯后。劉瑞（2009）基于1998-2007共計(jì)10年的上海市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的歷史數(shù)據(jù)，全面借助協(xié)整、誤差修正、格蘭杰因果等一系列科學(xué)研究理論與方法，通過(guò)嚴(yán)格縝密的定量分析，對(duì)二者之間的關(guān)系進(jìn)行了深入研究。經(jīng)過(guò)實(shí)證研究，劉瑞得出結(jié)論：從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，兩者之間并沒(méi)有明顯的格蘭杰因果關(guān)系。LimingHong（2013）選取了1994-2010年中國(guó)284個(gè)地級(jí)市的Panel數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義矩估計(jì)方法考察了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)投資之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。通過(guò)科學(xué)嚴(yán)密的分析，Liming Hong得出結(jié)論：短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更易受到房地產(chǎn)投資的影響；而在長(zhǎng)期，這種影響作用則比較微弱。在很大程度上，這種影響作用的強(qiáng)弱取決于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并呈現(xiàn)出周期性特征。相較于中西部地區(qū)，東部地區(qū)的影響作用更為顯著。

二、房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互作用機(jī)制

房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的相互作用機(jī)理，已經(jīng)有許多國(guó)內(nèi)外學(xué)者從多方面給出了解釋。大體上可以歸納為如下三點(diǎn)：

1.供給效應(yīng)。房地產(chǎn)投資的供給效應(yīng)，一方面反映在房地產(chǎn)作為超級(jí)耐用商品，自身供給數(shù)量不斷增多，另一方面則表現(xiàn)為伴隨著房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)，與之相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的供給數(shù)量也隨之水漲船高，譬如與房地產(chǎn)業(yè)關(guān)系甚為緊密的建筑裝潢行業(yè)，其典型代表是水泥、鋼材、建材、玻璃等等。房地產(chǎn)投資的供給效應(yīng)不但具有擴(kuò)展投資領(lǐng)域、擴(kuò)大投資規(guī)模的功能，而且可以引致連鎖反應(yīng)，延長(zhǎng)投資周期，有效促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，故而能夠十分有效的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面產(chǎn)生舉足輕重的重要影響。不應(yīng)忽視的是，因?yàn)榉康禺a(chǎn)投資具有長(zhǎng)周期性特征，所以其供給效應(yīng)也存在滯后問(wèn)題，在一定條件下還會(huì)產(chǎn)生集聚。

2.需求效應(yīng)。本質(zhì)上，房地產(chǎn)投資的需求效應(yīng)實(shí)際上是一個(gè)投資乘數(shù)原理發(fā)揮作用的特例，此處的投資乘數(shù)在房地產(chǎn)投資領(lǐng)域得到了具體反映。房地產(chǎn)投資的需求效應(yīng)主要反映在伴隨著房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)，房地產(chǎn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的收入也不斷提升，從而進(jìn)一步引發(fā)相應(yīng)的需求。例如，房地產(chǎn)投資可以以直接或間接的方式為房地產(chǎn)經(jīng)營(yíng)企業(yè)以及相關(guān)建筑裝潢企業(yè)創(chuàng)造豐厚的利潤(rùn)。這必定提高這些行業(yè)與行業(yè)內(nèi)部相關(guān)人員的收入，進(jìn)而，這類(lèi)消費(fèi)群體的消費(fèi)能力得到大大提升，從而促進(jìn)消費(fèi)需求迅速增長(zhǎng)，因此有效的帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3.擠出效應(yīng)。一般情況下，房地產(chǎn)投資的擠出效應(yīng)意味著整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系大量資金流入房地產(chǎn)投資領(lǐng)域，這必然會(huì)擠壓其他經(jīng)濟(jì)部門(mén)或行業(yè)在社會(huì)上的投資。由于房地產(chǎn)投資持續(xù)增長(zhǎng)，并且消費(fèi)部門(mén)涌入的資金相對(duì)減少，因此消費(fèi)將被擠出。從廣義上來(lái)說(shuō)，上述擠出效應(yīng)理應(yīng)劃撥于房地產(chǎn)投資擠出效應(yīng)的范疇。事實(shí)上，這于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言是極為不利的因素，恰恰因?yàn)榉康禺a(chǎn)投資的高額回報(bào)利潤(rùn)，才使得大量社會(huì)資本紛紛流向房地產(chǎn)投資領(lǐng)域。因此，相應(yīng)地，其他行業(yè)與產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)與繁榮所必須的資本被擠占或削減，最終結(jié)果是可能造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的失衡；類(lèi)似地，隨著房地產(chǎn)投資的不斷發(fā)展壯大，消費(fèi)的擠出效應(yīng)將日益明顯，因此可能抑制其他行業(yè)的成長(zhǎng)與發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資的作用機(jī)制同樣不可小覷，總體而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響房地產(chǎn)投資主要有兩種傳導(dǎo)路徑。一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以為房地產(chǎn)投資提供充足的資金。良好的經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)會(huì)使得金融市場(chǎng)資金充盈，進(jìn)而為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商提供開(kāi)發(fā)活動(dòng)必備的大額資金，消除開(kāi)發(fā)商的后顧之憂。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以通過(guò)提升居民的購(gòu)買(mǎi)能力帶動(dòng)房地產(chǎn)投資。良好的經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)會(huì)使得居民的消費(fèi)信心和需求得到提升，進(jìn)而活躍房地產(chǎn)市場(chǎng)，刺激房地產(chǎn)投資。

三、安徽省房地產(chǎn)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀

上世紀(jì)90年代以來(lái)，伴隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展和住房分配制度的深刻變革，安徽省房地產(chǎn)業(yè)得到了長(zhǎng)足發(fā)展。根據(jù)《國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》（1996-2016）的分省數(shù)據(jù)，安徽省房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額（記為REI）從1996年的42.42億元上升到2000年的87.93億元，進(jìn)而上升到2016年的4603.56億元。同期，安徽省GDP也由1996年的2339.25億元上升到2000年的3038.24億元，進(jìn)而上升到2016年的24407.62億元。

安徽省房地產(chǎn)投資及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)大致相同，房地產(chǎn)投資平均增速達(dá)26.85%，遠(yuǎn)高于GDP13.40%的平均增速。在經(jīng)濟(jì)周期的影響作用下，房地產(chǎn)投資增速變動(dòng)較為劇烈，波幅較大，而GDP增速變動(dòng)則相對(duì)平穩(wěn)。2008年金融危機(jī)以后，安徽省房地產(chǎn)投資增速與GDP增速雙雙回落，而且增速更加平穩(wěn)，進(jìn)人經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“新常態(tài)”。

四、安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析

1.變量選取與數(shù)據(jù)處理。初始數(shù)據(jù)分別設(shè)定為安徽省房地產(chǎn)投資（REI）以及地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)。選用數(shù)據(jù)為1996-2016年度數(shù)據(jù)，考慮到時(shí)間序列數(shù)據(jù)在許多時(shí)候有可能呈現(xiàn)的異方差狀況，分別將原始序列取自然對(duì)數(shù)，化為L(zhǎng)NGDP與LNREI，以抵消初始數(shù)據(jù)的異方差性。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年搽。

2.變量的相關(guān)性檢驗(yàn)。借助Eviews7.2計(jì)量分析軟件，我們可以描繪出LNREI與LNGDP的散點(diǎn)圖。圖1直觀地反映了二者的相關(guān)關(guān)系：從運(yùn)動(dòng)方向的角度而言，安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩個(gè)變量的變動(dòng)方向總體上趨于一致，二者之間呈現(xiàn)出相當(dāng)顯著的正相關(guān)關(guān)聯(lián)。

接下來(lái)我們借助Eviews軟件通過(guò)計(jì)算二者的相關(guān)系數(shù)來(lái)檢驗(yàn)以上散點(diǎn)圖所得出的結(jié)論。具體結(jié)果如表1所示。

根據(jù)表1結(jié)果，我們能夠直觀了解到LNREI與LNGDP之間的相關(guān)系數(shù)為0.983038，這個(gè)數(shù)值十分趨近1，這個(gè)數(shù)據(jù)能夠有力的證明：所研究序列兩者之間的正相關(guān)關(guān)系十分明顯。然而，雖然LNREI與LNGDP之間的正相關(guān)性相當(dāng)顯著，但是這種極強(qiáng)的正相關(guān)性仍不足以充分闡明變量之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。接下來(lái)，我們將借助單位根檢驗(yàn)、協(xié)整、格蘭杰因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型（ECM）等定量分析方法來(lái)揭示他們之間的具體經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。

3.單位根檢驗(yàn)。為規(guī)避時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)本身可能存在的非平穩(wěn)性，我們對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)執(zhí)行單位根檢驗(yàn)。筆者借助Eviews7.2計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件，采取ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)所取時(shí)序數(shù)據(jù)執(zhí)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)對(duì)以上相關(guān)時(shí)序數(shù)據(jù)執(zhí)行一番嚴(yán)密的單位根檢驗(yàn)，我們能夠非常有效地消除初始模型的偽回歸現(xiàn)象；然后，我們對(duì)序列LNGDP、LNREI，一階差分△LNGDP、△LNREI和二階差分△2LNGDP、△2LNREI進(jìn)行平穩(wěn)性查驗(yàn)。具體結(jié)果如下：

由表2我們可以直觀得出結(jié)論：當(dāng)置信度分別為1%、5%、10%時(shí)，臨界值的絕對(duì)值在相應(yīng)置信水平下均大于LNREI、LNGDP、DLNREI、DLNGDP原始序列ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值，而且推翻零假設(shè)的概率并不充分，所以均接受零假設(shè)。同等情況下，臨界值的絕對(duì)值在相應(yīng)置信水平下均小于LNREI的二階差分D2LNREI原始序列ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值，而且推翻零假設(shè)的概率十分充分。根據(jù)以上ADF單位根查驗(yàn)結(jié)果，我們可以充分佐證：LNREI、LNGDP、DLNREI和DLNGDP的原始序列都屬于非平穩(wěn)序列，并且具有客觀波動(dòng)的趨勢(shì)，均存在單位根。經(jīng)過(guò)二階差分之后，這些序列達(dá)到平穩(wěn)，故為二階單整序列。

4.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。對(duì)于存在單位根的非平穩(wěn)序列，我們常常需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。截至目前，有兩種方法在執(zhí)行協(xié)整分析時(shí)得到普遍使用，它們分別是EG兩步檢驗(yàn)法以及Johansen檢驗(yàn)法。這里主要使用前者對(duì)所研究的經(jīng)濟(jì)變量開(kāi)展協(xié)整檢驗(yàn)。殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：殘差序列為平穩(wěn)序列，LNGDP與LNREI之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

由回歸方程（4.4.1）能夠得到，LNREI與LNGDP之間表現(xiàn)出較為顯著的正相關(guān)關(guān)系。具體而言，隨著安徽省房地產(chǎn)投資額的持續(xù)增長(zhǎng)，安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)可以獲得長(zhǎng)足發(fā)展的契機(jī)，也將受到十分有效的帶動(dòng)與引領(lǐng)。此外，從定量的角度分析，安徽省房地產(chǎn)投資額每平均增長(zhǎng)1%，將帶動(dòng)地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)0.470970%。

5.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)是考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時(shí)采用的方法。我們對(duì)LNREI和LNGDP進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示：

檢驗(yàn)結(jié)果表明：當(dāng)滯后期為2時(shí)，在5%的置信度下，可以拒絕"LNREI不是LNGDP的原因”的原假設(shè)，即"LNREI構(gòu)成LNGDP的Granger原因”。同樣地，在10%的置信度下，可以拒絕"LNGDP不是LNREI的格蘭杰原因”的原假設(shè)，即"LNGDP亦構(gòu)成LNREI的Granger原因”。因此，安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)投資互為因果。從交互作用的過(guò)程來(lái)看，二者之間存在著這樣一種有規(guī)律的雙向因果狀態(tài)：由房地產(chǎn)投資至經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)再至房地產(chǎn)投資的相互作用。

6.誤差修正模型。為彌補(bǔ)長(zhǎng)期模型的缺陷，降低偽回歸現(xiàn)象出現(xiàn)的概率，現(xiàn)建立誤差修正模型。根據(jù)前文提及的殘差公式我們可以推導(dǎo)出如下誤差修正項(xiàng)：

ECM=LNGDP-5.873442-O.470970*LNREI

（4.6.1）

將△LNGDP設(shè)定為被解釋變量，△LNREI設(shè)定為解釋變量，以ECM（-1）作為非均衡誤差，再次利用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，建立如（4.6.2）所示的誤差修正方程：

△LNGDP=-0.075889*△LNREI+0.130665-0.340588886504*ECM（-1） （4.6.2）

注：△LNGDP、△LNREI各自代表LNGDP、LNREI的一階差分，ECM（-1）表示滯后一階。

由誤差修正方程可以得出，在短時(shí)間內(nèi)，房地產(chǎn)投資額每平均變化1%，就會(huì)引起實(shí)際GDP平均變化0.075889%。在誤差修正模型中，實(shí)際總經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的短期變化一般可以歸結(jié)為兩個(gè)方面：一方面主要來(lái)源于房地產(chǎn)投資短期波動(dòng)的影響；另一方面則主要來(lái)源于對(duì)長(zhǎng)期均衡狀態(tài)偏離的作用。事實(shí)上，偏離長(zhǎng)期平衡狀態(tài)的矯正力度可以反映在誤差修正模型（ECM）系數(shù)值中。根據(jù)式（4.6.2）我們不難得出結(jié)論：在整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，一旦出現(xiàn)短期波動(dòng)并且偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的情形，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的“內(nèi)在穩(wěn)定器”便會(huì)發(fā)揮作用——以（-0.470970）的矯正力度，使經(jīng)濟(jì)狀態(tài)由非均衡自動(dòng)恢復(fù)到均衡。

五、基本結(jié)論與政策建議

（一）基本結(jié)論

協(xié)整檢驗(yàn)表明，安徽省房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系即協(xié)整關(guān)系。這種關(guān)系從作用方向的角度來(lái)說(shuō)，二者之間表現(xiàn)為相當(dāng)顯著的同向變動(dòng)關(guān)系，變動(dòng)方向大體一致。具體而言，即房地產(chǎn)投資額的提高能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮顯著的正面帶動(dòng)作用。從定量的角度來(lái)說(shuō)，房地產(chǎn)投資額每平均增長(zhǎng)1%，將帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)0.470970%。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，安徽省房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果，兩者之間表現(xiàn)為相當(dāng)顯著的雙向因果聯(lián)系。具體而言，安徽省房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)可以長(zhǎng)期有效地推動(dòng)安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的增長(zhǎng)，而且安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的增長(zhǎng)對(duì)安徽省房地產(chǎn)投資的增長(zhǎng)也能夠發(fā)揮十分重要的反作用，進(jìn)一步從定量的角度分析，安徽省房地產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更為顯著的Granger原因。也就是說(shuō)，隨著安徽省房地產(chǎn)投資的持續(xù)發(fā)展乃至走向繁榮，地區(qū)經(jīng)濟(jì)將會(huì)受到十分有效的輻射帶動(dòng)，獲得長(zhǎng)足發(fā)展的契機(jī)，實(shí)現(xiàn)自身迅速的增長(zhǎng)。但是安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在推動(dòng)房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展方面發(fā)揮的作用卻比較有限，遠(yuǎn)不及正面作用。

誤差修正模型結(jié)果表明：安徽省房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)這樣一種狀態(tài)：從短期來(lái)看，波動(dòng)頻繁；于長(zhǎng)期而言，不離均衡。從短期來(lái)看，安徽省房地產(chǎn)投資額平均每增長(zhǎng)1%，將直接導(dǎo)致實(shí)際地區(qū)GDP平均增長(zhǎng)0.075889%；但從長(zhǎng)期來(lái)看，房地產(chǎn)投資額平均增加1%，將會(huì)直接導(dǎo)致實(shí)際地區(qū)GDP平均增長(zhǎng)0.470970%。由此，我們不難得出結(jié)論：在很大程度上，安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴(lài)于房地產(chǎn)投資發(fā)展的長(zhǎng)期作用。然而在短期，解釋變量安徽省房地產(chǎn)投資對(duì)被解釋變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用卻非常有限，遠(yuǎn)不及長(zhǎng)期作用。在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中，一旦發(fā)生偶爾的短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離狀況，系統(tǒng)將以-0.470970的矯正力度，使失衡狀態(tài)自動(dòng)地恢復(fù)至均衡狀態(tài)。

（二）政策建議

根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果，我們建議采取以下措施來(lái)促進(jìn)房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。

1.加大戶(hù)籍制度改革力度，放開(kāi)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進(jìn)城落戶(hù)政策，穩(wěn)步推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化歷程。同時(shí)，推進(jìn)農(nóng)村城鎮(zhèn)化，加快培育農(nóng)村新型社區(qū)，緩解中心城市壓力，就地吸納農(nóng)業(yè)潛在轉(zhuǎn)移人口，最大限度地縮小城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化。

2.制定有關(guān)政策，確保房地產(chǎn)市場(chǎng)的穩(wěn)定和成熟發(fā)展。一是加強(qiáng)保障房、廉租房建設(shè)，增加住房供給，規(guī)避因供不應(yīng)求而引發(fā)的房?jī)r(jià)過(guò)快上漲，防止房地產(chǎn)市場(chǎng)的大起大落；二是加快立法步伐，不僅要深入完善住房公積金相關(guān)制度法規(guī)，更要嚴(yán)格執(zhí)法；三是健全社會(huì)保障體系，增加對(duì)中低收入群體的住房補(bǔ)貼，加大貧困人口的扶持力度，提升上述人群的購(gòu)房能力。

3.鑒于目前房地產(chǎn)金融渠道較為單一、運(yùn)行不暢、監(jiān)管力度尚有欠缺的問(wèn)題，政府應(yīng)當(dāng)積極履行進(jìn)行社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)的職能，主動(dòng)拓寬房地產(chǎn)金融渠道，加大房地產(chǎn)金融市場(chǎng)監(jiān)管力度，穩(wěn)步推進(jìn)房地產(chǎn)立法進(jìn)程，著力健全房地產(chǎn)金融體系。