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摘要：本文選取西安市1996-2007年間的房地產(chǎn)開發(fā)完成投資額（RI）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）為樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型從量化角度分析西安市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：西安市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；二者之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的；滯后期為1年時(shí)，二者之間具有雙向的Granger因果關(guān)系。

引言

20世紀(jì)90年代中后期，國(guó)務(wù)院了一系列深化我國(guó)住房制度改革的文件，提出了促進(jìn)住房商品化和住房建設(shè)發(fā)展的詳細(xì)政策措施，房地產(chǎn)業(yè)從此進(jìn)入了良性發(fā)展的軌道，并逐漸成為各城市尤其是大中城市的先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和支柱產(chǎn)業(yè)。

在此背景下，西安市房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，房地產(chǎn)開發(fā)完成投資額（RI）從1996年的24.66億元上升到2007年的387.33億元，這期間西安市的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)本論文由整理提供總值（GDP）從406.95億元上升到1763.73億元，那么究竟西安市房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用有多大？在一定時(shí)期內(nèi)，是房地產(chǎn)投資促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？還是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了房地產(chǎn)投資？本文運(yùn)用時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型從量化角度對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，以期為西安市政府相關(guān)部門制定房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策提供理論依據(jù)。

2實(shí)證研究

2.1數(shù)據(jù)選取及處理選取西安市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，房地產(chǎn)開發(fā)完成投資額（RI）反映房地產(chǎn)開發(fā)投資狀況，以1996-2007年的年度數(shù)據(jù)為原始數(shù)據(jù)，為消除數(shù)據(jù)中異方差的影響，對(duì)兩個(gè)數(shù)據(jù)序列同時(shí)取自然對(duì)數(shù)（LNGDP和LNRI），這種變換不會(huì)改變變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期調(diào)整效應(yīng)（見表1）。

本文中的計(jì)算采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件EViews5.1。表11996-2007年西安市GDP和RI序列單位：億元

2.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)在實(shí)際中我們遇到的時(shí)間序列大多是非平穩(wěn)時(shí)間序列，若直接將其用于計(jì)量經(jīng)濟(jì)建模，容易產(chǎn)生“偽回歸”等問題，因此有必要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，目前最常用的檢驗(yàn)方法為單位根檢驗(yàn)。一個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的一階自回歸模型的特征方程含有單位根，這樣對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)即轉(zhuǎn)化為對(duì)單位根的檢驗(yàn)。如果序列Yt通過本論文由整理提供d次差分成為平穩(wěn)序列，而差分d-1次時(shí)卻不平穩(wěn)，則稱Yt為d階單整序列，記為Yt~I（d）[1]。同階單整是多個(gè)時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。采用單位根檢驗(yàn)中的ADF檢驗(yàn)法對(duì)表1中的LNGDP、LNRI以及它們的一階差分△LNGDP、△LNRI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

表2各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型（C，T，K）中的C、T分別表示是否還有常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)。從表2可看出LNGDP、LNRI沒有拒絕單位根假設(shè)，是不平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列△LNGDP、△LNRI在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)的。因此序列LNGDP、LNRI均為一階單整，表示為L(zhǎng)NGDP~I（1）、LNRI~I（1），滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。2.3協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整是指多個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的[2]。具有協(xié)整關(guān)系的多個(gè)非平穩(wěn)序列建立的回歸模型可用來描述原變量之間的均衡關(guān)系，并可以用來建立誤差修正模型。目前對(duì)協(xié)整性的檢驗(yàn)主要有兩種方法：一是Engle&Granger(1987)提出的基于回歸殘差的協(xié)整兩步檢驗(yàn)法，二是Johansen&Juselius(1990)提出的基于回歸系數(shù)的完全信息協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用EG兩步法對(duì)LNGDP和LNRI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先，用OLS法對(duì)LNGDP和LNRI進(jìn)行回歸估計(jì)，得到回歸方程：LNGDPt=4.517960+0.490382LNRIt+εtt=(60.67050)(29.88506)R2=0.988927從結(jié)果可看出，所有參數(shù)的t檢驗(yàn)值顯著，R2在0.98以上，接近1，說明模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合較好。殘差序列et的估計(jì)值為：et=LNGDPt-4.517960-0.490382LNRIt其次，采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)殘差序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)從表3可看出et的ADF檢驗(yàn)值小于1%顯著水平的臨界值，至少表明可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，et是平穩(wěn)的。用EG兩步法本論文由整理提供檢驗(yàn)的結(jié)果說明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和房地產(chǎn)開發(fā)投資（RI）之間的協(xié)整關(guān)系是正確的，所建立的協(xié)整回歸方程反映了它們之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.4建立誤差修正模型若變量間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的[2]。誤差修正模型（ECM）反映了這種短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正的機(jī)制。誤差修正模型的一般表示形式為：△Yt=β0+βt△Xt+λecmt-1+εt，其中，ecm反映了變量在短期波動(dòng)中偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度，稱為均衡誤差[3]。用OLS法進(jìn)行估計(jì)得到LNGDP和LNRI的誤差修正模型：△LNGDPt=0.099899+0.125305△LNRIt-0.644907ecmt-1+εtt=(3.216782)(1.080561)(-2.117311)R2=0.409034從結(jié)果可看出，雖然R2較低，但各參數(shù)的t檢驗(yàn)值顯著，仍然能夠表明其經(jīng)濟(jì)意義。2.5Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)可得出時(shí)間序列之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，序列之間的因果關(guān)系可用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法。其基本思想是：如果變量Xt是Yt的原因，則Xt的變化應(yīng)先于Yt的變化。超級(jí)秘書網(wǎng)

因此，在做Yt對(duì)其他變量的回歸時(shí)，如果把Xt的滯后值包括進(jìn)來能顯著地改進(jìn)對(duì)Yt的預(yù)測(cè)，則稱Xt是Yt的Granger原因，否則稱Xt不是Yt的Granger原因[4]。對(duì)LNGDP和LNRI進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表4

3結(jié)論

通過運(yùn)用時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)西安市1996-2007年的GDP和房地產(chǎn)開發(fā)投資的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，我們可以得到以下結(jié)論：

3.1西安市1996-2007年本論文由整理提供間的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，由協(xié)整方程知，西安市房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)是0.490382，即房地產(chǎn)開發(fā)投資每增加1%，GDP增加0.490382%，可見西安市房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是非常明顯的。

3.2西安市1996-2007年間的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的，由誤差修正模型知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)取決于兩點(diǎn)：一是房地產(chǎn)開發(fā)投資短期波動(dòng)的直接影響，△LNRIt的系數(shù)是0.125305，即短期內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)投資每增加1%，GDP增加0.125305%；二是上一年房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)均衡水平的偏離，誤差修正項(xiàng)ecmt-1的系數(shù)-0.644907體現(xiàn)了對(duì)這種偏離的調(diào)整力度，即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)將以0.644907的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，該系數(shù)為負(fù)符合反向修正機(jī)制。

3.3西安市1996-2007年間房地產(chǎn)開發(fā)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)滯后期為1年時(shí)，在94.892%的概率水平下，房地產(chǎn)開發(fā)投資是GDP的Granger原因，在99.93%的概率水平下，GDP是房地產(chǎn)開發(fā)投資的Granger原因，可以認(rèn)為二者之間具有雙向因果關(guān)系，即西安市房地產(chǎn)開發(fā)投資促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)了房地產(chǎn)開發(fā)投資；當(dāng)滯后期為2年時(shí)，房地產(chǎn)開發(fā)投資是GDP的Granger原因的概率值較低，而GDP是房地產(chǎn)開發(fā)投資的Granger原因的概率值為89.379%，可以認(rèn)為二者之間具有單向因果關(guān)系，即西安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了房地產(chǎn)開發(fā)投資；當(dāng)滯后期為3年時(shí)，二者之間的Granger因果關(guān)系并不顯著。

以上研究結(jié)果從量化角度揭示了西安市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)說明西安市房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過程中扮演著十分重要的角色，同時(shí)在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)了房地產(chǎn)投資。房地產(chǎn)業(yè)與金融、鋼鐵、水泥、玻璃、家電等眾多上下游行業(yè)具有高度的相關(guān)性，西安市政府相關(guān)部門應(yīng)在深化體制改革和推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的同時(shí)，根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展形勢(shì)合理控制房地產(chǎn)投資規(guī)模，促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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