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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）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）為樣本數(shù)據(jù)，運用時間序列計量經(jīng)濟模型從量化角度分析西安市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關系。研究結(jié)果表明：西安市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系；二者之間長期穩(wěn)定的均衡關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的；滯后期為1年時，二者之間具有雙向的Granger因果關系。

引言

20世紀90年代中后期，國務院了一系列深化我國住房制度改革的文件，提出了促進住房商品化和住房建設發(fā)展的詳細政策措施，房地產(chǎn)業(yè)從此進入了良性發(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)投資對經(jīng)濟的拉動作用有多大？在一定時期內(nèi)，是房地產(chǎn)投資促進了經(jīng)濟增長？還是經(jīng)濟增長促進了房地產(chǎn)投資？本文運用時間序列計量經(jīng)濟模型從量化角度對二者的關系進行實證研究，以期為西安市政府相關部門制定房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的政策提供理論依據(jù)。

2實證研究

2.1數(shù)據(jù)選取及處理選取西安市國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映經(jīng)濟增長，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，對兩個數(shù)據(jù)序列同時取自然對數(shù)（LNGDP和LNRI），這種變換不會改變變量間的長期均衡關系和短期調(diào)整效應（見表1）。

本文中的計算采用計量經(jīng)濟學軟件EViews5.1。表11996-2007年西安市GDP和RI序列單位：億元

2.2平穩(wěn)性檢驗在實際中我們遇到的時間序列大多是非平穩(wěn)時間序列，若直接將其用于計量經(jīng)濟建模，容易產(chǎn)生“偽回歸”等問題，因此有必要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，目前最常用的檢驗方法為單位根檢驗。一個非平穩(wěn)時間序列的一階自回歸模型的特征方程含有單位根，這樣對時間序列平穩(wěn)性的檢驗即轉(zhuǎn)化為對單位根的檢驗。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]。同階單整是多個時間序列存在協(xié)整關系的必要條件。采用單位根檢驗中的ADF檢驗法對表1中的LNGDP、LNRI以及它們的一階差分△LNGDP、△LNRI進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表2。

表2各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：檢驗類型（C，T，K）中的C、T分別表示是否還有常數(shù)項、時間趨勢項，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，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，是平穩(wěn)的。因此序列LNGDP、LNRI均為一階單整，表示為LNGDP~I（1）、LNRI~I（1），滿足協(xié)整檢驗的前提條件。2.3協(xié)整檢驗協(xié)整是指多個非平穩(wěn)經(jīng)濟變量的某種線性組合是平穩(wěn)的[2]。具有協(xié)整關系的多個非平穩(wěn)序列建立的回歸模型可用來描述原變量之間的均衡關系，并可以用來建立誤差修正模型。目前對協(xié)整性的檢驗主要有兩種方法：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。本文采用EG兩步法對LNGDP和LNRI進行協(xié)整檢驗。首先，用OLS法對LNGDP和LNRI進行回歸估計，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檢驗值顯著，R2在0.98以上，接近1，說明模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好。殘差序列et的估計值為：et=LNGDPt-4.517960-0.490382LNRIt其次，采用ADF檢驗法對殘差序列的平穩(wěn)性進行檢驗，結(jié)從表3可看出et的ADF檢驗值小于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，et是平穩(wěn)的。用EG兩步法本論文由整理提供檢驗的結(jié)果說明國內(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期均衡關系。

2.4建立誤差修正模型若變量間存在協(xié)整關系，即表明這些變量間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種長期穩(wěn)定的關系是在短期動態(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期均衡修正的機制。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中偏離它們長期均衡關系的程度，稱為均衡誤差[3]。用OLS法進行估計得到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檢驗值顯著，仍然能夠表明其經(jīng)濟意義。2.5Granger因果關系檢驗協(xié)整檢驗可得出時間序列之間是否存在長期的均衡關系，序列之間的因果關系可用Granger因果關系檢驗法。其基本思想是：如果變量Xt是Yt的原因，則Xt的變化應先于Yt的變化。超級秘書網(wǎng)

因此，在做Yt對其他變量的回歸時，如果把Xt的滯后值包括進來能顯著地改進對Yt的預測，則稱Xt是Yt的Granger原因，否則稱Xt不是Yt的Granger原因[4]。對LNGDP和LNRI進行Granger因果關系檢驗，結(jié)果見表4

3結(jié)論

通過運用時間序列計量經(jīng)濟模型對西安市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)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，由協(xié)整方程知，西安市房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的彈性系數(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)投資對經(jīng)濟增長的促進作用是非常明顯的。

3.2西安市1996-2007年間的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長之間長期穩(wěn)定的均衡關系是在短期動態(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)濟增長的波動取決于兩點：一是房地產(chǎn)開發(fā)投資短期波動的直接影響，△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)投資對均衡水平的偏離，誤差修正項ecmt-1的系數(shù)-0.644907體現(xiàn)了對這種偏離的調(diào)整力度，即當短期波動偏離長期均衡時，經(jīng)濟系統(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)為負符合反向修正機制。

3.3西安市1996-2007年間房地產(chǎn)開發(fā)投資和經(jīng)濟增長的Granger因果關系檢驗結(jié)果顯示，當滯后期為1年時，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，可以認為二者之間具有雙向因果關系，即西安市房地產(chǎn)開發(fā)投資促進了經(jīng)濟增長，同時，經(jīng)濟增長又促進了房地產(chǎn)開發(fā)投資；當滯后期為2年時，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%，可以認為二者之間具有單向因果關系，即西安市經(jīng)濟增長促進了房地產(chǎn)開發(fā)投資；當滯后期為3年時，二者之間的Granger因果關系并不顯著。

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)濟增長之間的關系，相關數(shù)據(jù)說明西安市房地產(chǎn)投資在經(jīng)濟增長的過程中扮演著十分重要的角色，同時在短期內(nèi)經(jīng)濟增長又促進了房地產(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)具有高度的相關性，西安市政府相關部門應在深化體制改革和推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的同時，根據(jù)宏觀經(jīng)濟的發(fā)展形勢合理控制房地產(chǎn)投資規(guī)模，促進房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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