新疆房地產(chǎn)投資與ＧＤＰ的協(xié)整關(guān)系分析

摘要：采用1９90—2006年17年來新疆房地產(chǎn)投資與ＧＤＰ數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整、誤差修正模型及Ｇｒａｎｇｅｒ因果關(guān)系檢驗(yàn)分析了房地產(chǎn)投資和ＧＤＰ之間的關(guān)系。分析結(jié)果表明：（1）新疆房地產(chǎn)投資與ＧＤＰ之間存在長期的協(xié)整關(guān)系；（2）房地產(chǎn)投資的短期波動(dòng)對ＧＤＰ有顯著的正影響；（3）在短時(shí)期內(nèi)，兩者之間為雙因果關(guān)系，即房地產(chǎn)投資是ＧＤＰ增長的原因，ＧＤＰ增長帶動(dòng)了房地產(chǎn)投資，但長時(shí)期內(nèi)，兩者不具有因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型；Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：Ｆ207 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ 文章編號(hào)：1673－291Ｘ（2008）04－0120－03

在新疆，隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，房價(jià)年年上漲。特別是近幾年，新疆房地產(chǎn)業(yè)得到迅猛發(fā)展，房地產(chǎn)開發(fā)投資在ＧＤＰ中的比重波動(dòng)上升。由1990年的不足1％，到2006年的超過3％比重，近年來該比重基本保持在4％左右（見圖1）。在新疆，究竟房地產(chǎn)開發(fā)投資是國民經(jīng)濟(jì)增長原因，還是國民經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)了房地產(chǎn)發(fā)展，抑或他們兩者互為因果關(guān)系，這是一個(gè)涉及到對新疆目前房地產(chǎn)業(yè)正確認(rèn)識(shí)和實(shí)施調(diào)控的重要問題。

本文擬利用1990—2006年新疆房地產(chǎn)投資實(shí)際數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Ｇｒａｎｇｅｒ因果關(guān)系檢驗(yàn)探討兩者之間的關(guān)系，以促進(jìn)新疆房地產(chǎn)發(fā)展，促進(jìn)房地產(chǎn)市場健康、持續(xù)、有序發(fā)展提供理論依據(jù)。

一、新疆房地產(chǎn)投資與ＧＤＰ基本情況

新疆房地產(chǎn)業(yè)近幾年發(fā)展迅速，伴隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，近年來ＧＤＰ平均遞增15．16％，全社會(huì)基本建設(shè)投資總額平均遞增7．3％，固定資產(chǎn)投資總額平均遞增7．13％。隨著人民生活水平的提高，住房越來越成為大眾的必需品，新疆房地產(chǎn)的年投資額（記為ＨＦ）從1990年的9 456萬元上升為2000年的574 347萬元，進(jìn)而躍升為2006年的1 203 900萬元。同期，新疆ＧＤＰ也由1990年的2 614 402萬元上升為2000年的13 635 631萬元，進(jìn)而上升為2006年的30 189 800萬元（見圖2，ＧＤＰ與房地產(chǎn)投資環(huán)比增長率示意圖）。表1給出了1９90年至2006年新疆房地產(chǎn)投資與ＧＤＰ的實(shí)際數(shù)值。

二、房地產(chǎn)投資與ＧＤＰ關(guān)系的協(xié)整分析

（一）協(xié)整檢驗(yàn)的簡介

協(xié)整概念是格蘭杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）于20世紀(jì)80年代提出來的[1，2]，他將非穩(wěn)定的同階單整變量之間存在的一種長期穩(wěn)定關(guān)系稱為“協(xié)整關(guān)系”。目前協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)主要采取由Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ于1987年提出的兩變量檢驗(yàn)法，也稱ＥＧ檢驗(yàn)，其具體檢驗(yàn)步驟如下：

1．對兩個(gè)時(shí)間序列Ｘｔ和Ｙｔ的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，方法有ＤＦ、ＡＤＦ和ＰＰ檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)中的滯后階數(shù)采用ＡＩＣ準(zhǔn)則或ＳＣ準(zhǔn)則等方法確定，通過檢驗(yàn)確定兩個(gè)時(shí)間序列是否是同階單整的，為下一步檢驗(yàn)做準(zhǔn)備。

2．若兩個(gè)變量是同階單整的，則用最小二乘法估計(jì)長期均衡方程（稱為協(xié)整回歸）Ｙｔ＝ｂ＋ｂＸｔ＋Ｅｔ，并用殘差序列ｅｔ作為均衡誤差序列Ｅｔ的估計(jì)值。

3．對殘差序列ｅｔ進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果平穩(wěn)則可得出兩個(gè)時(shí)間序列是協(xié)整的。

（二）數(shù)據(jù)選取及處理

本文根據(jù)新疆1990—2006年統(tǒng)計(jì)年鑒中的房地產(chǎn)投資與ＧＤＰ的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（見表1），運(yùn)用協(xié)整分析來探討他們之間的關(guān)系。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性并平滑數(shù)據(jù)，采用自然對數(shù)并分別用變量ＬｎＨＦ和ＬｎＧＤＰ表示。由于自然對數(shù)的單調(diào)性，這樣做并不影響研究結(jié)論。所有結(jié)果擬用Ｅｖｉｅｗｓ軟件進(jìn)行。

（三）單位根檢驗(yàn)

先對序列ＬｎＨＦ、ＬｎＧＤＰ以及差分后的序列（一階差分記為ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ）（詳見表1）進(jìn)行ＡＤＦ檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。本文運(yùn)用ＥＶｉｅｗｓ5．1，分別對序列ＬｎＧＤＰ、ＬｎＨＦ、ｄＬｎＧＤＰ和ｄＬｎＨＦ進(jìn)行ＡＤＦ檢驗(yàn)。（結(jié)果見表2）

由表2數(shù)值可知，在單根檢驗(yàn)中，序列ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ都接受原假設(shè)，也即序列是非平穩(wěn)的，而二階差分ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ的ＡＤＦ統(tǒng)計(jì)量則小于其對應(yīng)的5％臨界值，即拒絕原假設(shè)，序列是平穩(wěn)的。從表中數(shù)值可以看出該檢驗(yàn)效果較好，并且序列之間存在同階單整，因此可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用1990—2006年新疆的ＧＤＰ和房地產(chǎn)開發(fā)投資（ＴＦＡ）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，我們對該序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。利用ＥＧ兩步法，我們首先運(yùn)用ＯＬＳ法對ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ進(jìn)行回歸分析，得到回歸方程：

ＬｎＧＤＰ＝10．72316＋0．442125ＬｎＨＦ

（32．91095）（16．72446）

根據(jù)ｔ檢驗(yàn)，所有參數(shù)估計(jì)的ｔ值都較大，都拒絕參數(shù)為零的原假設(shè)；Ｒ2＝0．949102，回歸方程的其他檢驗(yàn)，效果也比較好。其中ｅｔ為殘差序列，其估計(jì)值為：

ｅｔ＝ＬｎＧＤＰ－0．442125ＬｎＨＦ－10．72316

對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示：

表3中ＡＤＦ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于5％顯著性水平下的臨界值，且ＡＩＣ值和ＳＣ值都較小，所以殘差序列是平穩(wěn)序列。

三、誤差修正模型

誤差修正模型?穴ＥＣＭ?雪最早由Ｓａｒｇｏｎ使用，以后由Ｈｅｒｄｒｙ， Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｄａｖｉｄｓｏｎ等人推廣應(yīng)用。誤差修正模型的最初使用主要是為了建立短期的動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足，它既能反映不同時(shí)間序列間的長期均衡關(guān)系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機(jī)制。近年來，誤差修正模型方法已成為應(yīng)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量時(shí)序模型中的主流分析方法之一。其基本思路是，若變量間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長期穩(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。一方面受自變量短期波動(dòng)的影響，另一方面，取決于誤差修正項(xiàng)ｅｃｍ，ｅｃｍ的大小表明了從短期非均衡向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度。根據(jù)上面分析ＬｎＨＦ和ＬｎＧＤＰ是協(xié)整的，故可建立誤差修正模型，這里采用滯后一期的形式：

ｄＬｎＧＤＰ＝Ｃ＋ａｄＬｎＨＦ＋Ｅ

進(jìn)行回歸之后得到結(jié)果：估計(jì)參數(shù)并剔除不顯著變量后，得到的誤差修正模型為：

ｄＬｎＧＤＰｔ＝－0．004892＋0．0７7１81ＤＤＬｎＨＦｔ－0．63３938ｅｃｍ

（－0．299982） （1．872227） （－0．062078）

Ｒ2＝0．823697Ａｄｊ－Ｒ2＝0．764929 ＤＷ＝1．816548

該模型表明ＬｎＨＦ的短期波動(dòng)對ＬｎＧＤＰ有顯著的正影響，模型中誤差修正系數(shù)為－0．633938，小于0，符合反向修正機(jī)制，且表明ＬｎＧＤＰ的實(shí)際值與長期或均衡值的偏差有63．3％得到糾正或消除。

四、ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ的格蘭杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)說明了房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，但并沒有給出兩者之間是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，為此采用格蘭杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果檢驗(yàn)。因果檢驗(yàn)的基本思想是：如果變量Ｘｔ是Ｙｔ的變化原因，則Ｘｔ的變化發(fā)生在Ｙｔ之前且Ｘｔ有助于預(yù)測Ｙｔ，即引入序列Ｘｔ的滯后值可以提高Ｙｔ的被解釋程度，此時(shí)，稱Ｘｔ是Ｙｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。如果添加Ｘｔ的滯后變量后，沒有顯著增加Ｙｔ的被解釋程度，則稱Ｘｔ不是Ｙｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)建立的回歸模型如下：[1，2]

利用相關(guān)軟件可以計(jì)算出用于檢驗(yàn)的Ｆ統(tǒng)計(jì)量和相伴概率。

本文用Ｅｖｉｅｗｓ對變量ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，經(jīng)多次試算后知道滯后階數(shù)取3較為合理，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。由表4可以看出，對于1％的置信水平，在滯后1—4年內(nèi)，ｄＬｎＨＦ是拉動(dòng)新疆ｄＬｎＧＤＰ增長的格蘭杰原因，而ｄＬｎＧＤＰ對ｄＬｎＨＦ的影響并不顯著；滯后3年以上兩變量因果關(guān)系均不顯著。但如果把置信水平放寬到10％，則滯后1和2年，ｄＬｎＧＤＰ也是ｄＬｎＨＦ投入增加的格蘭杰原因。

由表4可知，對于ｄＬｎＧＤＰ不是ｄＬｎＨＦ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率是0．98366，表明ｄＬｎＧＤＰ不是ｄＬｎＨＦ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)。另一個(gè)檢驗(yàn)的概率為0．46675，表明至少在95％的置信水平下，可以認(rèn)為ｄＬｎＨＦ是ｄＬｎＧＤＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因。這說明新疆的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向Ｇｒａｎｇｅｒ因果關(guān)系。

五、結(jié)語

根據(jù)本文的研究結(jié)果我們得出，新疆房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果關(guān)系，這一結(jié)果表明：

1．從本文的分析數(shù)據(jù)來看，房地產(chǎn)業(yè)成為新疆的國民經(jīng)濟(jì)主要增長點(diǎn)，也是目前經(jīng)濟(jì)過熱的主要根源之一。這種投資拉動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)增長存在一定的隱患，房地產(chǎn)投資還有繼續(xù)擴(kuò)大的趨勢，許多開發(fā)商還在大規(guī)模地圈地，許多不是搞房地產(chǎn)的公司也紛紛擠進(jìn)房地產(chǎn)，這在很大程度上加大了房地產(chǎn)業(yè)的危機(jī)，所以政府部門應(yīng)引起足夠的重視。

2．格蘭杰因果檢驗(yàn)表明：當(dāng)顯著性水平為1％時(shí)，滯后1—3年內(nèi)房地產(chǎn)投資是ＧＤＰ增長的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，而ＧＤＰ不是房地產(chǎn)投資的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，但當(dāng)顯著性水平提高為10％時(shí)，在第1年和第2年兩者構(gòu)成因果關(guān)系；當(dāng)滯后期超過4年及以上時(shí)兩者不構(gòu)成因果關(guān)系。這一結(jié)論解釋了國內(nèi)學(xué)者在兩者因果關(guān)系上存在的分歧。

3．從本文的Ｇｒａｎｇｅｒ因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果來看，房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長存在Ｇｒａｎｇｅｒ單向的因果關(guān)系。決策者對房地產(chǎn)投資過熱的管理需要從體制創(chuàng)新的角度進(jìn)行機(jī)制設(shè)計(jì)來化解房地產(chǎn)市場發(fā)展問題，從而又不損害經(jīng)濟(jì)增長。

4．從檢驗(yàn)結(jié)果來看，房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用比較大。它就會(huì)成為調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要因素，想要擴(kuò)張經(jīng)濟(jì)時(shí)，就加大房地產(chǎn)投資；反之，則相反。

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