遵義市商業化房地產投資與經濟增長關系的實證研究

李建潔

摘 要：近年來，房地產投資與經濟增長的關系備受人們關注。為了探究貴州省遵義市房地產投資與經濟增長的關系，本文運用時間序列分析中的ADF檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗等統計檢驗方法，對遵義市房地產投資與經濟增長關系進行實證研究分析，建立回歸模型。結果表明遵義市房地產投資與經濟增長存在長期穩定關系，經濟增長是房地產投資的Granger原因，但房地產投資不是經濟增長的Granger原因。就研究結果對遵義市未來房地產投資的建設與發展提出建議。

關鍵詞：房地產投資；經濟增長；協整檢驗；Granger因果檢驗

遵義市作為我國西部發展重點城市，伴隨近年經濟的飛速發展，房地產產業在城市經濟以及社會發展中占有重要地位。房地產投資與經濟增長的關系作為宏觀經濟研究中的熱點問題，不同學派分別持有以下三種觀點：房地產投資是經濟增長的原因、經濟增長帶動著房地產投資增長、抑或兩者互為因果。

為探究兩者之間的關系，本文根據遵義市1990-2012年房地產投資FDC與GDP實際數據，主要運用計量經濟學和時間序列相關方法，結合EVIEWS7.0軟件作出相應分析。為規范遵義市房地產投資、促進遵義市房地產行業有條不紊地發展提出有效建議。

一、實證分析

1. 數據來源與預處理

本文選取1990年-2012年遵義市房地產投資與GDP數據進行研究，數據來自《遵義市統計年鑒2013》?？紤]到時間序列數據存在異方差現象，為消除數據的非平穩性，文章對FDC與GDP序列數據取對數后進行分析，分別記為LNFDC、LNGDP。

繪制1990年-2013年遵義市LNFDC與LNGDP序列時序圖，如圖所示。由時序圖可看出LNFDC和LNGDP均呈現出上升趨勢，可以認為LNFDC和LNGDP序列表現為非平穩性。

2.對變量序列進行ADF單位根檢驗與協整檢驗

由圖可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趨勢，利用ADF單位根檢驗得出LNFDC和LNGDP序列二階差分平穩，即兩個變量同階單整，結果如表1所示。

現在已經知道變量LNFDC和LNGDP是同階單整，所以可以進行協整檢驗。檢驗結果表明變量LNFDC和LNGDP存在協整關系，它們的某個線性組合是平穩的，即是說遵義市經濟增長與房地產投資存在長期均衡關系。

3. Granger因果檢驗與模型建立

上述已經知道變量LNFDC和LNGDP具有一種內在的平穩機制，它們自身的變化雖然是不平穩的，但是彼此之間存在一種長期的穩定關系，為進一步闡述這一平穩關系，可以進行Granger因果檢驗，結果如表2所示。

表2 房地產投資與經濟增長的Granger因果關系檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著

在置信水平為5%情況下，拒絕原假設“經濟增長不是引起房地產投資Granger原因”，而不能拒絕原假設“房地產投資不是引起經濟增長Granger原因”。所以經濟增長是引起房地產投資Granger原因，經濟增長領先于房地產投資，反之則不成立。

因此，可以考慮以LNFDC作為因變量，LNGDP為自變量建立長期靜態回歸模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1為未知參數，εt為隨機擾動項。

利用最小二乘法得到估計結果為：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

對該模型進行檢驗，結果顯示可決系R-squared=0.867，說明方程擬合效果好；F=137.053，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下方程顯著成立；參數β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，參數β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下參數顯著非零。

對模型殘差進行White檢驗和滯后二期LM檢驗，nR2統計量輸出結果對應概率P-值分別為0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型殘差項存在異方差性，而無自相關。此時需要對模型（1）進行異方差性修正。

4. 異方差性的修正

運用加權最小二乘法對模型進行異方差修正。分別選用權數 、 、 進行修正，經估計檢驗發現用權數 的效果最好，其最終估計結果為：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；參數β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；參數β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000?？梢钥闯鲞\用加權最小二乘法消除異方差性后，方程顯著成立，參數顯著非零，并說明當年GDP增長1%，平均說來FDC會增長2.210%。由此可見，遵義市的經濟增長對房地產投資具有很強的拉動作用。

二、結論與建議

1. 結論

（1）通過實證研究，遵義市房地產投資與經濟增長存在長期均衡關系。

（2）經濟增長是引起房地產投資的Granger原因。遵義市GDP每變化1個百分點，平均說來可以拉動房地產投資增長2.210個百分點。

2.建議

（1）目前遵義市房地產發展還處于初級階段，是造成房地產投資對GDP的影響不顯著的原因。基于這樣的情況，有關部門應該針對遵義市房地產市場進行宏觀調控。

（2）遵義市應大力發展工業制造業等對經濟增長貢獻較大的產業，維持當前經濟增長良好勢頭，向影響房地產市場的方向發展。

（3）相關部門出臺有利于房地產發展的政策法規，完善房地產供給結構，建立公平、統一的競爭秩序。協調發展使房地產投資對經濟增長做出較大的貢獻。

參考文獻：

[1]龐皓.計量經濟學（第二版）[M].北京：科學出版社，2010.

[2]王燕.應用時間序列分析（第三版）[M].北京：中國人民大學出版社，2012.

[3]于俊年.計量經濟學軟件：EVeiws的使用[M]. 北京：對外經濟貿易大學出版社，2006.

[4]商碧元，田濤.深圳市房地產投資與經濟增長關系的實證研究[J].商場現代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地產開發投資與GDP的格蘭杰因果關系檢驗分析[J].網絡財富，2009（12）.

[6]趙靜文，焦建軍.貴州省房地產開發投資與經濟增長關系的實證研究[J].赤子，2013.endprint

摘 要：近年來，房地產投資與經濟增長的關系備受人們關注。為了探究貴州省遵義市房地產投資與經濟增長的關系，本文運用時間序列分析中的ADF檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗等統計檢驗方法，對遵義市房地產投資與經濟增長關系進行實證研究分析，建立回歸模型。結果表明遵義市房地產投資與經濟增長存在長期穩定關系，經濟增長是房地產投資的Granger原因，但房地產投資不是經濟增長的Granger原因。就研究結果對遵義市未來房地產投資的建設與發展提出建議。

關鍵詞：房地產投資；經濟增長；協整檢驗；Granger因果檢驗

遵義市作為我國西部發展重點城市，伴隨近年經濟的飛速發展，房地產產業在城市經濟以及社會發展中占有重要地位。房地產投資與經濟增長的關系作為宏觀經濟研究中的熱點問題，不同學派分別持有以下三種觀點：房地產投資是經濟增長的原因、經濟增長帶動著房地產投資增長、抑或兩者互為因果。

為探究兩者之間的關系，本文根據遵義市1990-2012年房地產投資FDC與GDP實際數據，主要運用計量經濟學和時間序列相關方法，結合EVIEWS7.0軟件作出相應分析。為規范遵義市房地產投資、促進遵義市房地產行業有條不紊地發展提出有效建議。

一、實證分析

1. 數據來源與預處理

本文選取1990年-2012年遵義市房地產投資與GDP數據進行研究，數據來自《遵義市統計年鑒2013》。考慮到時間序列數據存在異方差現象，為消除數據的非平穩性，文章對FDC與GDP序列數據取對數后進行分析，分別記為LNFDC、LNGDP。

繪制1990年-2013年遵義市LNFDC與LNGDP序列時序圖，如圖所示。由時序圖可看出LNFDC和LNGDP均呈現出上升趨勢，可以認為LNFDC和LNGDP序列表現為非平穩性。

2.對變量序列進行ADF單位根檢驗與協整檢驗

由圖可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趨勢，利用ADF單位根檢驗得出LNFDC和LNGDP序列二階差分平穩，即兩個變量同階單整，結果如表1所示。

現在已經知道變量LNFDC和LNGDP是同階單整，所以可以進行協整檢驗。檢驗結果表明變量LNFDC和LNGDP存在協整關系，它們的某個線性組合是平穩的，即是說遵義市經濟增長與房地產投資存在長期均衡關系。

3. Granger因果檢驗與模型建立

上述已經知道變量LNFDC和LNGDP具有一種內在的平穩機制，它們自身的變化雖然是不平穩的，但是彼此之間存在一種長期的穩定關系，為進一步闡述這一平穩關系，可以進行Granger因果檢驗，結果如表2所示。

表2 房地產投資與經濟增長的Granger因果關系檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著

在置信水平為5%情況下，拒絕原假設“經濟增長不是引起房地產投資Granger原因”，而不能拒絕原假設“房地產投資不是引起經濟增長Granger原因”。所以經濟增長是引起房地產投資Granger原因，經濟增長領先于房地產投資，反之則不成立。

因此，可以考慮以LNFDC作為因變量，LNGDP為自變量建立長期靜態回歸模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1為未知參數，εt為隨機擾動項。

利用最小二乘法得到估計結果為：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

對該模型進行檢驗，結果顯示可決系R-squared=0.867，說明方程擬合效果好；F=137.053，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下方程顯著成立；參數β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，參數β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下參數顯著非零。

對模型殘差進行White檢驗和滯后二期LM檢驗，nR2統計量輸出結果對應概率P-值分別為0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型殘差項存在異方差性，而無自相關。此時需要對模型（1）進行異方差性修正。

4. 異方差性的修正

運用加權最小二乘法對模型進行異方差修正。分別選用權數 、 、 進行修正，經估計檢驗發現用權數 的效果最好，其最終估計結果為：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；參數β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；參數β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000?？梢钥闯鲞\用加權最小二乘法消除異方差性后，方程顯著成立，參數顯著非零，并說明當年GDP增長1%，平均說來FDC會增長2.210%。由此可見，遵義市的經濟增長對房地產投資具有很強的拉動作用。

二、結論與建議

1. 結論

（1）通過實證研究，遵義市房地產投資與經濟增長存在長期均衡關系。

（2）經濟增長是引起房地產投資的Granger原因。遵義市GDP每變化1個百分點，平均說來可以拉動房地產投資增長2.210個百分點。

2.建議

（1）目前遵義市房地產發展還處于初級階段，是造成房地產投資對GDP的影響不顯著的原因?；谶@樣的情況，有關部門應該針對遵義市房地產市場進行宏觀調控。

（2）遵義市應大力發展工業制造業等對經濟增長貢獻較大的產業，維持當前經濟增長良好勢頭，向影響房地產市場的方向發展。

（3）相關部門出臺有利于房地產發展的政策法規，完善房地產供給結構，建立公平、統一的競爭秩序。協調發展使房地產投資對經濟增長做出較大的貢獻。

參考文獻：

[1]龐皓.計量經濟學（第二版）[M].北京：科學出版社，2010.

[2]王燕.應用時間序列分析（第三版）[M].北京：中國人民大學出版社，2012.

[3]于俊年.計量經濟學軟件：EVeiws的使用[M]. 北京：對外經濟貿易大學出版社，2006.

[4]商碧元，田濤.深圳市房地產投資與經濟增長關系的實證研究[J].商場現代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地產開發投資與GDP的格蘭杰因果關系檢驗分析[J].網絡財富，2009（12）.

[6]趙靜文，焦建軍.貴州省房地產開發投資與經濟增長關系的實證研究[J].赤子，2013.endprint

摘 要：近年來，房地產投資與經濟增長的關系備受人們關注。為了探究貴州省遵義市房地產投資與經濟增長的關系，本文運用時間序列分析中的ADF檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗等統計檢驗方法，對遵義市房地產投資與經濟增長關系進行實證研究分析，建立回歸模型。結果表明遵義市房地產投資與經濟增長存在長期穩定關系，經濟增長是房地產投資的Granger原因，但房地產投資不是經濟增長的Granger原因。就研究結果對遵義市未來房地產投資的建設與發展提出建議。

關鍵詞：房地產投資；經濟增長；協整檢驗；Granger因果檢驗

遵義市作為我國西部發展重點城市，伴隨近年經濟的飛速發展，房地產產業在城市經濟以及社會發展中占有重要地位。房地產投資與經濟增長的關系作為宏觀經濟研究中的熱點問題，不同學派分別持有以下三種觀點：房地產投資是經濟增長的原因、經濟增長帶動著房地產投資增長、抑或兩者互為因果。

為探究兩者之間的關系，本文根據遵義市1990-2012年房地產投資FDC與GDP實際數據，主要運用計量經濟學和時間序列相關方法，結合EVIEWS7.0軟件作出相應分析。為規范遵義市房地產投資、促進遵義市房地產行業有條不紊地發展提出有效建議。

一、實證分析

1. 數據來源與預處理

本文選取1990年-2012年遵義市房地產投資與GDP數據進行研究，數據來自《遵義市統計年鑒2013》?？紤]到時間序列數據存在異方差現象，為消除數據的非平穩性，文章對FDC與GDP序列數據取對數后進行分析，分別記為LNFDC、LNGDP。

繪制1990年-2013年遵義市LNFDC與LNGDP序列時序圖，如圖所示。由時序圖可看出LNFDC和LNGDP均呈現出上升趨勢，可以認為LNFDC和LNGDP序列表現為非平穩性。

2.對變量序列進行ADF單位根檢驗與協整檢驗

由圖可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趨勢，利用ADF單位根檢驗得出LNFDC和LNGDP序列二階差分平穩，即兩個變量同階單整，結果如表1所示。

現在已經知道變量LNFDC和LNGDP是同階單整，所以可以進行協整檢驗。檢驗結果表明變量LNFDC和LNGDP存在協整關系，它們的某個線性組合是平穩的，即是說遵義市經濟增長與房地產投資存在長期均衡關系。

3. Granger因果檢驗與模型建立

上述已經知道變量LNFDC和LNGDP具有一種內在的平穩機制，它們自身的變化雖然是不平穩的，但是彼此之間存在一種長期的穩定關系，為進一步闡述這一平穩關系，可以進行Granger因果檢驗，結果如表2所示。

表2 房地產投資與經濟增長的Granger因果關系檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著

在置信水平為5%情況下，拒絕原假設“經濟增長不是引起房地產投資Granger原因”，而不能拒絕原假設“房地產投資不是引起經濟增長Granger原因”。所以經濟增長是引起房地產投資Granger原因，經濟增長領先于房地產投資，反之則不成立。

因此，可以考慮以LNFDC作為因變量，LNGDP為自變量建立長期靜態回歸模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1為未知參數，εt為隨機擾動項。

利用最小二乘法得到估計結果為：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

對該模型進行檢驗，結果顯示可決系R-squared=0.867，說明方程擬合效果好；F=137.053，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下方程顯著成立；參數β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，參數β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下參數顯著非零。

對模型殘差進行White檢驗和滯后二期LM檢驗，nR2統計量輸出結果對應概率P-值分別為0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型殘差項存在異方差性，而無自相關。此時需要對模型（1）進行異方差性修正。

4. 異方差性的修正

運用加權最小二乘法對模型進行異方差修正。分別選用權數 、 、 進行修正，經估計檢驗發現用權數 的效果最好，其最終估計結果為：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；參數β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；參數β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000。可以看出運用加權最小二乘法消除異方差性后，方程顯著成立，參數顯著非零，并說明當年GDP增長1%，平均說來FDC會增長2.210%。由此可見，遵義市的經濟增長對房地產投資具有很強的拉動作用。

二、結論與建議

1. 結論

（1）通過實證研究，遵義市房地產投資與經濟增長存在長期均衡關系。

（2）經濟增長是引起房地產投資的Granger原因。遵義市GDP每變化1個百分點，平均說來可以拉動房地產投資增長2.210個百分點。

2.建議

（1）目前遵義市房地產發展還處于初級階段，是造成房地產投資對GDP的影響不顯著的原因。基于這樣的情況，有關部門應該針對遵義市房地產市場進行宏觀調控。

（2）遵義市應大力發展工業制造業等對經濟增長貢獻較大的產業，維持當前經濟增長良好勢頭，向影響房地產市場的方向發展。

（3）相關部門出臺有利于房地產發展的政策法規，完善房地產供給結構，建立公平、統一的競爭秩序。協調發展使房地產投資對經濟增長做出較大的貢獻。

參考文獻：

[1]龐皓.計量經濟學（第二版）[M].北京：科學出版社，2010.

[2]王燕.應用時間序列分析（第三版）[M].北京：中國人民大學出版社，2012.

[3]于俊年.計量經濟學軟件：EVeiws的使用[M]. 北京：對外經濟貿易大學出版社，2006.

[4]商碧元，田濤.深圳市房地產投資與經濟增長關系的實證研究[J].商場現代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地產開發投資與GDP的格蘭杰因果關系檢驗分析[J].網絡財富，2009（12）.

[6]趙靜文，焦建軍.貴州省房地產開發投資與經濟增長關系的實證研究[J].赤子，2013.endprint