董　昊

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(yùn)用時間序列計(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)增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；二者之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)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(guān)系。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整；誤差修正模型；Granger因果關(guān)系

1引言

20世紀(jì)90年代中后期，國務(wù)院發(fā)布了一系列深化我國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，這期間西安市的國內(nèi)生產(chǎn)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(jì)的拉動作用有多大？在一定時期內(nèi)，是房地產(chǎn)投資促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長？還是經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了房地產(chǎn)投資？本文運(yùn)用時間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型從量化角度對二者的關(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

選取西安市國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映經(jīng)濟(jì)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(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。

數(shù)據(jù)來源：歷年西安統(tǒng)計(jì)年鑒

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在實(shí)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(jì)量經(jīng)濟(jì)建模，容易產(chǎn)生“偽回歸”等問題，因此有必要對時間序列數(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(yàn)即轉(zhuǎn)化為對單位根的檢驗(yàn)。如果序列Y_t通過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Y_t為d階單整序列，記為Y_t~I（d）[1]。同階單整是多個時間序列存在協(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。

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)、時間趨勢項(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LNGDP~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LNGDP和LNRI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先，用OLS法對LNGDP和LNRI進(jìn)行回歸估計(jì)，得到回歸方程：

LNGDP_t=4.517960+0.490382LNRI_t+ε_t

t=(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，說明模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好。殘差序列et的估計(jì)值為：et=LNGDP_t-4.517960-0.490382LNRI_t

其次，采用ADF檢驗(yàn)法對殘差序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

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兩步法檢驗(yàn)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(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(jī)制。誤差修正模型的一般表示形式為：△Y_t=β0+βt△X_t+λecm_t-1+ε_t，其中，ecm反映了變量在短期波動中偏離它們長期均衡關(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：

△LNGDP_t=0.099899+0.125305△LNRI_t-0.644907ecm_t-1+ε_t

t=(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。

2.5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可得出時間序列之間是否存在長期的均衡關(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X_t是Y_t的原因，則X_t的變化應(yīng)先于Y_t的變化。因此，在做Y_t對其他變量的回歸時，如果把X_t的滯后值包括進(jìn)來能顯著地改進(jìn)對Y_t的預(yù)測，則稱X_t是Y_t的Granger原因，否則稱X_t不是Y_t的Granger原因[4]。

對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)用時間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(jìn)行分析，我們可以得到以下結(jié)論：

3.1西安市1996-2007年間的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(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)投資對經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的促進(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)增長之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)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(jì)增長的波動取決于兩點(diǎn)：一是房地產(chǎn)開發(fā)投資短期波動的直接影響，△LNRI_t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(xiàng)ecm_t-1的系數(shù)-0.644907體現(xiàn)了對這種偏離的調(diào)整力度，即當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，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)增長的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)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(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，同時，經(jīng)濟(jì)增長又促進(jìn)了房地產(chǎn)開發(fā)投資；當(dāng)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(rèn)為二者之間具有單向因果關(guān)系，即西安市經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了房地產(chǎn)開發(fā)投資；當(dāng)滯后期為3年時，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)增長的過程中扮演著十分重要的角色，同時在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長又促進(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)化升級的同時，根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展形勢合理控制房地產(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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