遵义市商业化房地产投资与经济增长关系的实证研究

李建洁

摘 要：近年来，房地产投资与经济增长的关系备受人们关注。为了探究贵州省遵义市房地产投资与经济增长的关系，本文运用时间序列分析中的ADF检验、协整检验和Granger因果检验等统计检验方法，对遵义市房地产投资与经济增长关系进行实证研究分析，建立回归模型。结果表明遵义市房地产投资与经济增长存在长期稳定关系，经济增长是房地产投资的Granger原因，但房地产投资不是经济增长的Granger原因。就研究结果对遵义市未来房地产投资的建设与发展提出建议。

关键词：房地产投资；经济增长；协整检验；Granger因果检验

遵义市作为我国西部发展重点城市，伴随近年经济的飞速发展，房地产产业在城市经济以及社会发展中占有重要地位。房地产投资与经济增长的关系作为宏观经济研究中的热点问题，不同学派分别持有以下三种观点：房地产投资是经济增长的原因、经济增长带动着房地产投资增长、抑或两者互为因果。

为探究两者之间的关系，本文根据遵义市1990-2012年房地产投资FDC与GDP实际数据，主要运用计量经济学和时间序列相关方法，结合EVIEWS7.0软件作出相应分析。为规范遵义市房地产投资、促进遵义市房地产行业有条不紊地发展提出有效建议。

一、实证分析

1. 数据来源与预处理

本文选取1990年-2012年遵义市房地产投资与GDP数据进行研究，数据来自《遵义市统计年鉴2013》。考虑到时间序列数据存在异方差现象，为消除数据的非平稳性，文章对FDC与GDP序列数据取对数后进行分析，分别记为LNFDC、LNGDP。

绘制1990年-2013年遵义市LNFDC与LNGDP序列时序图，如图所示。由时序图可看出LNFDC和LNGDP均呈现出上升趋势，可以认为LNFDC和LNGDP序列表现为非平稳性。

2.对变量序列进行ADF单位根检验与协整检验

由图可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趋势，利用ADF单位根检验得出LNFDC和LNGDP序列二阶差分平稳，即两个变量同阶单整，结果如表1所示。

现在已经知道变量LNFDC和LNGDP是同阶单整，所以可以进行协整检验。检验结果表明变量LNFDC和LNGDP存在协整关系，它们的某个线性组合是平稳的，即是说遵义市经济增长与房地产投资存在长期均衡关系。

3. Granger因果检验与模型建立

上述已经知道变量LNFDC和LNGDP具有一种内在的平稳机制，它们自身的变化虽然是不平稳的，但是彼此之间存在一种长期的稳定关系，为进一步阐述这一平稳关系，可以进行Granger因果检验，结果如表2所示。

表2 房地产投资与经济增长的Granger因果关系检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的置信水平下显著

在置信水平为5%情况下，拒绝原假设“经济增长不是引起房地产投资Granger原因”，而不能拒绝原假设“房地产投资不是引起经济增长Granger原因”。所以经济增长是引起房地产投资Granger原因，经济增长领先于房地产投资，反之则不成立。

因此，可以考虑以LNFDC作为因变量，LNGDP为自变量建立长期静态回归模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1为未知参数，εt为随机扰动项。

利用最小二乘法得到估计结果为：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

对该模型进行检验，结果显示可决系R-squared=0.867，说明方程拟合效果好；F=137.053，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下方程显著成立；参数β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，参数β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下参数显著非零。

对模型残差进行White检验和滞后二期LM检验，nR2统计量输出结果对应概率P-值分别为0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型残差项存在异方差性，而无自相关。此时需要对模型（1）进行异方差性修正。

4. 异方差性的修正

运用加权最小二乘法对模型进行异方差修正。分别选用权数 、 、 进行修正，经估计检验发现用权数 的效果最好，其最终估计结果为：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；参数β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；参数β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000。可以看出运用加权最小二乘法消除异方差性后，方程显著成立，参数显著非零，并说明当年GDP增长1%，平均说来FDC会增长2.210%。由此可见，遵义市的经济增长对房地产投资具有很强的拉动作用。

二、结论与建议

1. 结论

（1）通过实证研究，遵义市房地产投资与经济增长存在长期均衡关系。

（2）经济增长是引起房地产投资的Granger原因。遵义市GDP每变化1个百分点，平均说来可以拉动房地产投资增长2.210个百分点。

2.建议

（1）目前遵义市房地产发展还处于初级阶段，是造成房地产投资对GDP的影响不显著的原因。基于这样的情况，有关部门应该针对遵义市房地产市场进行宏观调控。

（2）遵义市应大力发展工业制造业等对经济增长贡献较大的产业，维持当前经济增长良好势头，向影响房地产市场的方向发展。

（3）相关部门出台有利于房地产发展的政策法规，完善房地产供给结构，建立公平、统一的竞争秩序。协调发展使房地产投资对经济增长做出较大的贡献。

参考文献：

[1]庞皓.计量经济学（第二版）[M].北京：科学出版社，2010.

[2]王燕.应用时间序列分析（第三版）[M].北京：中国人民大学出版社，2012.

[3]于俊年.计量经济学软件：EVeiws的使用[M]. 北京：对外经济贸易大学出版社，2006.

[4]商碧元，田涛.深圳市房地产投资与经济增长关系的实证研究[J].商场现代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地产开发投资与GDP的格兰杰因果关系检验分析[J].网络财富，2009（12）.

[6]赵静文，焦建军.贵州省房地产开发投资与经济增长关系的实证研究[J].赤子，2013.endprint

摘 要：近年来，房地产投资与经济增长的关系备受人们关注。为了探究贵州省遵义市房地产投资与经济增长的关系，本文运用时间序列分析中的ADF检验、协整检验和Granger因果检验等统计检验方法，对遵义市房地产投资与经济增长关系进行实证研究分析，建立回归模型。结果表明遵义市房地产投资与经济增长存在长期稳定关系，经济增长是房地产投资的Granger原因，但房地产投资不是经济增长的Granger原因。就研究结果对遵义市未来房地产投资的建设与发展提出建议。

关键词：房地产投资；经济增长；协整检验；Granger因果检验

遵义市作为我国西部发展重点城市，伴随近年经济的飞速发展，房地产产业在城市经济以及社会发展中占有重要地位。房地产投资与经济增长的关系作为宏观经济研究中的热点问题，不同学派分别持有以下三种观点：房地产投资是经济增长的原因、经济增长带动着房地产投资增长、抑或两者互为因果。

为探究两者之间的关系，本文根据遵义市1990-2012年房地产投资FDC与GDP实际数据，主要运用计量经济学和时间序列相关方法，结合EVIEWS7.0软件作出相应分析。为规范遵义市房地产投资、促进遵义市房地产行业有条不紊地发展提出有效建议。

一、实证分析

1. 数据来源与预处理

本文选取1990年-2012年遵义市房地产投资与GDP数据进行研究，数据来自《遵义市统计年鉴2013》。考虑到时间序列数据存在异方差现象，为消除数据的非平稳性，文章对FDC与GDP序列数据取对数后进行分析，分别记为LNFDC、LNGDP。

绘制1990年-2013年遵义市LNFDC与LNGDP序列时序图，如图所示。由时序图可看出LNFDC和LNGDP均呈现出上升趋势，可以认为LNFDC和LNGDP序列表现为非平稳性。

2.对变量序列进行ADF单位根检验与协整检验

由图可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趋势，利用ADF单位根检验得出LNFDC和LNGDP序列二阶差分平稳，即两个变量同阶单整，结果如表1所示。

现在已经知道变量LNFDC和LNGDP是同阶单整，所以可以进行协整检验。检验结果表明变量LNFDC和LNGDP存在协整关系，它们的某个线性组合是平稳的，即是说遵义市经济增长与房地产投资存在长期均衡关系。

3. Granger因果检验与模型建立

上述已经知道变量LNFDC和LNGDP具有一种内在的平稳机制，它们自身的变化虽然是不平稳的，但是彼此之间存在一种长期的稳定关系，为进一步阐述这一平稳关系，可以进行Granger因果检验，结果如表2所示。

表2 房地产投资与经济增长的Granger因果关系检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的置信水平下显著

在置信水平为5%情况下，拒绝原假设“经济增长不是引起房地产投资Granger原因”，而不能拒绝原假设“房地产投资不是引起经济增长Granger原因”。所以经济增长是引起房地产投资Granger原因，经济增长领先于房地产投资，反之则不成立。

因此，可以考虑以LNFDC作为因变量，LNGDP为自变量建立长期静态回归模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1为未知参数，εt为随机扰动项。

利用最小二乘法得到估计结果为：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

对该模型进行检验，结果显示可决系R-squared=0.867，说明方程拟合效果好；F=137.053，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下方程显著成立；参数β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，参数β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下参数显著非零。

对模型残差进行White检验和滞后二期LM检验，nR2统计量输出结果对应概率P-值分别为0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型残差项存在异方差性，而无自相关。此时需要对模型（1）进行异方差性修正。

4. 异方差性的修正

运用加权最小二乘法对模型进行异方差修正。分别选用权数 、 、 进行修正，经估计检验发现用权数 的效果最好，其最终估计结果为：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；参数β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；参数β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000。可以看出运用加权最小二乘法消除异方差性后，方程显著成立，参数显著非零，并说明当年GDP增长1%，平均说来FDC会增长2.210%。由此可见，遵义市的经济增长对房地产投资具有很强的拉动作用。

二、结论与建议

1. 结论

（1）通过实证研究，遵义市房地产投资与经济增长存在长期均衡关系。

（2）经济增长是引起房地产投资的Granger原因。遵义市GDP每变化1个百分点，平均说来可以拉动房地产投资增长2.210个百分点。

2.建议

（1）目前遵义市房地产发展还处于初级阶段，是造成房地产投资对GDP的影响不显著的原因。基于这样的情况，有关部门应该针对遵义市房地产市场进行宏观调控。

（2）遵义市应大力发展工业制造业等对经济增长贡献较大的产业，维持当前经济增长良好势头，向影响房地产市场的方向发展。

（3）相关部门出台有利于房地产发展的政策法规，完善房地产供给结构，建立公平、统一的竞争秩序。协调发展使房地产投资对经济增长做出较大的贡献。

参考文献：

[1]庞皓.计量经济学（第二版）[M].北京：科学出版社，2010.

[2]王燕.应用时间序列分析（第三版）[M].北京：中国人民大学出版社，2012.

[3]于俊年.计量经济学软件：EVeiws的使用[M]. 北京：对外经济贸易大学出版社，2006.

[4]商碧元，田涛.深圳市房地产投资与经济增长关系的实证研究[J].商场现代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地产开发投资与GDP的格兰杰因果关系检验分析[J].网络财富，2009（12）.

[6]赵静文，焦建军.贵州省房地产开发投资与经济增长关系的实证研究[J].赤子，2013.endprint

摘 要：近年来，房地产投资与经济增长的关系备受人们关注。为了探究贵州省遵义市房地产投资与经济增长的关系，本文运用时间序列分析中的ADF检验、协整检验和Granger因果检验等统计检验方法，对遵义市房地产投资与经济增长关系进行实证研究分析，建立回归模型。结果表明遵义市房地产投资与经济增长存在长期稳定关系，经济增长是房地产投资的Granger原因，但房地产投资不是经济增长的Granger原因。就研究结果对遵义市未来房地产投资的建设与发展提出建议。

关键词：房地产投资；经济增长；协整检验；Granger因果检验

遵义市作为我国西部发展重点城市，伴随近年经济的飞速发展，房地产产业在城市经济以及社会发展中占有重要地位。房地产投资与经济增长的关系作为宏观经济研究中的热点问题，不同学派分别持有以下三种观点：房地产投资是经济增长的原因、经济增长带动着房地产投资增长、抑或两者互为因果。

为探究两者之间的关系，本文根据遵义市1990-2012年房地产投资FDC与GDP实际数据，主要运用计量经济学和时间序列相关方法，结合EVIEWS7.0软件作出相应分析。为规范遵义市房地产投资、促进遵义市房地产行业有条不紊地发展提出有效建议。

一、实证分析

1. 数据来源与预处理

本文选取1990年-2012年遵义市房地产投资与GDP数据进行研究，数据来自《遵义市统计年鉴2013》。考虑到时间序列数据存在异方差现象，为消除数据的非平稳性，文章对FDC与GDP序列数据取对数后进行分析，分别记为LNFDC、LNGDP。

绘制1990年-2013年遵义市LNFDC与LNGDP序列时序图，如图所示。由时序图可看出LNFDC和LNGDP均呈现出上升趋势，可以认为LNFDC和LNGDP序列表现为非平稳性。

2.对变量序列进行ADF单位根检验与协整检验

由图可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趋势，利用ADF单位根检验得出LNFDC和LNGDP序列二阶差分平稳，即两个变量同阶单整，结果如表1所示。

现在已经知道变量LNFDC和LNGDP是同阶单整，所以可以进行协整检验。检验结果表明变量LNFDC和LNGDP存在协整关系，它们的某个线性组合是平稳的，即是说遵义市经济增长与房地产投资存在长期均衡关系。

3. Granger因果检验与模型建立

上述已经知道变量LNFDC和LNGDP具有一种内在的平稳机制，它们自身的变化虽然是不平稳的，但是彼此之间存在一种长期的稳定关系，为进一步阐述这一平稳关系，可以进行Granger因果检验，结果如表2所示。

表2 房地产投资与经济增长的Granger因果关系检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的置信水平下显著

在置信水平为5%情况下，拒绝原假设“经济增长不是引起房地产投资Granger原因”，而不能拒绝原假设“房地产投资不是引起经济增长Granger原因”。所以经济增长是引起房地产投资Granger原因，经济增长领先于房地产投资，反之则不成立。

因此，可以考虑以LNFDC作为因变量，LNGDP为自变量建立长期静态回归模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1为未知参数，εt为随机扰动项。

利用最小二乘法得到估计结果为：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

对该模型进行检验，结果显示可决系R-squared=0.867，说明方程拟合效果好；F=137.053，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下方程显著成立；参数β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，参数β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下参数显著非零。

对模型残差进行White检验和滞后二期LM检验，nR2统计量输出结果对应概率P-值分别为0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型残差项存在异方差性，而无自相关。此时需要对模型（1）进行异方差性修正。

4. 异方差性的修正

运用加权最小二乘法对模型进行异方差修正。分别选用权数 、 、 进行修正，经估计检验发现用权数 的效果最好，其最终估计结果为：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；参数β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；参数β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000。可以看出运用加权最小二乘法消除异方差性后，方程显著成立，参数显著非零，并说明当年GDP增长1%，平均说来FDC会增长2.210%。由此可见，遵义市的经济增长对房地产投资具有很强的拉动作用。

二、结论与建议

1. 结论

（1）通过实证研究，遵义市房地产投资与经济增长存在长期均衡关系。

（2）经济增长是引起房地产投资的Granger原因。遵义市GDP每变化1个百分点，平均说来可以拉动房地产投资增长2.210个百分点。

2.建议

（1）目前遵义市房地产发展还处于初级阶段，是造成房地产投资对GDP的影响不显著的原因。基于这样的情况，有关部门应该针对遵义市房地产市场进行宏观调控。

（2）遵义市应大力发展工业制造业等对经济增长贡献较大的产业，维持当前经济增长良好势头，向影响房地产市场的方向发展。

（3）相关部门出台有利于房地产发展的政策法规，完善房地产供给结构，建立公平、统一的竞争秩序。协调发展使房地产投资对经济增长做出较大的贡献。

参考文献：

[1]庞皓.计量经济学（第二版）[M].北京：科学出版社，2010.

[2]王燕.应用时间序列分析（第三版）[M].北京：中国人民大学出版社，2012.

[3]于俊年.计量经济学软件：EVeiws的使用[M]. 北京：对外经济贸易大学出版社，2006.

[4]商碧元，田涛.深圳市房地产投资与经济增长关系的实证研究[J].商场现代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地产开发投资与GDP的格兰杰因果关系检验分析[J].网络财富，2009（12）.

[6]赵静文，焦建军.贵州省房地产开发投资与经济增长关系的实证研究[J].赤子，2013.endprint