導(dǎo)語：房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)提升關(guān)聯(lián)淺析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、前言

房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性、資源性、先導(dǎo)性產(chǎn)業(yè)。其興起和發(fā)展，必然促進(jìn)整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的興旺與繁榮。房地產(chǎn)投資拉動(dòng)著50多個(gè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，拉動(dòng)率為1:2.86，對國民經(jīng)濟(jì)影響力達(dá)到30%。房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)具有較強(qiáng)帶動(dòng)作用的產(chǎn)業(yè)，研究其健康發(fā)展對加快我國經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)步的發(fā)展是一個(gè)重要課題。在這樣的現(xiàn)實(shí)背景下，深入研究房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。確定一個(gè)適合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，發(fā)展特征的房地產(chǎn)投資規(guī)模水平，對促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、快速、穩(wěn)定、協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、實(shí)證過程與結(jié)果分析

1.數(shù)據(jù)來源及處理

本文在進(jìn)行房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)的增長的協(xié)整分析當(dāng)中，以我國經(jīng)濟(jì)增長作為模型中的內(nèi)生變量，用GDP作為代表指標(biāo)。學(xué)術(shù)界對于衡量房地產(chǎn)投資水平的指標(biāo)有多種，本文主要選取當(dāng)年房地產(chǎn)投資完成額的數(shù)據(jù)來表示。即REI在實(shí)證分析中，本文研究所選取的數(shù)據(jù)均來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。房地產(chǎn)開發(fā)投資額(REI)和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)時(shí)間跨度為1996-2010年，總共15年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均為當(dāng)年價(jià)格。由于獲取數(shù)據(jù)的局限性，沒有使用價(jià)格指數(shù)對各變量進(jìn)行平減，而直接使用各變量的名義值。為消除數(shù)據(jù)中異方差的影響，對數(shù)據(jù)序列同時(shí)取對數(shù)，即InGDP和InREI。由于自然對數(shù)的單調(diào)性，以對數(shù)作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)不會(huì)影響研究的結(jié)論。

2.時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

給出一個(gè)隨機(jī)時(shí)間序列，首先需要判斷出他是否是平穩(wěn)的。在本文當(dāng)中，采用ADF檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量之間是否存在單位根。所采用的模型為含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢的模型。通過在上面的分析中，InGDP和InREI明顯的帶有時(shí)間趨勢。因此本文選用帶有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)。其檢驗(yàn)結(jié)果如表1：表1各變量的檢驗(yàn)結(jié)果注：表中c，t分別表示檢驗(yàn)中帶有常數(shù)項(xiàng)，時(shí)間趨勢項(xiàng)；0表示檢驗(yàn)中不包括常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)，△2表示差分兩次。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，InGDP和InREI其ADF的檢驗(yàn)值大于顯著性水平為1%以及5%時(shí)的臨界值，所以不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即就是InGDP和InREI都為非平穩(wěn)序列。而經(jīng)過二階差分以后，顯著性水平規(guī)定為5%時(shí)，其檢驗(yàn)值小于臨界值，即就是可以在95%的置信水平下拒絕存在單位根的假設(shè)。因此，InGDP和InREI這兩個(gè)時(shí)間序列同為I(2)。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的基本思想是，如果兩個(gè)或多個(gè)時(shí)間序列變量是不平穩(wěn)的，但他們是同階單整，則這些非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量存在長期的協(xié)整關(guān)系，或者說是長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。由于InGDP和InREI都是同階單整，因此二者可以進(jìn)行協(xié)整分析?，F(xiàn)對兩變量之間進(jìn)行回歸，以我國國內(nèi)生長總值對數(shù)序列為因變量，房地產(chǎn)投資對數(shù)序列為自變量，設(shè)其回歸方程為=；其中和為回歸系數(shù)。其結(jié)果如下：T檢驗(yàn)(39.98584)(36.18911)其中，R2=0.990171，DW=0.530495，F(xiàn)=1309.65，該回歸方程的可決系數(shù)R2接近于1，擬合優(yōu)度較高。且F檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)均通過。說明方程的質(zhì)量較好。但是DW值為0.53，說明殘差序列存在某種程度的正自相關(guān)，需要對模型的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用了ADF法對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于殘差序列為零均值，也沒有呈現(xiàn)出時(shí)間趨勢。因此選取數(shù)據(jù)生成過程當(dāng)中不含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢。對序列e滯后2期做單位根檢驗(yàn)。結(jié)果見表2。ADF統(tǒng)計(jì)量的值-3.391886，小于1%水平的臨界值-2.7987。即就是時(shí)間序列InGDP和InREI之間存在協(xié)整關(guān)系。從經(jīng)驗(yàn)上一般都認(rèn)為，如果樣本量比較小，那么協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果就較不穩(wěn)定。本文為了使得協(xié)整關(guān)系更加可靠，使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)一步檢驗(yàn)兩變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文選取了序列無線性趨勢且協(xié)整方程僅有截矩，其結(jié)果見圖1。從JohansenTest中可以看出，跡統(tǒng)計(jì)的值在1%上拒絕了InGDP和InREI之間不存在協(xié)整關(guān)系的假定，在1%的臨界上，拒絕了原假設(shè)，接受被則假設(shè)認(rèn)為兩者之間少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。綜合分析我們可以知道InGDP和InREI之間只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。圖1JohansenCointegrationTestEG檢驗(yàn)以及JohansenTest都表明，1996-2010年我國房地產(chǎn)投資和GDP之間是存在協(xié)整關(guān)系的，即就是二者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)初步表明我國房地產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但對這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。現(xiàn)對InGDP與InREI進(jìn)行因果檢驗(yàn)來了解其因果關(guān)系，其檢驗(yàn)結(jié)果見圖2：從分析來看，滯后1-2年內(nèi)，InGDP不是InREI的格蘭杰原因，但是滯后3年后InGDP是InREI的格蘭杰原因。即就是GDP在短期對房地產(chǎn)投資額變動(dòng)影響不大。但是在長期對房地產(chǎn)投資額有一定影響。在5%的置信水平下滯后1年或3年，InREI是InGDP的格蘭杰原因，也就是說不管在短期還是長期，我國的房地產(chǎn)投資的變化對GDP有顯著的影響。

三、結(jié)論

1996年至2010年之間，西部地區(qū)房地產(chǎn)投資額與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著協(xié)整關(guān)系，也就是所說的長期均衡關(guān)系。從長期趨勢來看，房地產(chǎn)投資額對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間有顯著的相關(guān)性，并且呈現(xiàn)出正相關(guān)。從格蘭杰因果檢驗(yàn)分析可知，從長期來看，房地產(chǎn)投資與我國經(jīng)濟(jì)增長之間具有雙向的因果關(guān)系；從短期來看，我國的房地產(chǎn)投資的變化對GDP的變化有顯著的影響，但是經(jīng)濟(jì)增長對房地產(chǎn)投資沒有影響。在文章中，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、因果檢驗(yàn)來分析我國房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。但是由于搜集的數(shù)據(jù)較少，并且有缺失數(shù)據(jù)的存在，以及上述方法對數(shù)據(jù)的敏感性。因此結(jié)論會(huì)有所不同。