遵義市商業(yè)化房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

李建潔

摘 要：近年來，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系備受人們關(guān)注。為了探究貴州省遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文運(yùn)用時(shí)間序列分析中的ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)等統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法，對(duì)遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究分析，建立回歸模型。結(jié)果表明遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的Granger原因，但房地產(chǎn)投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。就研究結(jié)果對(duì)遵義市未來房地產(chǎn)投資的建設(shè)與發(fā)展提出建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)

遵義市作為我國(guó)西部發(fā)展重點(diǎn)城市，伴隨近年經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)在城市經(jīng)濟(jì)以及社會(huì)發(fā)展中占有重要地位。房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系作為宏觀經(jīng)濟(jì)研究中的熱點(diǎn)問題，不同學(xué)派分別持有以下三種觀點(diǎn)：房地產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)著房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)、抑或兩者互為因果。

為探究?jī)烧咧g的關(guān)系，本文根據(jù)遵義市1990-2012年房地產(chǎn)投資FDC與GDP實(shí)際數(shù)據(jù)，主要運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和時(shí)間序列相關(guān)方法，結(jié)合EVIEWS7.0軟件作出相應(yīng)分析。為規(guī)范遵義市房地產(chǎn)投資、促進(jìn)遵義市房地產(chǎn)行業(yè)有條不紊地發(fā)展提出有效建議。

一、實(shí)證分析

1. 數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文選取1990年-2012年遵義市房地產(chǎn)投資與GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)來自《遵義市統(tǒng)計(jì)年鑒2013》?？紤]到時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在異方差現(xiàn)象，為消除數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，文章對(duì)FDC與GDP序列數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后進(jìn)行分析，分別記為L(zhǎng)NFDC、LNGDP。

繪制1990年-2013年遵義市LNFDC與LNGDP序列時(shí)序圖，如圖所示。由時(shí)序圖可看出LNFDC和LNGDP均呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，可以認(rèn)為L(zhǎng)NFDC和LNGDP序列表現(xiàn)為非平穩(wěn)性。

2.對(duì)變量序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

由圖可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趨勢(shì)，利用ADF單位根檢驗(yàn)得出LNFDC和LNGDP序列二階差分平穩(wěn)，即兩個(gè)變量同階單整，結(jié)果如表1所示。

現(xiàn)在已經(jīng)知道變量LNFDC和LNGDP是同階單整，所以可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明變量LNFDC和LNGDP存在協(xié)整關(guān)系，它們的某個(gè)線性組合是平穩(wěn)的，即是說遵義市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)投資存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3. Granger因果檢驗(yàn)與模型建立

上述已經(jīng)知道變量LNFDC和LNGDP具有一種內(nèi)在的平穩(wěn)機(jī)制，它們自身的變化雖然是不平穩(wěn)的，但是彼此之間存在一種長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，為進(jìn)一步闡述這一平穩(wěn)關(guān)系，可以進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

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(shè)“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是引起房地產(chǎn)投資Granger原因”，而不能拒絕原假設(shè)“房地產(chǎn)投資不是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Granger原因”。所以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起房地產(chǎn)投資Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)先于房地產(chǎn)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(zhǎng)期靜態(tài)回歸模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1為未知參數(shù)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

利用最小二乘法得到估計(jì)結(jié)果為：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)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(shù)β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，參數(shù)β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下參數(shù)顯著非零。

對(duì)模型殘差進(jìn)行White檢驗(yàn)和滯后二期LM檢驗(yàn)，nR2統(tǒng)計(jì)量輸出結(jié)果對(duì)應(yīng)概率P-值分別為0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型殘差項(xiàng)存在異方差性，而無自相關(guān)。此時(shí)需要對(duì)模型（1）進(jìn)行異方差性修正。

4. 異方差性的修正

運(yùn)用加權(quán)最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行異方差修正。分別選用權(quán)數(shù) 、 、 進(jìn)行修正，經(jīng)估計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù) 的效果最好，其最終估計(jì)結(jié)果為：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；參數(shù)β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；參數(shù)β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000?？梢钥闯鲞\(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除異方差性后，方程顯著成立，參數(shù)顯著非零，并說明當(dāng)年GDP增長(zhǎng)1%，平均說來FDC會(huì)增長(zhǎng)2.210%。由此可見，遵義市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資具有很強(qiáng)的拉動(dòng)作用。

二、結(jié)論與建議

1. 結(jié)論

（1）通過實(shí)證研究，遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起房地產(chǎn)投資的Granger原因。遵義市GDP每變化1個(gè)百分點(diǎn)，平均說來可以拉動(dòng)房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)2.210個(gè)百分點(diǎn)。

2.建議

（1）目前遵義市房地產(chǎn)發(fā)展還處于初級(jí)階段，是造成房地產(chǎn)投資對(duì)GDP的影響不顯著的原因?；谶@樣的情況，有關(guān)部門應(yīng)該針對(duì)遵義市房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行宏觀調(diào)控。

（2）遵義市應(yīng)大力發(fā)展工業(yè)制造業(yè)等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較大的產(chǎn)業(yè)，維持當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)良好勢(shì)頭，向影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的方向發(fā)展。

（3）相關(guān)部門出臺(tái)有利于房地產(chǎn)發(fā)展的政策法規(guī)，完善房地產(chǎn)供給結(jié)構(gòu)，建立公平、統(tǒng)一的競(jìng)爭(zhēng)秩序。協(xié)調(diào)發(fā)展使房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出較大的貢獻(xiàn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第二版）[M].北京：科學(xué)出版社，2010.

[2]王燕.應(yīng)用時(shí)間序列分析（第三版）[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2012.

[3]于俊年.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件：EVeiws的使用[M]. 北京：對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2006.

[4]商碧元，田濤.深圳市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].商場(chǎng)現(xiàn)代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析[J].網(wǎng)絡(luò)財(cái)富，2009（12）.

[6]趙靜文，焦建軍.貴州省房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].赤子，2013.endprint

摘 要：近年來，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系備受人們關(guān)注。為了探究貴州省遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文運(yùn)用時(shí)間序列分析中的ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)等統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法，對(duì)遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究分析，建立回歸模型。結(jié)果表明遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的Granger原因，但房地產(chǎn)投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。就研究結(jié)果對(duì)遵義市未來房地產(chǎn)投資的建設(shè)與發(fā)展提出建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)

遵義市作為我國(guó)西部發(fā)展重點(diǎn)城市，伴隨近年經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)在城市經(jīng)濟(jì)以及社會(huì)發(fā)展中占有重要地位。房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系作為宏觀經(jīng)濟(jì)研究中的熱點(diǎn)問題，不同學(xué)派分別持有以下三種觀點(diǎn)：房地產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)著房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)、抑或兩者互為因果。

為探究?jī)烧咧g的關(guān)系，本文根據(jù)遵義市1990-2012年房地產(chǎn)投資FDC與GDP實(shí)際數(shù)據(jù)，主要運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和時(shí)間序列相關(guān)方法，結(jié)合EVIEWS7.0軟件作出相應(yīng)分析。為規(guī)范遵義市房地產(chǎn)投資、促進(jìn)遵義市房地產(chǎn)行業(yè)有條不紊地發(fā)展提出有效建議。

一、實(shí)證分析

1. 數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文選取1990年-2012年遵義市房地產(chǎn)投資與GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)來自《遵義市統(tǒng)計(jì)年鑒2013》?？紤]到時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在異方差現(xiàn)象，為消除數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，文章對(duì)FDC與GDP序列數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后進(jìn)行分析，分別記為L(zhǎng)NFDC、LNGDP。

繪制1990年-2013年遵義市LNFDC與LNGDP序列時(shí)序圖，如圖所示。由時(shí)序圖可看出LNFDC和LNGDP均呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，可以認(rèn)為L(zhǎng)NFDC和LNGDP序列表現(xiàn)為非平穩(wěn)性。

2.對(duì)變量序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

由圖可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趨勢(shì)，利用ADF單位根檢驗(yàn)得出LNFDC和LNGDP序列二階差分平穩(wěn)，即兩個(gè)變量同階單整，結(jié)果如表1所示。

現(xiàn)在已經(jīng)知道變量LNFDC和LNGDP是同階單整，所以可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明變量LNFDC和LNGDP存在協(xié)整關(guān)系，它們的某個(gè)線性組合是平穩(wěn)的，即是說遵義市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)投資存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3. Granger因果檢驗(yàn)與模型建立

上述已經(jīng)知道變量LNFDC和LNGDP具有一種內(nèi)在的平穩(wěn)機(jī)制，它們自身的變化雖然是不平穩(wěn)的，但是彼此之間存在一種長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，為進(jìn)一步闡述這一平穩(wěn)關(guān)系，可以進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

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(shè)“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是引起房地產(chǎn)投資Granger原因”，而不能拒絕原假設(shè)“房地產(chǎn)投資不是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Granger原因”。所以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起房地產(chǎn)投資Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)先于房地產(chǎn)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(zhǎng)期靜態(tài)回歸模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1為未知參數(shù)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

利用最小二乘法得到估計(jì)結(jié)果為：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)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(shù)β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，參數(shù)β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下參數(shù)顯著非零。

對(duì)模型殘差進(jìn)行White檢驗(yàn)和滯后二期LM檢驗(yàn)，nR2統(tǒng)計(jì)量輸出結(jié)果對(duì)應(yīng)概率P-值分別為0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型殘差項(xiàng)存在異方差性，而無自相關(guān)。此時(shí)需要對(duì)模型（1）進(jìn)行異方差性修正。

4. 異方差性的修正

運(yùn)用加權(quán)最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行異方差修正。分別選用權(quán)數(shù) 、 、 進(jìn)行修正，經(jīng)估計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù) 的效果最好，其最終估計(jì)結(jié)果為：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；參數(shù)β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；參數(shù)β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000?？梢钥闯鲞\(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除異方差性后，方程顯著成立，參數(shù)顯著非零，并說明當(dāng)年GDP增長(zhǎng)1%，平均說來FDC會(huì)增長(zhǎng)2.210%。由此可見，遵義市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資具有很強(qiáng)的拉動(dòng)作用。

二、結(jié)論與建議

1. 結(jié)論

（1）通過實(shí)證研究，遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起房地產(chǎn)投資的Granger原因。遵義市GDP每變化1個(gè)百分點(diǎn)，平均說來可以拉動(dòng)房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)2.210個(gè)百分點(diǎn)。

2.建議

（1）目前遵義市房地產(chǎn)發(fā)展還處于初級(jí)階段，是造成房地產(chǎn)投資對(duì)GDP的影響不顯著的原因?；谶@樣的情況，有關(guān)部門應(yīng)該針對(duì)遵義市房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行宏觀調(diào)控。

（2）遵義市應(yīng)大力發(fā)展工業(yè)制造業(yè)等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較大的產(chǎn)業(yè)，維持當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)良好勢(shì)頭，向影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的方向發(fā)展。

（3）相關(guān)部門出臺(tái)有利于房地產(chǎn)發(fā)展的政策法規(guī)，完善房地產(chǎn)供給結(jié)構(gòu)，建立公平、統(tǒng)一的競(jìng)爭(zhēng)秩序。協(xié)調(diào)發(fā)展使房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出較大的貢獻(xiàn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第二版）[M].北京：科學(xué)出版社，2010.

[2]王燕.應(yīng)用時(shí)間序列分析（第三版）[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2012.

[3]于俊年.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件：EVeiws的使用[M]. 北京：對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2006.

[4]商碧元，田濤.深圳市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].商場(chǎng)現(xiàn)代化，2008（530） .

[5]王恒友，沈璐.天津市房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析[J].網(wǎng)絡(luò)財(cái)富，2009（12）.

[6]趙靜文，焦建軍.貴州省房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].赤子，2013.endprint

摘 要：近年來，房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系備受人們關(guān)注。為了探究貴州省遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文運(yùn)用時(shí)間序列分析中的ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)等統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法，對(duì)遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究分析，建立回歸模型。結(jié)果表明遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是房地產(chǎn)投資的Granger原因，但房地產(chǎn)投資不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。就研究結(jié)果對(duì)遵義市未來房地產(chǎn)投資的建設(shè)與發(fā)展提出建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)

遵義市作為我國(guó)西部發(fā)展重點(diǎn)城市，伴隨近年經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)在城市經(jīng)濟(jì)以及社會(huì)發(fā)展中占有重要地位。房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系作為宏觀經(jīng)濟(jì)研究中的熱點(diǎn)問題，不同學(xué)派分別持有以下三種觀點(diǎn)：房地產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)著房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)、抑或兩者互為因果。

為探究?jī)烧咧g的關(guān)系，本文根據(jù)遵義市1990-2012年房地產(chǎn)投資FDC與GDP實(shí)際數(shù)據(jù)，主要運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和時(shí)間序列相關(guān)方法，結(jié)合EVIEWS7.0軟件作出相應(yīng)分析。為規(guī)范遵義市房地產(chǎn)投資、促進(jìn)遵義市房地產(chǎn)行業(yè)有條不紊地發(fā)展提出有效建議。

一、實(shí)證分析

1. 數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理

本文選取1990年-2012年遵義市房地產(chǎn)投資與GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)來自《遵義市統(tǒng)計(jì)年鑒2013》?？紤]到時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在異方差現(xiàn)象，為消除數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，文章對(duì)FDC與GDP序列數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后進(jìn)行分析，分別記為L(zhǎng)NFDC、LNGDP。

繪制1990年-2013年遵義市LNFDC與LNGDP序列時(shí)序圖，如圖所示。由時(shí)序圖可看出LNFDC和LNGDP均呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，可以認(rèn)為L(zhǎng)NFDC和LNGDP序列表現(xiàn)為非平穩(wěn)性。

2.對(duì)變量序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

由圖可以看出，LNFDC和LNGDP序列均呈上升趨勢(shì)，利用ADF單位根檢驗(yàn)得出LNFDC和LNGDP序列二階差分平穩(wěn)，即兩個(gè)變量同階單整，結(jié)果如表1所示。

現(xiàn)在已經(jīng)知道變量LNFDC和LNGDP是同階單整，所以可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明變量LNFDC和LNGDP存在協(xié)整關(guān)系，它們的某個(gè)線性組合是平穩(wěn)的，即是說遵義市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)投資存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3. Granger因果檢驗(yàn)與模型建立

上述已經(jīng)知道變量LNFDC和LNGDP具有一種內(nèi)在的平穩(wěn)機(jī)制，它們自身的變化雖然是不平穩(wěn)的，但是彼此之間存在一種長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，為進(jìn)一步闡述這一平穩(wěn)關(guān)系，可以進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

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(shè)“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是引起房地產(chǎn)投資Granger原因”，而不能拒絕原假設(shè)“房地產(chǎn)投資不是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Granger原因”。所以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起房地產(chǎn)投資Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)先于房地產(chǎn)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(zhǎng)期靜態(tài)回歸模型：

LNFDC=β0+β1LNGDP+εt

其中，β0、β1為未知參數(shù)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

利用最小二乘法得到估計(jì)結(jié)果為：

LNFC=-21.059+2.174LNGDP （1）

對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)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(shù)β0的t-Statistic=-7.693，Prob（t-Statistic）=0.000，參數(shù)β1的t-Statistic=11.707，Prob（F-Statistic）=0.000，在5%置信水平下參數(shù)顯著非零。

對(duì)模型殘差進(jìn)行White檢驗(yàn)和滯后二期LM檢驗(yàn)，nR2統(tǒng)計(jì)量輸出結(jié)果對(duì)應(yīng)概率P-值分別為0.0194和0.0763，在5%置信水平下，模型殘差項(xiàng)存在異方差性，而無自相關(guān)。此時(shí)需要對(duì)模型（1）進(jìn)行異方差性修正。

4. 異方差性的修正

運(yùn)用加權(quán)最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行異方差修正。分別選用權(quán)數(shù) 、 、 進(jìn)行修正，經(jīng)估計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù) 的效果最好，其最終估計(jì)結(jié)果為：

LNFC=-21.587+2.210LNGDP （2）

其中R-squared=0.864；F=133.544，Prob（F-statistic）=0.000；參數(shù)β0的t-Statistic=-5.570，Prob（t-statistic）=0.000；參數(shù)β1的t-Statistic=8.611，Prob（t-statistic）=0.000?？梢钥闯鲞\(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除異方差性后，方程顯著成立，參數(shù)顯著非零，并說明當(dāng)年GDP增長(zhǎng)1%，平均說來FDC會(huì)增長(zhǎng)2.210%。由此可見，遵義市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)投資具有很強(qiáng)的拉動(dòng)作用。

二、結(jié)論與建議

1. 結(jié)論

（1）通過實(shí)證研究，遵義市房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是引起房地產(chǎn)投資的Granger原因。遵義市GDP每變化1個(gè)百分點(diǎn)，平均說來可以拉動(dòng)房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)2.210個(gè)百分點(diǎn)。

2.建議

（1）目前遵義市房地產(chǎn)發(fā)展還處于初級(jí)階段，是造成房地產(chǎn)投資對(duì)GDP的影響不顯著的原因?；谶@樣的情況，有關(guān)部門應(yīng)該針對(duì)遵義市房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行宏觀調(diào)控。

（2）遵義市應(yīng)大力發(fā)展工業(yè)制造業(yè)等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較大的產(chǎn)業(yè)，維持當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)良好勢(shì)頭，向影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的方向發(fā)展。

（3）相關(guān)部門出臺(tái)有利于房地產(chǎn)發(fā)展的政策法規(guī)，完善房地產(chǎn)供給結(jié)構(gòu)，建立公平、統(tǒng)一的競(jìng)爭(zhēng)秩序。協(xié)調(diào)發(fā)展使房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出較大的貢獻(xiàn)。

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