摘要：本文選取GDP作為經(jīng)濟增長的代表指標，選取房地產(chǎn)開發(fā)投資作為房地產(chǎn)投資的主要參考指標，運用協(xié)整理論和誤差修正模型，分析了江蘇房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的貢獻度。結(jié)果顯示，房地產(chǎn)投資對江蘇經(jīng)濟增長的直接貢獻度是0.221%，表明現(xiàn)階段房地產(chǎn)投資對江蘇經(jīng)濟增長的貢獻較為明顯。
　　關(guān)鍵詞：江蘇房地產(chǎn)投資經(jīng)濟增長Granger因果檢驗
　　
　　一、引言
　　迄今為止，國內(nèi)已有許多學者就房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行過研究。皮舜等（2004）通過基于Panel數(shù)據(jù)的Granger因果檢驗模型，發(fā)現(xiàn)1994到2002年間我國區(qū)域房地產(chǎn)市場的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著雙向因果關(guān)系；楊朝軍等（2006）則從國際角度闡釋了房地產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。王先柱（2007）在向量自回歸的分析框架下，利用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解考察我國房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長的關(guān)系，認為房地產(chǎn)投資與產(chǎn)出之間存在長期的同向互動關(guān)系。此外，也有一些針對各省市房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長影響的分析。
　　二、數(shù)據(jù)的選取
　　本文考察江蘇省房地產(chǎn)開發(fā)投資對經(jīng)濟增長的貢獻，選取衡量商品和勞務總量的GDP作為經(jīng)濟增長的代表指標，選取房地產(chǎn)開發(fā)投資作為房地產(chǎn)投資的主要參考指標，用REI表示。房地產(chǎn)投資額和江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值的時間序列跨度為1990—2009年。使用的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《江蘇統(tǒng)計年鑒》。GDP和REI兩個變量呈指數(shù)上升的趨勢，對這兩個變量序列同時取自然對數(shù)后不會影響變量間長期穩(wěn)定關(guān)系和短期調(diào)整效應，同時還可消除異方差的影響。所以，本文采用對變量取自然對數(shù)形式，江蘇GDP與房地產(chǎn)開發(fā)投資額對數(shù)序列分別記為LNGDP和LNREI（見表1）。D（LNGDP）和D（LNREI）分別為兩變量的一階差分。所有的數(shù)據(jù)分析結(jié)果都是在計量經(jīng)濟軟件eviews6.0環(huán)境下得到的。
　　三、實證分析
　　（一）變量的平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）
　　為了避免時間序列數(shù)據(jù)之間產(chǎn)生“偽回歸”或“虛假回歸”的現(xiàn)象，必須對原序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢查序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗，可以采用ADF檢驗和PP檢驗等，本文采用ADF檢驗法對LNGDP、LNREI序列進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示。
　　由檢驗結(jié)果可知，序列LNGDP和LNREI經(jīng)過一價差分后，在10％的顯著性水平下t檢驗統(tǒng)計量值大于相應臨界值，從而拒絕原假設，表明序列不存在單位根，LNGDP和LNREI為平穩(wěn)序列，兩者為一階單整，記為LNGDP~ I（1），LNREI~ I（1）。由于有著相同的單整階數(shù)，可以對其進行協(xié)整分析。
　?。ǘ┬蛄械膮f(xié)整檢驗
　　協(xié)整就是分析序列之間是否存在長期均衡的關(guān)系。研究時以GDP作為因變量，REI作為變量，采用Engle—Granger兩步法進行協(xié)整檢驗。首先用OLS法構(gòu)建回歸模型，接著對回歸方程殘差的平穩(wěn)性進行檢驗，如果平穩(wěn)，則說明序列是平穩(wěn)的，存在協(xié)整關(guān)系。
　　第一步：對LNGDP和LNREI進行回歸分析，得到的回歸擬合方程為：
　　LNGDP＝5.63604948951＋
　　0.571419220429＊LNREI （1）
　　其中R2＝0.979625
　　DW＝0.807161
　　第二步：對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。令E為回歸方程的殘差序列，則
　　E＝LNGDP－5.63604948951－
　　 0.571419220429＊LNREI （2）
　　檢驗結(jié)果如圖1。
　　從檢驗結(jié)果看出，t統(tǒng)計量的值為-3.336351，小于1%顯著水平下的臨界值-2.708094，表明至少可以在99%置信水平下拒絕原假設，表明殘差不存在單位根，為平穩(wěn)序列。通過協(xié)整檢驗，說明江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資這兩個時間序列之間存在某種長期均衡的關(guān)系。
　　 （三）誤差修正模型
　　誤差修正模型（ECM）是一種短期模型，反映了因變量短期波動是如何被決定的。建立誤差修正模型，最一般的方法是自回歸分布滯后模型，模型形式如下：
　　 （3）
　　移項整理可得：
　　 （4）其中λ＝β2-1，是誤差修正項，記為ECM。
　　方程式3解釋了因變量y的短期波動是如何被決定的。一方面它受到本期自變量短期波動△x的影響，另一方面，取決于ECM。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。
　　由于江蘇房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在協(xié)整關(guān)系，我們可以以平穩(wěn)的殘差序列作為誤差修正項目建立ECM模型，考察變量短期波動情況，該誤差修正模型為：
　　D（LNGDPt）＝0.0993975043942
　　 ＋0.221441217467*D（LNREIt）
　　 －0.292047555732*ECMt-1 （5）
　?。?.218258）（6.619348）（-3.892808）
　　其中R2＝0.756843
　　 DW＝1.633560
　　ECMt-1＝-5.63604948952－
　　 0.57141922043*LNREIt-1
　　 ＋1*LNGDP t-1 （6）
　　式（5）和式（6）的結(jié)果表明，在短期內(nèi)自變量房地產(chǎn)投資每增長1%，將引起因變量江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.221%。誤差修正項的系數(shù)為-0.292，說明當LNGDP在上期偏離長期均衡值時，LNREI將會在下期做出方向相反的修正，將以-29.2%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，調(diào)整方向符合誤差修正機制。
　?。ㄋ模〨ranger因果關(guān)系檢驗
　　Granger檢驗是通過受約束的F檢驗來完成的，根據(jù)計算出的F值是否大于或小于給定顯著水平下的臨界值來決定拒絕或接受原假設H0。上面的研究分析只是說明了江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)投資這兩個時間序列之間存在某種長期均衡的關(guān)系，兩者之間是否存在因果關(guān)系，房地產(chǎn)投資是否有助于預測（解釋）地區(qū)經(jīng)濟增長，尚不明確。因此要對這兩個時間序列變量作Granger因果關(guān)系檢驗。在Eviews6.0中取兩階滯后，給出的估計結(jié)果如圖2。
　　從檢驗的結(jié)果可以看出，相伴概率0.0096和0.0014都小于0.01，兩個虛擬假設的F檢驗統(tǒng)計量大于給定顯著水平下的臨界值，所以拒絕原假設。表明至少在99%的置信水平下，可以認為江蘇的房地產(chǎn)投資是地區(qū)經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，江蘇的地區(qū)生產(chǎn)總值也是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因。
　　四、結(jié)論
　　結(jié)果顯示，江蘇房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的貢獻較為顯著，房地產(chǎn)投資每增長1%就會帶動江蘇國內(nèi)生產(chǎn)總值0.221%的增長。從過去20年的歷史數(shù)據(jù)看，除個別年份外，江蘇的房地產(chǎn)投資的增速都高于20%，在應對全球金融危機的關(guān)鍵之年2009年，江蘇省房地產(chǎn)投資量、銷售量雙居中國首位。2010年上半年，全省房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額繼續(xù)位居全國第一，完成房地產(chǎn)開發(fā)投資1866.41億元，同比增長29%。江蘇房地產(chǎn)業(yè)確實成為帶動江蘇經(jīng)濟增長的重要動力。這僅僅是房地產(chǎn)投資對地區(qū)經(jīng)濟的直接貢獻，如果考慮其間接貢獻，房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的貢獻度會更大。
　　
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