肖緒仁

摘要：隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，自2008年產(chǎn)生了房地產(chǎn)泡沫以來(lái)，房地產(chǎn)行業(yè)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)越來(lái)越密切。本文對(duì)全國(guó)各省市的生產(chǎn)總值和商品房交易額的關(guān)系進(jìn)行了分析，并選取了全國(guó)各個(gè)省市2005年到2013年的GDP和商品房銷售額面板數(shù)據(jù)，利用回歸分析理論對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行了定量分析。分析結(jié)果表明各地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)所在地的商品房銷售額有正的影響。

關(guān)鍵詞：國(guó)民生產(chǎn)總值；商品房銷售額

一、前言

2008年以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展壯大，繁榮時(shí)期甚至成為部分城市的支柱產(chǎn)業(yè)，對(duì)居民的居住水平產(chǎn)生了很大的影響，城市建設(shè)迅速發(fā)展。與此同時(shí)，城市房地產(chǎn)商品房?jī)r(jià)格等與同期社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平、居民收入水平極不匹配，尤其現(xiàn)在部分城市房地產(chǎn)投資過度等情況相當(dāng)嚴(yán)重，造成房?jī)r(jià)有下跌的趨勢(shì)。分析各地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)商品房銷售額的影響對(duì)于了解中國(guó)各地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮程度隨各地區(qū)生產(chǎn)總值的變化而不同具有一定的意義。

二、實(shí)證研究

下面以2005-2013年我國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值和商品房銷售額的年度面板數(shù)據(jù)，利用Eviews8來(lái)實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)分析，數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)和單位根檢驗(yàn)

未經(jīng)差分的各地區(qū)生產(chǎn)總值和商品房銷售額的單位根檢驗(yàn)的顯著性水平都是1，所以兩個(gè)數(shù)據(jù)集是非平穩(wěn)的。

經(jīng)過一階差分后兩個(gè)數(shù)據(jù)集的顯著性水平都低于0.05，通過了單位根檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)過一階差分后，兩個(gè)數(shù)據(jù)集變得平穩(wěn)了。進(jìn)而可以認(rèn)為兩個(gè)數(shù)據(jù)都是一階單整的。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

經(jīng)過上述幾種檢驗(yàn)方法大部分檢驗(yàn)都是水平顯著的，因此可以認(rèn)為兩個(gè)數(shù)據(jù)集是協(xié)整關(guān)系。再者，通過上面的單位根檢驗(yàn)可知兩個(gè)數(shù)據(jù)集都是一階單整的，因而兩者存在協(xié)整關(guān)系。

（三）模型設(shè)定檢驗(yàn)

從上面可以看出，通過F檢驗(yàn)，我們拒絕了利用混合回歸模型對(duì)上述面板數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合。在這種情況下，我們?cè)俅芜M(jìn)行擬合檢驗(yàn)看該面板數(shù)據(jù)是否符合變系數(shù)模型的假定。為此，建立不存在任何特殊效應(yīng)的變系數(shù)模型和變截距模型以得到各自的回歸標(biāo)準(zhǔn)差S1和S2。

首先，建立變系數(shù)模型。得到回歸結(jié)果S1=23015028.

其次，建立變截距模型。得到回歸結(jié)果S2=32098591.又由上混合回歸模型的估計(jì)結(jié)果得出混合回歸模型的回歸標(biāo)準(zhǔn)差S3=113000000.在這里，已知N=31，T=9，K=1。

（四）模型參數(shù)估計(jì)

下面建立個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量回歸。

有模擬估計(jì)可見，兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平都接近0，因此拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為模型應(yīng)當(dāng)設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)模型。

接下來(lái)進(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)模型的參數(shù)估計(jì)。根據(jù)DW上下限查詢表，在0.05的顯著性水平下，變量數(shù)為1，樣本個(gè)數(shù)為31的情況下，DW的上下限分別為1.363和1.496。因?yàn)榈玫降腄W值為2604656.不在1.496和2.504（4-1.496）之間，所以不能判定其是否存在自相關(guān)。

在經(jīng)過自相關(guān)修正后，得到的DW值為2.422858，在1.496和2.504（4-1.496）之間，可以判定其不存在自相關(guān)，自相關(guān)已經(jīng)消除。

三、結(jié)論

由回歸結(jié)果可以看出，除西藏的商品房銷售額與其地區(qū)生產(chǎn)總值呈負(fù)相關(guān)外，其他地區(qū)的商品房銷售額與地區(qū)生產(chǎn)總值呈正相關(guān)。其中海南的相關(guān)性達(dá)到了0.443584.但西藏地區(qū)兩者的負(fù)相關(guān)性幾乎不存在，只有-0.01539。因此可以認(rèn)為，全國(guó)各地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值基本上和其所在地區(qū)的商品房銷售額呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。即各地區(qū)GDP對(duì)商品房銷售額可能存在正的影響。（作者單位：四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1]張銜.面板數(shù)據(jù)模型講義.25-51.

[2]白仲林.面板數(shù)據(jù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[M].天津：南開大學(xué)出版社，2009.