本文關(guān)鍵詞：格蘭杰原因，，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

自1998年住房貨幣化改革以來,我國的房地產(chǎn)消費(fèi)需求獲得巨大釋放,房地產(chǎn)市場得到極大繁榮,房地產(chǎn)開發(fā)投資也逐年增長。2006年第一季度,全國房地產(chǎn)開發(fā)投資為2793億元,同比增長20.2%,其占GDP的比重為6.44%。房地產(chǎn)的快速發(fā)展,以及房地產(chǎn)開發(fā)投資的逐年增加,使之成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè),對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了巨大的推動作用。地處我國中部的武漢市,直到2000年才進(jìn)入積極向上發(fā)展的軌道,1999年,武漢市房地產(chǎn)開發(fā)投資96.71億元,占GDP的比重為8.91%。而據(jù)武漢市統(tǒng)計局提供的數(shù)據(jù)顯示,武漢市2006年第一季度房地產(chǎn)投資比去年同期增加四成,其中完成的房地產(chǎn)開發(fā)投資65億元,所GDP的比重達(dá)到13.77%。房地產(chǎn)市場的發(fā)展,已對武漢市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了舉足輕重的作用。但是,近兩年我國房地產(chǎn)投資逐漸出現(xiàn)過熱勢頭,北京、上海、廣州、深圳等地的房地產(chǎn)泡沫在不斷的聚集,國家為了維持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長,對房地產(chǎn)市場進(jìn)行了一系列的宏觀調(diào)控。從2003年開始,建設(shè)部、國土資源部、中國人民銀行等部門出臺一系列的宏觀調(diào)控措施,來控制房地產(chǎn)市場的過熱。但是對于正處于經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長期的武漢來說,房地產(chǎn)市場的泡沫程度還不太明顯,與過熱地區(qū)相比還有很大的差距,如果對房地產(chǎn)開發(fā)投資進(jìn)行嚴(yán)格控制的話,會不會對武漢市的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不良反應(yīng)成為了地方政府所關(guān)注的問題。因此,本文從房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的角度出發(fā),運(yùn)用協(xié)整理論,來研究武漢市房地產(chǎn)開發(fā)投資對武漢市經(jīng)濟(jì)增長的作用及其相互關(guān)系。

一、協(xié)整檢驗

本文將采用協(xié)整理論,建立誤差修正模型來對武漢市作實證研究,因此,選取1995-2005年間的武漢市國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和房地產(chǎn)開發(fā)投資額(RI)作為樣本數(shù)據(jù),來分析武漢市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。(具體數(shù)據(jù)見表1)

(一)單位根檢驗在表1中,lnGDP和lnRI分別是對GDP和RI的對數(shù)序列;dlnGDP和dlnRI是對lnGDP和lnRI的一階差分后的序列。對于宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),一般都存在非平穩(wěn)性,因此先對上表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。單位根檢驗是檢驗時間序列平穩(wěn)性的一種通用的方法。單根檢驗的方法有DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗等。通常所用的單位根檢驗方法為ADF檢驗和PP檢驗法。本文運(yùn)用EViews5.0,分別對序列l(wèi)nGDP、lnRI、dlnGDP和dlnRI進(jìn)行ADF檢驗,結(jié)果如表2:由表2數(shù)值可知,在單根檢驗中,序列l(wèi)nGDP和lnRI都接受原假設(shè),也即序列是非平穩(wěn)的,而dlnGDP和dlnRI的ADF統(tǒng)計量則小于其對應(yīng)的5%臨界值,即拒絕原假設(shè),序列是平穩(wěn)的。在EViews的檢驗結(jié)果中,AIC和SC準(zhǔn)則是評價檢驗效果的有效手段,它們的值越小,效果越好。[1](P145-148)上表中的檢驗結(jié)果就是在按照AIC和SC最小準(zhǔn)則得出的,從表中數(shù)值可以看出該檢驗效果較好,并且序列之間存在同階單整,因此可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗利用1995-2005年武漢市的GDP和房地產(chǎn)開發(fā)投資(RI)的時間序列數(shù)據(jù),根據(jù)前面的檢驗分析,我們對該序列進(jìn)行協(xié)整檢驗,并建立誤差修正模型(ECM)。Engle和Granger于1987年提出了兩步檢驗法,稱為EG檢驗。利用EG兩步法,我們首先運(yùn)用OLS法對lnGDP和lnRI進(jìn)行回歸分析,得到回歸方程:lnGDP=2.95578(4.05)+0.855317(5.7)lnRI并且各項結(jié)果顯示該模型比較適合。其中et為殘差序列,其估計值為:ei=lnGDP-0.855317lnRI-2.95578表3中ADF檢驗統(tǒng)計量小于5%顯著性水平下的臨界值,且AIC值和SC值較小,所以殘差序列是平穩(wěn)序列,(1,-0.855317)為協(xié)整向量。

(三)誤差修正模型協(xié)整關(guān)系只是反應(yīng)了變量之間的長期均衡關(guān)系,而誤差修正模型的使用就是為了建立短期的動態(tài)模型以彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足,它既能反映不同時間的長期均衡關(guān)系,又能反映短期偏離向長期均衡修正的機(jī)制。誤差修正模型(ECM:ErrorCorrectionModel)的基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo干1978年提出的,稱為DHSY模型。對于一階線性自回歸分布滯后模型:yt=c+αyt-1+φ0xt+φ1xt-1+εt(1)假定序列變量之間具有平穩(wěn)性,εt不存在自相關(guān)和異方差,經(jīng)過簡單變換可以得到誤差修正模型:yt=c+φ0xt+(a-1)(yt-1-φ0+φ11-axt-1)-εt(2)方程(2)即為EMC,其中(a-1)(yt-1-φ0+φ11-axt-1)為誤差修正項。[2](P153-154)利用上述協(xié)整檢驗結(jié)果,建立誤差修正模型,用OLS法進(jìn)行估計得到方程:dlnGDP=0.079+0.384dlnRI+0.134et-1t=(6.804)(2.515)(2.791)R2=0.772365,F=36.42598,et=lnGDP-0.855317lnRI-2.95578以上各統(tǒng)計量表明,模型通過檢驗。從上面模型中可以看出,經(jīng)濟(jì)增長率的波動可以分為兩部分:一部分為短期波動,一部分為長期均衡。根據(jù)上面模型,武漢市短期房地產(chǎn)開發(fā)投資總額的對數(shù)值變動1%,將會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值同方向變動0.384%;誤差修正項,即et項的系數(shù)反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度,彈性為0.134%,若這一誤差項是正的,即在t-1時刻lnGDP大于其長期均衡值2.95578+0.855317lnRI時,lnGDP在時刻t就做出相應(yīng)的負(fù)的修正;反之,就做出正的修正,因此,lnGDP就在不斷的“修正”過程中發(fā)展。由此可見,武漢市房地產(chǎn)開發(fā)投資與武漢市的經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系,即它們之間存在著動態(tài)均衡機(jī)制,誤差修正模型是一個比較合理的短期波動模型。

二、Granger因果檢驗

格蘭杰因果檢驗在考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時采用這樣的方法:先估計當(dāng)前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是,則稱序列x是y的格蘭杰成因(Grangercause)。此時x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性。[3](P275)一般地,還應(yīng)該考慮問題的另一方面,即序列y是否是x的格蘭杰成因。格蘭杰檢驗的雙變量回歸模型為:yt=α0+α1yt-1+…+αkyt-k+β1xt-1+…+βkxt-kxt=α0+α1xt-1+…+αkxt-k+β1yt-1+…+βkyt-k其中,k是最大滯后階數(shù),通�？梢匀∩源笠恍�。檢驗的原假設(shè)是序列x(y)不是序列y(x)的格蘭杰成因,即β1=β2=…=βk=0利用相關(guān)軟件可以計算出用于檢驗的F統(tǒng)計量和相伴概率。我們運(yùn)用EViews5.0軟件,對序列dlnGDP和dlnRI進(jìn)行Granger因果檢驗。根據(jù)AIC和SC最小準(zhǔn)則,選取最大滯后期為k=3,在顯著水平α=0.05水平下,檢驗結(jié)果如下表:由表4可知,對于dlnGDP不是dlnRI的Granger成因的原假設(shè),拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.15047,表明dlnGDP不是dlnRI的Granger成因的概率較大,不能拒絕原假設(shè)。第二個檢驗的相伴概率只有0.04036,表明至少在95%的置信水平下,可以認(rèn)為dlnRI是dlnGDP的Granger成因。這說明武漢市的房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向Granger因果關(guān)系。

三、結(jié)語

根據(jù)本文的研究結(jié)果我們得出,武漢市房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在Granger因果關(guān)系,這一結(jié)果表明:

1.房地產(chǎn)市場健康發(fā)展能夠帶動建筑行業(yè)、相關(guān)的原材料行業(yè)、金融業(yè)等行業(yè)的發(fā)展,進(jìn)而加快國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,帶動GDP增長。最近幾年,武漢市房地產(chǎn)投資的增加有力地促進(jìn)和支持了武漢市經(jīng)濟(jì)增長。對于武漢市來說,在當(dāng)前我國對房地產(chǎn)實行宏觀調(diào)控時期,在防止房地產(chǎn)市場投資過熱的同時,也要考慮到房地產(chǎn)投資對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用,在經(jīng)濟(jì)增長與開發(fā)投資之間進(jìn)行平衡。

2.在經(jīng)濟(jì)增長的大目標(biāo)約束下,房地產(chǎn)市場的問題的解決需要從制度創(chuàng)新的角度來考慮,加以解決。經(jīng)濟(jì)增長是一個地區(qū)發(fā)展的主要目標(biāo),房地產(chǎn)開發(fā)投資的風(fēng)險要服從這一目標(biāo)。如果房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長不存在Granger雙向因果關(guān)系,則決策者可以從房地產(chǎn)投資風(fēng)險的目標(biāo)出發(fā),約束和監(jiān)管房地產(chǎn)市場發(fā)展;如果房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長存在Granger雙向因果關(guān)系,則決策者對房地產(chǎn)投資過熱的管理需要從制度創(chuàng)新的角度進(jìn)行機(jī)制設(shè)計來化解房地產(chǎn)市場發(fā)展問題,從而又不損害經(jīng)濟(jì)增長。[4]

3.房地產(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長的Granger因果關(guān)系,為武漢市宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控提供了重要的工具變量。在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時期,政府可以加大投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速增長,經(jīng)濟(jì)的增長又可以提供更多的資金來投資到房地產(chǎn)開發(fā)中來;反之,在經(jīng)濟(jì)收縮時,政府可以通過控制房地產(chǎn)的開發(fā)投資,降低的經(jīng)濟(jì)的膨脹,控制市場的風(fēng)險,穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的運(yùn)行,從而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展。

4.武漢市經(jīng)濟(jì)的增長在一定程度上靠投資的拉動,在不考慮其它因素的情況下,房地產(chǎn)開發(fā)投資的對數(shù)值增長1%,對GDP增長拉動作用高達(dá)0.384%。房地產(chǎn)業(yè)成為武漢市的國民經(jīng)濟(jì)主要增長點和消費(fèi)熱點,也是目前國內(nèi)經(jīng)濟(jì)過熱的主要根源之一。這種投資拉動型的經(jīng)濟(jì)增長存在一定的隱患,政府部門應(yīng)當(dāng)制定相對措施,未雨綢繆。

  本文關(guān)鍵詞：格蘭杰原因，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。