房地產(chǎn)投資與GDP關系綜述

1、房地產(chǎn)投資與GDP關系綜述房地產(chǎn)業(yè)伴隨著近幾年我國經(jīng)濟的飛速發(fā)展已成為國民經(jīng)濟的基礎產(chǎn)業(yè)。從產(chǎn)業(yè)自身來看，房地產(chǎn)業(yè)具有產(chǎn)業(yè)鏈條長的特點，它的波動會通過很多途徑影響整個宏觀經(jīng)濟的運行。從支出法核算國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的角度，以及推動經(jīng)濟發(fā)展的“三駕馬車”對我國經(jīng)濟發(fā)展的作用來看，房地產(chǎn)投資占有著重要的地位。因此，文本搜集了我國1995年至2011年房地產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析，格蘭杰因果關系檢驗等，對我國房地產(chǎn)投資和GPD的關系進行分析，為政府宏觀經(jīng)濟調(diào)控和決策提供參考。 一、數(shù)據(jù)來源及研究方法 本文選取我國1995年至2011年的房地產(chǎn)投資（RI）和國內(nèi)生產(chǎn)總值

2、（GDP）作為樣本數(shù)據(jù)，其中RI作為解釋變量，GDP作為被解釋變量來分析二者之間的關系。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，并將其轉(zhuǎn)化為線性，對兩變量取對數(shù)。分別表示為LnRI和LnGDP，LnRI代表對LnRI進行一階差分后的序列，LnGDP代表對LnGDP進行一階差分后的序列，結(jié)果如表1所示。 二、變量的平穩(wěn)性檢驗 （一）單位根檢驗為了避免時間序列數(shù)據(jù)之間產(chǎn)生“虛假回歸”現(xiàn)象及保證時間序列的平穩(wěn)性以便后續(xù)研究，本文需要對我國房地產(chǎn)投資RI和GDP進行平穩(wěn)性檢驗，采取ADF方法對序列進行單位根檢驗來驗證其平穩(wěn)性，利用Eviews3.0對LnRI和LnGDP，2LnRI和2LnGDP，兩組對應序列進

3、行ADF檢驗，其中2LnRI和2LnGDP分別表示對LnRI和LnGDP進行二階差分后的序列，ADF檢驗結(jié)果見表2。對變量的ADF檢驗結(jié)果表明，對于LnRI和LnGDP序列，滯后階數(shù)采取SC準則確定為1，ADF檢驗輸出結(jié)果表明，對于LnRI滯后系數(shù)為1時，t值0.678297大于5顯著性水平下的臨界值，因此不能拒絕原假設，表示非平穩(wěn)。對于LnGDP滯后系數(shù)為1時，t值2.028265大于5顯著性水平下的臨界值，因此不能拒絕原假設，表示非平穩(wěn)。對序列LnRI和LnGDP分別采取一階差分得序列LnRI和LnGDP，對其再做ADF檢驗，結(jié)果同樣顯示該組序列不平穩(wěn)性。接著再進行一次差分，得原序列的二階

4、差分序列2LnRI和2LnGDP，它們做ADF檢驗得出的t值均小于5顯著性水平下的ADF臨界值，如表2所示，因此，拒絕原假設，認為序列LnRI和LnGDP經(jīng)過二階差分后為平穩(wěn)序列，可對其進行協(xié)整分析。 （二）變量的協(xié)整分析利用1995年至2011年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）為因變量，房地產(chǎn)投資額（RI）為自變量，對這兩個變量運用OLS法構(gòu)造一元回歸模型，然后檢驗其殘差的平穩(wěn)性，如果是平穩(wěn)的，則說明兩者存在協(xié)整關系，反之，則是不協(xié)整的。運用Engle-Granger檢驗法對LnRI和LnGDP進行協(xié)整回歸和協(xié)整檢驗，得到：LnGDP=6.104876+0.628466LnRI+ei（1），R2=

5、0.989002，F(xiàn)=1348.867，DW=0.622586AIC=-2.370292。令ei為該方程的殘差序列，即ei=LnGDP-6.104876-0.628466LnRI若變量LnGDP和LnRI存在協(xié)整關系，（1）式中的ei應具有平穩(wěn)性。對殘差序列ei做單位根檢驗，結(jié)果為：殘差序列檢驗t值為-3.410086，小于5顯著水平下的ADF臨界值-3.0818。因此，在不經(jīng)過差分的情況下，殘差序列ei為平穩(wěn)時間序列，即ei是為0階單整序列。因此接受變量LnGDP和LnRI的協(xié)整假設，即我國經(jīng)濟增長和房地產(chǎn)投資之間存在一種長期動態(tài)均衡關系。這說明1995年至2011年的房地產(chǎn)投資（RI）和國

6、內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）雖然不是平穩(wěn)的時間序列，但是二者的變動趨勢在長期內(nèi)是一致的，因此二者的線性組合是平穩(wěn)序列。 （三）格蘭杰因果檢驗協(xié)整檢驗是檢驗變量之間是否存在長期的均衡關系，但由于時間序列常出現(xiàn)偽相關現(xiàn)象，為了消除為相關性，進一步驗證長期均衡關系是否構(gòu)成因果關系，本文采取格蘭杰因果檢驗作進一步的分析。由于模型的檢驗結(jié)果敏感地依賴于滯后期的選擇，因此，對于此檢驗按以下法則選取滯后期：首先根據(jù)AIC和SC準則，在不能確定的情況下，根據(jù)內(nèi)曼-皮爾遜提出的似然比（LR）統(tǒng)計量來確定滯后期。LnRI和LnGDP關系的格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表3所示。由表3可知，當滯后期取1時，在95的置信水平下，我國房

7、地產(chǎn)投資（RI）變動是我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）變動的格杰原因，但我國GDP變動不是房地產(chǎn)投資（RI）變動的格蘭杰原因；當滯后期為2時，置信區(qū)間仍取95，難以確定兩者之間的格蘭杰因果關系；當滯后期為3時，我國房地產(chǎn)投資（RI）變動是我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）變動的格蘭杰原因，但我國GDP變動也不是房地產(chǎn)投資（RI）變動的格蘭杰原因；當滯后期為4時，我國GDP變動是房地產(chǎn)投資（RI）變動的格蘭杰原因，但我國房地產(chǎn)投資（RI）變動不是我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）變動的格蘭杰原因。這表明，在短期內(nèi)，我國房地產(chǎn)投資對國內(nèi)生產(chǎn)總值有顯著影響，但這一影響的趨勢會逐漸減弱后再增強，成波動型。而我國國內(nèi)生產(chǎn)總值

8、對房地產(chǎn)投資的影響在短期內(nèi)并不顯著，隨著時間的推移會逐漸增強。由此可得出，我國房地產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是相互作用并影響的，從短期看，主要體現(xiàn)為我國房地產(chǎn)投資對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響；在中期時，二者的互相影響都十分顯著；從長期看，主要是我國國內(nèi)生產(chǎn)總值對房地產(chǎn)投資的影響。 三、結(jié)論與政策建議 本文以利用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量方法分析了1995年至2011年我國房地產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)，結(jié)果表明： 1房地產(chǎn)投資和GDP之間存在協(xié)整關系，即兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。房地產(chǎn)投資增加1，GDP增加0.628466，可見房地產(chǎn)投資對我國經(jīng)濟有很大的拉動作用，所以要充分利用房地產(chǎn)業(yè)的長產(chǎn)業(yè)鏈條，帶動機械、建材、五金等相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，并利用房地產(chǎn)投資帶動消費，如家電、物業(yè)等，房地產(chǎn)行業(yè)的快速發(fā)展也為我國就業(yè)問題的解決提供了幫助，有利于宏觀經(jīng)濟目標的實現(xiàn)。因此，要以適度的房地產(chǎn)投資帶動經(jīng)濟發(fā)展，避免投資不足和過度。 在95的顯著水平下，從短期看，我國房地產(chǎn)投資是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因；從長期看，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值是房地產(chǎn)投資的格蘭杰原因。從宏觀經(jīng)濟發(fā)展