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摘要：本文選取GDP作為經濟增長的代表指標，選取房地產開發投資作為房地產投資的主要參考指標，運用協整理論和誤差修正模型，分析了江蘇房地產投資對經濟增長的貢獻度。結果顯示，房地產投資對江蘇經濟增長的直接貢獻度是0.221%，表明現階段房地產投資對江蘇經濟增長的貢獻較為明顯。

關鍵詞：江蘇房地產投資經濟增長Granger因果檢驗

一、數據的選取

本文考察江蘇省房地產開發投資對經濟增長的貢獻，選取衡量商品和勞務總量的GDP作為經濟增長的代表指標，選取房地產開發投資作為房地產投資的主要參考指標，用REi表示。房地產投資額和江蘇的地區生產總值的時間序列跨度為1990—2009年。使用的原始數據來源于歷年的《江蘇統計年鑒》。GDP和REI兩個變量呈指數上升的趨勢，對這兩個變量序列同時取自然對數后不會影響變量間長期穩定關系和短期調整效應，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形式，江蘇GDP與房地產開發投資額對數序列分別記為LNGDP和LNREI（見表1）。D（LNGDP）和D（LNREI）分別為兩變量的一階差分。所有的數據分析結果都是在計量經濟軟件eviews6.0環境下得到的。

二、實證分析

（一）變量的平穩性檢驗（ADF檢驗）

為了避免時間序列數據之間產生“偽回歸”或“虛假回歸”的現象，必須對原序列進行平穩性檢驗。檢查序列平穩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。檢驗結果如表2所示。

由檢驗結果可知，序列LNGDP和LNREI經過一價差分后，在10％的顯著性水平下t檢驗統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，可以對其進行協整分析。

（二）序列的協整檢驗

協整就是分析序列之間是否存在長期均衡的關系。研究時以GDP作為因變量，REI作為變量，采用Engle—Granger兩步法進行協整檢驗。首先用OLS法構建回歸模型，接著對回歸方程殘差的平穩性進行檢驗，如果平穩，則說明序列是平穩的，存在協整關系。

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）

檢驗結果如圖1。

從檢驗結果看出，t統計量的值為-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，為平穩序列。通過協整檢驗，說明江蘇的地區生產總值與房地產投資這兩個時間序列之間存在某種長期均衡的關系。

（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系的程度，稱為均衡誤差。

由于江蘇房地產投資與經濟增長存在協整關系，我們可以以平穩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）

（7.218258）（6.619348）（-3.892808）

其中R2＝0.756843

DW＝1.633560

ECMt-1＝-5.63604948952－

0.57141922043*LNREIt-1

＋1*LNGDPt-1（6）

式（5）和式（6）的結果表明，在短期內自變量房地產投資每增長1%，將引起因變量江蘇省地區生產總值增長0.221%。誤差修正項的系數為-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%的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態，調整方向符合誤差修正機制。

（四）Granger因果關系檢驗

Granger檢驗是通過受約束的F檢驗來完成的，根據計算出的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生產總值與房地產投資這兩個時間序列之間存在某種長期均衡的關系，兩者之間是否存在因果關系，房地產投資是否有助于預測（解釋）地區經濟增長，尚不明確。因此要對這兩個時間序列變量作Granger因果關系檢驗。在Eviews6.0中取兩階滯后，給出的估計結果如圖2。

從檢驗的結果可以看出，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投資是地區經濟增長的格蘭杰原因，江蘇的地區生產總值也是房地產投資的格蘭杰原因。

四、結論

結果顯示，江蘇房地產投資對經濟增長的貢獻較為顯著，房地產投資每增長1%就會帶動江蘇國內生產總值0.221%的增長。從過去20年的歷史數據看，除個別年份外，江蘇的房地產投資的增速都高于20%，在應對全球金融危機的關鍵之年2009年，江蘇省房地產投資量、銷售量雙居中國首位。2010年上半年，全省房地產開發投資完成額繼續位居全國第一，完成房地產開發投資1866.41億元，同比增長29%。江蘇房地產業確實成為帶動江蘇經濟增長的重要動力。這僅僅是房地產投資對地區經濟的直接貢獻，如果考慮其間接貢獻，房地產投資對經濟增長的貢獻度會更大。