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摘要：采用1９90—2006年17年来新疆房地产投资与ＧＤＰ数据，运用协整、误差修正模型及Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验分析了房地产投资和ＧＤＰ之间的关系。分析结果表明：（1）新疆房地产投资与ＧＤＰ之间存在长期的协整关系；（2）房地产投资的短期波动对ＧＤＰ有显著的正影响；（3）在短时期内，两者之间为双因果关系，即房地产投资是ＧＤＰ增长的原因，ＧＤＰ增长带动了房地产投资，但长时期内，两者不具有因果关系。
关键词：房地产投资；协整检验；误差修正模型；Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验
中图分类号：Ｆ207 文献标志码：Ａ 文章编号：1673－291Ｘ（2008）04－0120－03
在新疆，随着经济快速发展，房价年年上涨。特别是近几年，新疆房地产业得到迅猛发展，房地产开发投资在ＧＤＰ中的比重波动上升。由1990年的不足1％，到2006年的超过3％比重，近年来该比重基本保持在4％左右（见图1）。在新疆，究竟房地产开发投资是国民经济增长原因，还是国民经济增长拉动了房地产发展，抑或他们两者互为因果关系，这是一个涉及到对新疆目前房地产业正确认识和实施调控的重要问题。
本文拟利用1990—2006年新疆房地产投资实际数据，运用协整检验和Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验探讨两者之间的关系，以促进新疆房地产发展，促进房地产市场健康、持续、有序发展提供理论依据。
一、新疆房地产投资与ＧＤＰ基本情况
新疆房地产业近几年发展迅速，伴随着经济快速发展，近年来ＧＤＰ平均递增15．16％，全社会基本建设投资总额平均递增7．3％，固定资产投资总额平均递增7．13％。随着人民生活水平的提高，住房越来越成为大众的必需品，新疆房地产的年投资额（记为ＨＦ）从1990年的9 456万元上升为2000年的574 347万元，进而跃升为2006年的1 203 900万元。同期，新疆ＧＤＰ也由1990年的2 614 402万元上升为2000年的13 635 631万元，进而上升为2006年的30 189 800万元（见图2，ＧＤＰ与房地产投资环比增长率示意图）。表1给出了1９90年至2006年新疆房地产投资与ＧＤＰ的实际数值。
二、房地产投资与ＧＤＰ关系的协整分析
（一）协整检验的简介
协整概念是格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）于20世纪80年代提出来的[1，2]，他将非稳定的同阶单整变量之间存在的一种长期稳定关系称为“协整关系”。目前协整关系检验主要采取由Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ于1987年提出的两变量检验法，也称ＥＧ检验，其具体检验步骤如下：
1．对两个时间序列Ｘｔ和Ｙｔ的平稳性进行单位根检验，方法有ＤＦ、ＡＤＦ和ＰＰ检验，单位根检验中的滞后阶数采用ＡＩＣ准则或ＳＣ准则等方法确定，通过检验确定两个时间序列是否是同阶单整的，为下一步检验做准备。
2．若两个变量是同阶单整的，则用最小二乘法估计长期均衡方程（称为协整回归）Ｙｔ＝ｂ＋ｂＸｔ＋Ｅｔ，并用残差序列ｅｔ作为均衡误差序列Ｅｔ的估计值。
3．对残差序列ｅｔ进行平稳性检验，如果平稳则可得出两个时间序列是协整的。
（二）数据选取及处理
本文根据新疆1990—2006年统计年鉴中的房地产投资与ＧＤＰ的统计数据（见表1），运用协整分析来探讨他们之间的关系。为了消除数据中可能存在的异方差性并平滑数据，采用自然对数并分别用变量ＬｎＨＦ和ＬｎＧＤＰ表示。由于自然对数的单调性，这样做并不影响研究结论。所有结果拟用Ｅｖｉｅｗｓ软件进行。
（三）单位根检验
先对序列ＬｎＨＦ、ＬｎＧＤＰ以及差分后的序列（一阶差分记为ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ）（详见表1）进行ＡＤＦ检验，检验结果见表2。本文运用ＥＶｉｅｗｓ5．1，分别对序列ＬｎＧＤＰ、ＬｎＨＦ、ｄＬｎＧＤＰ和ｄＬｎＨＦ进行ＡＤＦ检验。（结果见表2）
由表2数值可知，在单根检验中，序列ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ都接受原假设，也即序列是非平稳的，而二阶差分ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ的ＡＤＦ统计量则小于其对应的5％临界值，即拒绝原假设，序列是平稳的。从表中数值可以看出该检验效果较好，并且序列之间存在同阶单整，因此可以对其进行协整检验。
（四）协整检验
运用1990—2006年新疆的ＧＤＰ和房地产开发投资（ＴＦＡ）的时间序列数据，我们对该序列进行协整检验。利用ＥＧ两步法，我们首先运用ＯＬＳ法对ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ进行回归分析，得到回归方程：
ＬｎＧＤＰ＝10．72316＋0．442125ＬｎＨＦ
（32．91095）（16．72446）
根据ｔ检验，所有参数估计的ｔ值都较大，都拒绝参数为零的原假设；Ｒ2＝0．949102，回归方程的其他检验，效果也比较好。其中ｅｔ为残差序列，其估计值为：
ｅｔ＝ＬｎＧＤＰ－0．442125ＬｎＨＦ－10．72316
对残差序列进行单位根检验，结果如表3所示：
表3中ＡＤＦ检验统计量小于5％显著性水平下的临界值，且ＡＩＣ值和ＳＣ值都较小，所以残差序列是平稳序列。
三、误差修正模型
误差修正模型?穴ＥＣＭ?雪最早由Ｓａｒｇｏｎ使用，以后由Ｈｅｒｄｒｙ， Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｄａｖｉｄｓｏｎ等人推广应用。误差修正模型的最初使用主要是为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，它既能反映不同时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。近年来，误差修正模型方法已成为应用经济计量时序模型中的主流分析方法之一。其基本思路是，若变量间存在协整关系，即表明这些变量间存在着长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。一方面受自变量短期波动的影响，另一方面，取决于误差修正项ｅｃｍ，ｅｃｍ的大小表明了从短期非均衡向长期均衡状态调整的速度。根据上面分析ＬｎＨＦ和ＬｎＧＤＰ是协整的，故可建立误差修正模型，这里采用滞后一期的形式：
ｄＬｎＧＤＰ＝Ｃ＋ａｄＬｎＨＦ＋Ｅ
进行回归之后得到结果：估计参数并剔除不显著变量后，得到的误差修正模型为：
ｄＬｎＧＤＰｔ＝－0．004892＋0．0７7１81ＤＤＬｎＨＦｔ－0．63３938ｅｃｍ
（－0．299982） （1．872227） （－0．062078）
Ｒ2＝0．823697Ａｄｊ－Ｒ2＝0．764929 ＤＷ＝1．816548
该模型表明ＬｎＨＦ的短期波动对ＬｎＧＤＰ有显著的正影响，模型中误差修正系数为－0．633938，小于0，符合反向修正机制，且表明ＬｎＧＤＰ的实际值与长期或均衡值的偏差有63．3％得到纠正或消除。
四、ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ的格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果检验
协整检验说明了房地产投资与经济增长之间存在长期的协整关系，但并没有给出两者之间是否构成因果关系及因果关系的方向如何，为此采用格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果检验。因果检验的基本思想是：如果变量Ｘｔ是Ｙｔ的变化原因，则Ｘｔ的变化发生在Ｙｔ之前且Ｘｔ有助于预测Ｙｔ，即引入序列Ｘｔ的滞后值可以提高Ｙｔ的被解释程度，此时，称Ｘｔ是Ｙｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。如果添加Ｘｔ的滞后变量后，没有显著增加Ｙｔ的被解释程度，则称Ｘｔ不是Ｙｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。格兰杰因果关系检验建立的回归模型如下：[1，2]
利用相关软件可以计算出用于检验的Ｆ统计量和相伴概率。
本文用Ｅｖｉｅｗｓ对变量ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ进行因果关系检验，经多次试算后知道滞后阶数取3较为合理，检验结果如表4。由表4可以看出，对于1％的置信水平，在滞后1—4年内，ｄＬｎＨＦ是拉动新疆ｄＬｎＧＤＰ增长的格兰杰原因，而ｄＬｎＧＤＰ对ｄＬｎＨＦ的影响并不显著；滞后3年以上两变量因果关系均不显著。但如果把置信水平放宽到10％，则滞后1和2年，ｄＬｎＧＤＰ也是ｄＬｎＨＦ投入增加的格兰杰原因。
由表4可知，对于ｄＬｎＧＤＰ不是ｄＬｎＨＦ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．98366，表明ｄＬｎＧＤＰ不是ｄＬｎＨＦ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因的概率较大，不能拒绝原假设。另一个检验的概率为0．46675，表明至少在95％的置信水平下，可以认为ｄＬｎＨＦ是ｄＬｎＧＤＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因。这说明新疆的房地产开发投资与经济增长之间存在单向Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。
五、结语
根据本文的研究结果我们得出，新疆房地产开发投资与经济增长之间存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系，这一结果表明：
1．从本文的分析数据来看，房地产业成为新疆的国民经济主要增长点，也是目前经济过热的主要根源之一。这种投资拉动型的经济增长存在一定的隐患，房地产投资还有继续扩大的趋势，许多开发商还在大规模地圈地，许多不是搞房地产的公司也纷纷挤进房地产，这在很大程度上加大了房地产业的危机，所以政府部门应引起足够的重视。
2．格兰杰因果检验表明：当显著性水平为1％时，滞后1—3年内房地产投资是ＧＤＰ增长的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，而ＧＤＰ不是房地产投资的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，但当显著性水平提高为10％时，在第1年和第2年两者构成因果关系；当滞后期超过4年及以上时两者不构成因果关系。这一结论解释了国内学者在两者因果关系上存在的分歧。
3．从本文的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验结果来看，房地产开发投资与经济增长存在Ｇｒａｎｇｅｒ单向的因果关系。决策者对房地产投资过热的管理需要从体制创新的角度进行机制设计来化解房地产市场发展问题，从而又不损害经济增长。
4．从检验结果来看，房地产投资对经济增长的促进作用比较大。它就会成为调控经济的重要因素，想要扩张经济时，就加大房地产投资；反之，则相反。
参考文献：
[1] 张晓峒．计量经济分析[Ｍ]．北京：经济科学出版社，2000：287－300．
[2] 易丹辉．数据分析与Ｅｖｉｅｗｓ应用[Ｍ]．北京：中国统计出版社，2002：153－155．
关键词：房地产投资；协整检验；误差修正模型；Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验
中图分类号：Ｆ207 文献标志码：Ａ 文章编号：1673－291Ｘ（2008）04－0120－03
在新疆，随着经济快速发展，房价年年上涨。特别是近几年，新疆房地产业得到迅猛发展，房地产开发投资在ＧＤＰ中的比重波动上升。由1990年的不足1％，到2006年的超过3％比重，近年来该比重基本保持在4％左右（见图1）。在新疆，究竟房地产开发投资是国民经济增长原因，还是国民经济增长拉动了房地产发展，抑或他们两者互为因果关系，这是一个涉及到对新疆目前房地产业正确认识和实施调控的重要问题。
本文拟利用1990—2006年新疆房地产投资实际数据，运用协整检验和Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验探讨两者之间的关系，以促进新疆房地产发展，促进房地产市场健康、持续、有序发展提供理论依据。
一、新疆房地产投资与ＧＤＰ基本情况
新疆房地产业近几年发展迅速，伴随着经济快速发展，近年来ＧＤＰ平均递增15．16％，全社会基本建设投资总额平均递增7．3％，固定资产投资总额平均递增7．13％。随着人民生活水平的提高，住房越来越成为大众的必需品，新疆房地产的年投资额（记为ＨＦ）从1990年的9 456万元上升为2000年的574 347万元，进而跃升为2006年的1 203 900万元。同期，新疆ＧＤＰ也由1990年的2 614 402万元上升为2000年的13 635 631万元，进而上升为2006年的30 189 800万元（见图2，ＧＤＰ与房地产投资环比增长率示意图）。表1给出了1９90年至2006年新疆房地产投资与ＧＤＰ的实际数值。
二、房地产投资与ＧＤＰ关系的协整分析
（一）协整检验的简介
协整概念是格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）于20世纪80年代提出来的[1，2]，他将非稳定的同阶单整变量之间存在的一种长期稳定关系称为“协整关系”。目前协整关系检验主要采取由Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ于1987年提出的两变量检验法，也称ＥＧ检验，其具体检验步骤如下：
1．对两个时间序列Ｘｔ和Ｙｔ的平稳性进行单位根检验，方法有ＤＦ、ＡＤＦ和ＰＰ检验，单位根检验中的滞后阶数采用ＡＩＣ准则或ＳＣ准则等方法确定，通过检验确定两个时间序列是否是同阶单整的，为下一步检验做准备。
2．若两个变量是同阶单整的，则用最小二乘法估计长期均衡方程（称为协整回归）Ｙｔ＝ｂ＋ｂＸｔ＋Ｅｔ，并用残差序列ｅｔ作为均衡误差序列Ｅｔ的估计值。
3．对残差序列ｅｔ进行平稳性检验，如果平稳则可得出两个时间序列是协整的。
（二）数据选取及处理
本文根据新疆1990—2006年统计年鉴中的房地产投资与ＧＤＰ的统计数据（见表1），运用协整分析来探讨他们之间的关系。为了消除数据中可能存在的异方差性并平滑数据，采用自然对数并分别用变量ＬｎＨＦ和ＬｎＧＤＰ表示。由于自然对数的单调性，这样做并不影响研究结论。所有结果拟用Ｅｖｉｅｗｓ软件进行。
（三）单位根检验
先对序列ＬｎＨＦ、ＬｎＧＤＰ以及差分后的序列（一阶差分记为ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ）（详见表1）进行ＡＤＦ检验，检验结果见表2。本文运用ＥＶｉｅｗｓ5．1，分别对序列ＬｎＧＤＰ、ＬｎＨＦ、ｄＬｎＧＤＰ和ｄＬｎＨＦ进行ＡＤＦ检验。（结果见表2）
由表2数值可知，在单根检验中，序列ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ都接受原假设，也即序列是非平稳的，而二阶差分ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ的ＡＤＦ统计量则小于其对应的5％临界值，即拒绝原假设，序列是平稳的。从表中数值可以看出该检验效果较好，并且序列之间存在同阶单整，因此可以对其进行协整检验。
（四）协整检验
运用1990—2006年新疆的ＧＤＰ和房地产开发投资（ＴＦＡ）的时间序列数据，我们对该序列进行协整检验。利用ＥＧ两步法，我们首先运用ＯＬＳ法对ＬｎＧＤＰ和ＬｎＨＦ进行回归分析，得到回归方程：
ＬｎＧＤＰ＝10．72316＋0．442125ＬｎＨＦ
（32．91095）（16．72446）
根据ｔ检验，所有参数估计的ｔ值都较大，都拒绝参数为零的原假设；Ｒ2＝0．949102，回归方程的其他检验，效果也比较好。其中ｅｔ为残差序列，其估计值为：
ｅｔ＝ＬｎＧＤＰ－0．442125ＬｎＨＦ－10．72316
对残差序列进行单位根检验，结果如表3所示：
表3中ＡＤＦ检验统计量小于5％显著性水平下的临界值，且ＡＩＣ值和ＳＣ值都较小，所以残差序列是平稳序列。
三、误差修正模型
误差修正模型?穴ＥＣＭ?雪最早由Ｓａｒｇｏｎ使用，以后由Ｈｅｒｄｒｙ， Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｄａｖｉｄｓｏｎ等人推广应用。误差修正模型的最初使用主要是为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，它既能反映不同时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。近年来，误差修正模型方法已成为应用经济计量时序模型中的主流分析方法之一。其基本思路是，若变量间存在协整关系，即表明这些变量间存在着长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。一方面受自变量短期波动的影响，另一方面，取决于误差修正项ｅｃｍ，ｅｃｍ的大小表明了从短期非均衡向长期均衡状态调整的速度。根据上面分析ＬｎＨＦ和ＬｎＧＤＰ是协整的，故可建立误差修正模型，这里采用滞后一期的形式：
ｄＬｎＧＤＰ＝Ｃ＋ａｄＬｎＨＦ＋Ｅ
进行回归之后得到结果：估计参数并剔除不显著变量后，得到的误差修正模型为：
ｄＬｎＧＤＰｔ＝－0．004892＋0．0７7１81ＤＤＬｎＨＦｔ－0．63３938ｅｃｍ
（－0．299982） （1．872227） （－0．062078）
Ｒ2＝0．823697Ａｄｊ－Ｒ2＝0．764929 ＤＷ＝1．816548
该模型表明ＬｎＨＦ的短期波动对ＬｎＧＤＰ有显著的正影响，模型中误差修正系数为－0．633938，小于0，符合反向修正机制，且表明ＬｎＧＤＰ的实际值与长期或均衡值的偏差有63．3％得到纠正或消除。
四、ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ的格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果检验
协整检验说明了房地产投资与经济增长之间存在长期的协整关系，但并没有给出两者之间是否构成因果关系及因果关系的方向如何，为此采用格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果检验。因果检验的基本思想是：如果变量Ｘｔ是Ｙｔ的变化原因，则Ｘｔ的变化发生在Ｙｔ之前且Ｘｔ有助于预测Ｙｔ，即引入序列Ｘｔ的滞后值可以提高Ｙｔ的被解释程度，此时，称Ｘｔ是Ｙｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。如果添加Ｘｔ的滞后变量后，没有显著增加Ｙｔ的被解释程度，则称Ｘｔ不是Ｙｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。格兰杰因果关系检验建立的回归模型如下：[1，2]
利用相关软件可以计算出用于检验的Ｆ统计量和相伴概率。
本文用Ｅｖｉｅｗｓ对变量ｄＬｎＨＦ和ｄＬｎＧＤＰ进行因果关系检验，经多次试算后知道滞后阶数取3较为合理，检验结果如表4。由表4可以看出，对于1％的置信水平，在滞后1—4年内，ｄＬｎＨＦ是拉动新疆ｄＬｎＧＤＰ增长的格兰杰原因，而ｄＬｎＧＤＰ对ｄＬｎＨＦ的影响并不显著；滞后3年以上两变量因果关系均不显著。但如果把置信水平放宽到10％，则滞后1和2年，ｄＬｎＧＤＰ也是ｄＬｎＨＦ投入增加的格兰杰原因。
由表4可知，对于ｄＬｎＧＤＰ不是ｄＬｎＨＦ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．98366，表明ｄＬｎＧＤＰ不是ｄＬｎＨＦ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因的概率较大，不能拒绝原假设。另一个检验的概率为0．46675，表明至少在95％的置信水平下，可以认为ｄＬｎＨＦ是ｄＬｎＧＤＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因。这说明新疆的房地产开发投资与经济增长之间存在单向Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。
五、结语
根据本文的研究结果我们得出，新疆房地产开发投资与经济增长之间存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系，这一结果表明：
1．从本文的分析数据来看，房地产业成为新疆的国民经济主要增长点，也是目前经济过热的主要根源之一。这种投资拉动型的经济增长存在一定的隐患，房地产投资还有继续扩大的趋势，许多开发商还在大规模地圈地，许多不是搞房地产的公司也纷纷挤进房地产，这在很大程度上加大了房地产业的危机，所以政府部门应引起足够的重视。
2．格兰杰因果检验表明：当显著性水平为1％时，滞后1—3年内房地产投资是ＧＤＰ增长的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，而ＧＤＰ不是房地产投资的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，但当显著性水平提高为10％时，在第1年和第2年两者构成因果关系；当滞后期超过4年及以上时两者不构成因果关系。这一结论解释了国内学者在两者因果关系上存在的分歧。
3．从本文的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验结果来看，房地产开发投资与经济增长存在Ｇｒａｎｇｅｒ单向的因果关系。决策者对房地产投资过热的管理需要从体制创新的角度进行机制设计来化解房地产市场发展问题，从而又不损害经济增长。
4．从检验结果来看，房地产投资对经济增长的促进作用比较大。它就会成为调控经济的重要因素，想要扩张经济时，就加大房地产投资；反之，则相反。
参考文献：
[1] 张晓峒．计量经济分析[Ｍ]．北京：经济科学出版社，2000：287－300．
[2] 易丹辉．数据分析与Ｅｖｉｅｗｓ应用[Ｍ]．北京：中国统计出版社，2002：153－155．