楊 整，徐海鋒

（四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610064）

0 引言

從2001～2013年，我國的GDP從108,068.22億元增長到了568845億元，增長率高達(dá)426%，成為世界上第二大經(jīng)濟(jì)體，其中全社會(huì)固定資產(chǎn)投資從37,213.50億元增長到448134.91億元，增長率為1104%，對GDP的累計(jì)貢獻(xiàn)度高達(dá)89.18%。而房地產(chǎn)投資作為固定資產(chǎn)投資中的重要組成部分，已成為影響我國經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)。成都市從2001～2013年，GDP從1492.04億元增長到2013年的9108.9億元，其中明顯跟隨增長的因素有消費(fèi)額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資以及進(jìn)出口總額。

本文首先對2001年到2013年成都市的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，對成都市GDP，消費(fèi)額，房地產(chǎn)投資額以及進(jìn)出口總額的相關(guān)性進(jìn)行分析，并比較名義變量和實(shí)際變量所帶來的不同的結(jié)果，通過協(xié)整分析，說明這三個(gè)因素因素對GDP的內(nèi)在影響。

1 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)描述

1.1 成都市全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額與房地產(chǎn)投資額

通過對成都市全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額以及房地產(chǎn)投資額的整理，從2001～2013年，成都市固定資產(chǎn)投資總額從582.21億元增長到6501.1億元，增長率為1017%；房地產(chǎn)投資額從170.76億元增長至2110.3億元，增長率為1136%，并始終保持占比30%左右。一方面說明成都市房地產(chǎn)投資額增長迅速，另一方面說明房地產(chǎn)投資額在全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資中占據(jù)重要位置，會(huì)對GDP會(huì)產(chǎn)生影響。

1.2 成都市GDP與房地產(chǎn)投資額

2001～2013年成都市房地產(chǎn)投資額從170.76億增長至2110.3億，其中成都市房地產(chǎn)投資依存度呈明顯上升趨勢，除了08,09年外，房地產(chǎn)投資對成都市GDP貢獻(xiàn)一直較大并明顯拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長百分點(diǎn)。其中，

房地產(chǎn)投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長百分點(diǎn)=房地產(chǎn)投資對基金貢獻(xiàn)度*GDP增長率

1.3 成都市GDP與消費(fèi)額以及進(jìn)出口額

歷年數(shù)據(jù)顯示，成都市的歷年消費(fèi)額隨GDP增長而增長，且成都市的消費(fèi)率基本穩(wěn)定在40%左右，這也與我國的平均水平相差不大。其中，消費(fèi)率=消費(fèi)額/GDP。總的來看，成都市進(jìn)出口總額呈遞增趨勢，并且除了2001年是逆差外，其余年份均為順差。

2 研究方法和數(shù)據(jù)處理

2.1 研究方法

本文采用eviews6.0對成都市相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，力求增大數(shù)據(jù)量，提高結(jié)論的可信度，采用相對頻數(shù)較高的季度數(shù)據(jù)。為了消除異方差，增強(qiáng)數(shù)據(jù)平穩(wěn)度，將所有的時(shí)間序列取自然對數(shù)。

2.2 剔除價(jià)格因素和季節(jié)因素

由于所采用的數(shù)據(jù)來自2001～2013年，該時(shí)間序列會(huì)受到物價(jià)水平和季節(jié)因素的影響，因此為了結(jié)論的準(zhǔn)確性和可信性，在實(shí)證之前將名義GDP、名義房地產(chǎn)投資額、名義社會(huì)消費(fèi)總額以及名義進(jìn)出口額轉(zhuǎn)化為實(shí)際數(shù)額，并通過 X-12-ARIMA季節(jié)調(diào)整，減少波動(dòng)，使數(shù)據(jù)更為平滑。下圖反映的就是數(shù)據(jù)調(diào)整之前和調(diào)整之后的對比。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 數(shù)據(jù)調(diào)整之前

圖2 數(shù)據(jù)調(diào)整之后

2.3 單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用eviews6.0對所采用的季節(jié)調(diào)整后的序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 實(shí)際變量的實(shí)證檢驗(yàn)

從以上變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出來，所有的數(shù)據(jù)變量都是一階單整。由于GDP是與投資、消費(fèi)、進(jìn)出口差額存在線性關(guān)系，同時(shí)，房地產(chǎn)投資又是投資中的重要組成部分，因此本文可假設(shè)設(shè)立方程如下：

3.2 名義變量的實(shí)證檢驗(yàn)

基于名義變量用同樣的方法再次進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)整理可以得到如下結(jié)果見表2。

表2 名義變量的檢驗(yàn)結(jié)果

括號(hào)里面的數(shù)為T檢驗(yàn)值。從經(jīng)濟(jì)意義上來看：成都市的國民經(jīng)濟(jì)收入和消費(fèi)量，進(jìn)口額和房地產(chǎn)投資額存在正向關(guān)系，其中影響因素最大的是消費(fèi)額，其次是進(jìn)出口總額，再次為房地產(chǎn)投資額?？偟目磥?，當(dāng)其他因素不變時(shí)，成都市LNHOUSE變動(dòng)為1時(shí)候，LNGDP變動(dòng)為0.197，影響接近20%。

3.3 基于名義變量模型的進(jìn)一步研究

為了更進(jìn)一步研究房地產(chǎn)投資額，消費(fèi)額和進(jìn)出口額對成都市GDP時(shí)候有長期穩(wěn)定的影響，再對以上變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

3.3.1 模型定階

為了使模型有更強(qiáng)的可信度，并保證一定的自由度，消除誤差項(xiàng)的自相關(guān)，本文選定3階，在AIC準(zhǔn)則下，用Johnsen檢驗(yàn)得出一個(gè)協(xié)整方程，如表3所示。

表3 Johnsen檢驗(yàn)的協(xié)整結(jié)果

3.3.2 VAR模型

（1）模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

在JohnSen檢驗(yàn)定階后，取階數(shù)為3，用VAR中的F矩陣的單位根來進(jìn)行穩(wěn)定性檢測，如圖3所示，在階數(shù)為3的情況下，所有的單位根都分布在單位圓中，故VAR是穩(wěn)定的。

圖3 VAR模型的單位圓檢驗(yàn)

（2）VAR模型的矩陣輸出結(jié)果

從擬合度來看，整體擬合度較好，說明VAR模型的輸出結(jié)果對整體具有較強(qiáng)的解釋性。為了再具體觀測，三個(gè)因素對GDP的沖擊作用，在此對其進(jìn)行脈沖分析。

（3）脈沖響應(yīng)分析

圖4反映在一個(gè)新息的沖擊下，房地產(chǎn)投資額度對收入的影響。很明顯可以看出，從第1期到第10期，房地產(chǎn)投資額對收入的影響呈現(xiàn)正向沖擊的作用，并且強(qiáng)度沒有減弱的趨勢。

圖5中反映在新息的沖擊下，進(jìn)出口額對收入的影響?？梢钥闯觯诘谝黄诘臅r(shí)候，出現(xiàn)最大值，并急劇減少，于第四期開始趨于平穩(wěn)。整體效果呈現(xiàn)正向沖擊。

圖6所示一個(gè)新息的沖擊下消費(fèi)額對收入的影響，從1-3期消費(fèi)額對收入存在正向沖擊，急劇上升的態(tài)勢，并于第4期開始趨于穩(wěn)定，整體效果呈現(xiàn)正向作用。

（4）方差分解

為進(jìn)一步考察各個(gè)變量對結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)程度，在此對VAR模型進(jìn)行方差分解，結(jié)果見表4所示：

如表4所示，可以看出，在滯后10期的情況下，作為被解釋變量的GDP本身受前期影響，存在47.732%的貢獻(xiàn)度，其次是解釋變量消費(fèi)水平存在24.0013%的貢獻(xiàn)度，進(jìn)出口額存在16.5846%的貢獻(xiàn)度，而房地產(chǎn)額存在11.6821%的貢獻(xiàn)度。三個(gè)變量對GDP的貢獻(xiàn)程度結(jié)果為：消費(fèi)＞進(jìn)出口額＞房地產(chǎn)投資額。

圖4 房地產(chǎn)投資額對GDP的脈沖響應(yīng)

圖5 進(jìn)出口額對GDP的脈沖響應(yīng)

圖6 消費(fèi)額對GDP的脈沖響應(yīng)

4 結(jié)論

本文通過選取2001～2013年的季度數(shù)據(jù)，對成都市經(jīng)濟(jì)增長影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，得出以下結(jié)論：

（1）房地產(chǎn)投資對成都市經(jīng)濟(jì)增長存在正向的促進(jìn)作用，但是整體對經(jīng)濟(jì)增長的影響要小于消費(fèi)。假設(shè)其他因素不變的情況下，只考慮房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)的影響，可以看出，每當(dāng)房地產(chǎn)投資增加1個(gè)單位的時(shí)候，會(huì)促進(jìn)成都市經(jīng)濟(jì)增長0.197個(gè)單位。同理，當(dāng)消費(fèi)增加1個(gè)單位的時(shí)候，將促進(jìn)成都市經(jīng)濟(jì)增長0.2827個(gè)單位，當(dāng)進(jìn)出口額增加1個(gè)單位的時(shí)候，將促進(jìn)成都市經(jīng)濟(jì)增長0.2557個(gè)單位。在考慮多因素共同作用于經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)候，明顯可以發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用大于進(jìn)出口額和房地產(chǎn)投資。

表4 方差分解結(jié)果

（2）從脈沖分析可以看出來，房地產(chǎn)投資對GDP的作用有稍微的滯后，在1-4期都相對比較不那么顯著，而5-10期都有明顯的驅(qū)動(dòng)作用，相比于消費(fèi)對GDP的沖擊，在1-2期快速產(chǎn)生正向影響，并在以后期數(shù)保持在高位的正向作用，說明消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的作用滯后較短，能快速促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。進(jìn)口額對GDP的影響則在主要表現(xiàn)在初始階段，但是作用強(qiáng)度快速下降至穩(wěn)定水平，說明進(jìn)出口額的顯著拉動(dòng)作用并不持久，這是反映了政府不應(yīng)該依賴進(jìn)出口，而應(yīng)該注重國內(nèi)消費(fèi)的提高。

總的看來，房地產(chǎn)投資額、消費(fèi)和進(jìn)出口額對成都市經(jīng)濟(jì)增長都呈現(xiàn)正向作用，其中也明確反映出了我國應(yīng)該抓住時(shí)機(jī)加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型拉動(dòng)內(nèi)需，使我國經(jīng)濟(jì)增長具有可持續(xù)性。

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