內(nèi)容摘要：本文利用平行數(shù)據(jù)模型對(duì)2000-2006年河北省11個(gè)地級(jí)市的房地產(chǎn)投資額與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行研究，得出以下結(jié)論：房地產(chǎn)投資對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的積極影響；各地區(qū)房地產(chǎn)自發(fā)投資對(duì)GDP的影響有一定差別；各地區(qū)房地產(chǎn)投資對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力存在較大差別；整體房地產(chǎn)投資額每增加1%，將帶來河北省國民經(jīng)濟(jì)0.81%的增長。 關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)投資 GDP 平行數(shù)據(jù)模型 本文研究方法與模型設(shè)定 （一）研究方法 對(duì)河北省各地區(qū)的房地產(chǎn)投資與國民經(jīng)濟(jì)的研究不能單獨(dú)進(jìn)行，必須將各地區(qū)放在同一個(gè)可比較的平面上，而且同時(shí)要利用各地區(qū)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)。在經(jīng)典線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型中，所利用的數(shù)據(jù)有一個(gè)特征，即在一個(gè)模型中，或者只有時(shí)間序列數(shù)據(jù)，或者只利用截面數(shù)據(jù)。實(shí)際上僅利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)或者只利用截面數(shù)據(jù)不能滿足本文經(jīng)濟(jì)分析的需要，因此本文選擇平行數(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。 （二）模型設(shè)定 根據(jù)本文的研究目的，選擇房地產(chǎn)投資和地區(qū)生產(chǎn)總值兩個(gè)變量，其中地區(qū)生產(chǎn)總值為被解釋變量，房地產(chǎn)投資為解釋變量。在模型選擇方面，有線性模型、對(duì)數(shù)模型和半對(duì)數(shù)模型三種可供選擇。分別將三種模型形式進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)與其它兩種模型相比，對(duì)數(shù)模型要較好些。因此本文選定的模型為對(duì)數(shù)模型。 設(shè)定基本模型為lnGit=αi+βilnIit+uit，Git代表第i個(gè)地區(qū)第t年的該地區(qū)的生產(chǎn)總值，Iit代表第i個(gè)地區(qū)第t年的房地產(chǎn)投資額，αi代表個(gè)體影響，uit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。 之所以在模型當(dāng)中沒有滯后期的出現(xiàn)，是因?yàn)檫x擇的數(shù)據(jù)是平行數(shù)據(jù)而非時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以加入變量的滯后期對(duì)模型的擬合效果未必會(huì)有很好的改善，同時(shí)分別對(duì)加入滯后期和滯后兩期的情形進(jìn)行分析，所得的結(jié)果均不如本文設(shè)定模型的效果，所以在本文設(shè)定的模型中沒有滯后期的出現(xiàn)。 本文選擇河北省11個(gè)地級(jí)市2000-2006年的平行數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)來自2001-2007年的《河北經(jīng)濟(jì)年鑒》。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：首先對(duì)各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行地區(qū)收入總值指數(shù)調(diào)整，折算為2000年不變價(jià)，將各地區(qū)各年房地產(chǎn)投資額進(jìn)行固定資產(chǎn)投資指數(shù)調(diào)整，同樣折算為2000年不變價(jià)；然后分別對(duì)各地區(qū)各年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)投資額取自然對(duì)數(shù)。 研究平行數(shù)據(jù)的第一步是檢驗(yàn)被解釋變量Git的參數(shù)是否在所有橫截面樣本點(diǎn)和時(shí)間上都是常數(shù)，按照平行數(shù)據(jù)模型的確定過程，本文用EVIEWS3.1對(duì)基本模型進(jìn)行檢驗(yàn)，得到：S1=0.04088484，S2= 0.166917188025，S3=0.413960986404 下面計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量：把N=11，K=2，T=7代入F統(tǒng)計(jì)量計(jì)算公式： F1=1.78，F(xiàn)2= 8.0566 在顯著性水平為1%的情況下，對(duì)其進(jìn)行H2檢驗(yàn)。查得F(30，44)=1.43F1，因此接受H1。即結(jié)構(gòu)參數(shù)在不同截面單位上是相同的，在截面單位上個(gè)體影響不同，個(gè)體影響表現(xiàn)為模型中被忽略的反映個(gè)體差異的變量影響，即模型為變截距模型。 具體形式為：lnGit=αi+βilnIit+uit，(i=1，2…11，t=2000，…2006) (1) 其中為個(gè)體影響，即模型中被忽略的反映個(gè)體差異變量的影響。 在確定采用變截距模型之后，進(jìn)一步確定采用固定影響模型還是隨機(jī)影響模型。利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews3.1對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，分別得到采用固定影響模型和隨機(jī)影響模型進(jìn)行模型估計(jì)的結(jié)果。采用固定影響模型時(shí)，分為加權(quán)條件（cross section weights）和不加權(quán)條件（no weighting）。采用隨機(jī)影響模型時(shí)分為GLS Transformed Regression和Unweighted Statistics including Random effects下的兩種檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。 由表1可知，采用固定影響變截距模型的R2統(tǒng)計(jì)量（0.986032，0.937679）和D-W值（1.253215，1.027544）均優(yōu)于采用隨機(jī)影響變截距模型的R2統(tǒng)計(jì)量（0.749271，0.776937）和D-W值（0.383119，0.430637），也就是說固定影響變截距模型的擬合優(yōu)度優(yōu)于隨機(jī)影響變截距模型的擬合優(yōu)度，因此選用固定影響變截距模型。在固定影響變截距模型檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出加權(quán)情況下的R2統(tǒng)計(jì)量為0.986032，D-W值為1.253215，不加權(quán)情況下的R2統(tǒng)計(jì)量為0.937679，D-W值為1.027544，加權(quán)情況下的擬合優(yōu)度優(yōu)于不加權(quán)情況。 綜上，本文采用加權(quán)條件的固定影響變截距模型，即下面的模型： lnGit=αi+βlnIiit+uit，(i=1，2…11，t=2000，…2006) (2) 其中，假定橫截面的個(gè)體影響可以用常數(shù)項(xiàng)αi的差別來說明，這樣，αi表示各地區(qū)對(duì)于房地產(chǎn)業(yè)的自發(fā)投資。參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2。將以上系數(shù)分別代入（2），將方程變形后可以得到河北省11個(gè)地級(jí)市相應(yīng)的回歸方程，如表2所示。 房地產(chǎn)投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響 從表2可以看出，房地產(chǎn)投資對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的積極影響。各地區(qū)房地產(chǎn)自發(fā)投資對(duì)GDP的影響有一定差別：唐山的影響最大，廊坊的影響最小。由此可見各地區(qū)房地產(chǎn)投資對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力存在較大差別。下面對(duì)各地區(qū)房地產(chǎn)投資對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力及推動(dòng)效率具體進(jìn)行計(jì)算： （一）推動(dòng)力分析 推動(dòng)力分析即彈性分析。彈性系數(shù)是指在任意函數(shù)中，解釋變量的相對(duì)變動(dòng)所引起的被解釋變量的相對(duì)變動(dòng)，即被解釋變量的變化率與解釋變量的變化率之比。彈性有點(diǎn)彈性與弧彈性之分。本文選用弧彈性，原因是考慮到上文得出的回歸方程為指數(shù)形式，用弧彈性計(jì)算效果會(huì)好些。根據(jù)弧彈性的定義，分別取各地區(qū)兩年的房地產(chǎn)投資額與GDP，求它們之間的弧彈性。根據(jù)弧彈性的定義，計(jì)算公式為：，其中E為彈性系數(shù)，即各地區(qū)房地產(chǎn)投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力，x1、y1分別為前一年份的房地產(chǎn)投資額與GDP，x2、y2分別為后一年份的房地產(chǎn)投資額與GDP。取2000年與2002年的數(shù)據(jù)，可以得到各地區(qū)的彈性，并按照彈性大小進(jìn)行分組，其結(jié)果如表3所示。 從表3可以看出，河北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長在一定程度上是由房地產(chǎn)業(yè)推動(dòng)的，各地區(qū)房地產(chǎn)完成投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)推動(dòng)力差別較大，推動(dòng)力較大的為秦皇島，達(dá)到0.5792，最小的為石家莊，推動(dòng)力為0.1050。 （二）推動(dòng)效率分析 為了進(jìn)一步分析各地區(qū)房地產(chǎn)投資對(duì)各地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用大小，引入一個(gè)新的系數(shù)，稱為“推動(dòng)效率”，它是房地產(chǎn)投資的推動(dòng)力系數(shù)與該房地產(chǎn)投資在GDP中所占份額的比值，用q表示，q=D/S，D表示在考察期內(nèi)對(duì)房地產(chǎn)投資的推動(dòng)力系數(shù)（彈性），S表示房地產(chǎn)投資在考察期內(nèi)占GDP的平均百分比。這樣可以排除推動(dòng)力系數(shù)受到不同的房地產(chǎn)投資所占份額因素的影響。如果q>1，表明房地產(chǎn)投資在這期間內(nèi)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用是積極的，超過了自身所占的份額，是高效率的。相反，如果q<1，則表示這種推動(dòng)作用是消極的，是低效率的。下面根據(jù)表3的結(jié)論與各年份相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。結(jié)果如表4所示。 由表4可以看出，廊坊的q值小于1，說明房地產(chǎn)投資對(duì)該地區(qū)的推動(dòng)效率較小；石家莊、邢臺(tái)、滄州、保定、張家口、承德的q值在1至5之間，說明這些地區(qū)的房地產(chǎn)業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)有積極的促進(jìn)作用；邯鄲、衡水、秦皇島、唐山的q值均大于5，其中唐山的q值最大，達(dá)到14.9，這些城市的房地產(chǎn)投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)有較大的促進(jìn)作用。 （三）固定效應(yīng)模型分析 由表1可以看出，河北省整體房地產(chǎn)投資額每增加1%，將帶來河北省國民經(jīng)濟(jì)0.81%的增長。房地產(chǎn)業(yè)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用明顯。