武汉市房地产投资与经济增长的实证分析
外商直接投资对武汉市经济贡献的实证分析
其中校正的 Ｒ ＝０ ８ ４ 数值较 高， 明方程 的拟合程度较好 ； ｔ ２ ．１ ， 说 且 检验和 Ｆ检验 的 Ｐ值均趋向于 ０ 即通 过显著性检 验。但 是 ， 于时间 ， 对 序列往往存在平稳性问题 ， 如果所分析 的变量 是含有 单位根 的非平稳 变量 ， 即使两个变量 毫不相关 ， 则 进行 ０Ｌ ｓ估计所得 到的模型仍然会 出 现上述类似 的分析结果。即所估计 的回归可能存在（ 下转第 ２ ０页 ） ８
维普资讯
● 区域 经 济
《 经济师）０８ ２０ 年第 ５ 期
外商直接投资对武汉市经济贡献的实证分析
●沈
摘 要 ： 章 引用 武 汉 市 １９ 文 ９ ０年一 ２¨ ０ ５年 的 经 济 数 据 ， 用计 量 ０ 运 分析的方法， 对外商直接投 资与武汉市 Ｇ ＤＰ的相 关性做 了实证分析， 研 究显 示 外 商 直 接 投 资 对 武 汉 经 济 增 长 具 有 一 定 的 贡 献 ， 弹 性 为 ０ 其
４ ７， 是 这 种 贡 献 还 较 为有 限 。 ４ 但 关键 词 ： Ｄ Ｇ Ｆ Ｉ ＤＰ 相 关性 中 图分 类 号 ：８ ０ ５ 文 献标 识码 ： Ｆ ３ ９ Ａ 文 章 编 号 ：０ ４—４ １ （０ ８ ０ —２８—０ １０ ９ ４ ２ ０ ）５ ７竞争力蓝皮 书 ： 中国城市 竞争力 报告》 在 ２ ０ ， ０ ６中国城市 竞争 力排 名 中， 武汉 位居 第 ２ ２位 ； 中综 合 其 ＧＤ Ｐ增 长 、 合 就 业 增 长 和综 合 收 入 水 平 分 别 位 于第 ２ 综 ６位 、 ５ 第 ７位 和 第５ ９位。武汉作为全国屈指可数 的大 城市之一 ， 经济发展还 比较落 其 后 东部 以及 沿 海 地 区 的 差 距 较 为 明显 ， 此 ， 何 加 速 武 汉 市 经 济 与 因 如 增 长 ， 而 带 动 湖北 省 乃 至 整 个 中 部 的 经 济 发 展 ， 进 以促 进 区 域 经 济平 衡 发展 ． 是当前比较受关注的经济问题之一。笔者 以该 问题为基点 ， 过 通 论证外商直接投资对武汉市 经济发 展的贡 献， 来探析 武汉市 吸引外 资 的策略 ， 以寻求促进武汉市 经济快速发展 的途径。 ’ 依 赖 度 、 献 率 及 拉 动 率分 析 贡 １ Ｇ Ｐ与 Ｆ 的依赖度分析 。根据 １９ ．Ｄ ＤＩ ９ ０年一２ ０ ｏ ５年《 武汉市统计 年鉴》 。通过对 Ｆ Ｉ Ｄ 值做 数据处理后 ， 笔者计算 出武汉市经济增长率 与 武汉市外商直接投资的依赖度 。结果显示 ， 武汉市 Ｆ 对 ＧＤ ＤＩ Ｐ的依赖 度（ ＤＩＧＤ ） Ｆ ／ Ｐ 与武汉市经济增长率 （ Ｐ） ＧＤ 的变动趋 势基本一致 。１９ ９２ 年以前， 武汉市利用 的 Ｆ 一直徘徊在 ０ １ ＤＩ ． 亿美元左右 ， 折算成人 民币 还不到 １ 亿元 ， Ｇ 对 ＤＰ的依赖度也不到 １ 分别为 ０ ３ ％和０ ３ ％） ％（ ．１ ．９ ， 对 武汉 市 经 济 增 长 的作 用 不 是 很 明 显 。 从 １９ ９ ２年 开始 ，ＤＩＧＤＰ出现 Ｆ ／ 大幅度上 升， 高值 为 １ ９ 最 ９５年 的 ８ １ ％。从 １９ ．４ ９ ６到 １ ９ ９ ９年 ， ＤＩ Ｆ ／ Ｇ ＤＰ和经济增 长率 同时 出现下降 ，９ ９年达到最低值 ３ ６ ％， １９ ．３ 当年 Ｆ ＤＩ
武汉城市空间演化与房地产发展关系(简版)
二、武汉市城市空间演化
3、长江新城 长江新城规划将分三期推进，近期起步区30平方公 里左右，中期发展区100平方公里左右，远期控制区 500平方公里左右，届时将形成“四镇”新格局，再造 一个新武汉。 目标和定位：坚持世界眼光、国际标准、中国特色、高点 定位，把长江新城建设成为践行新发展理念的典范之城
解决交通路网布局问题，促进土地节约利用。
个“3”指将武汉市东部、南部、西部三个新城组群，作为城镇化发展空间拓展的重要地区。 城市格局的转变让武汉与摊大饼的发展模式告别，城市发展带来人口的流入，使得武汉城市规模空间扩张， 主城区在发展空间有限情况下，副城与新城组群将成为武汉城市实现紧凑轴向空间的主战场；这为房地产市场 的发展提供新机遇的同时也提供了发展的新平台。
大幅下降。
2007—2017（1—10月）年湖北省与武汉市房地产开发投资发展变化图2007—2017（1—10月）年湖北省与武汉市商品房销售面积发展变化图
一、武汉市社会经济发展概况
（三）、人口首位度
“人口首位度”即省会城市常住人口占全省常住人口的比重，可反映省会城市对省域人口的吸引力。 2007-2016年，湖北省常住人口从 5699万人增至 5885万人，十年来湖北人口大致为自然增长，人口流动 呈现梯度转移趋势，即乡镇-县城-地市-省会。同期，武汉市常住人口从891万人增至1076.62万人，具有省内人 口转移的终极意义，净流入人口是房地产市场需求重要因素，城市人口政策与房地产调控政策之间存在一定逆效 应。 武汉人口首位度从 15.63%上升到18.29% ，预计2017年人口首位度保持在 18.5%以上。人口首位度整体呈
鞍山的直线距离10公里，发展差异极大。目前呈现板块效应而不是环状效应，且各板块差异较大。2-3环之间的
关于武汉市房地产泡沫实证研究r——基于武汉市2011-2016年房地产业相关数据
关于武汉市房地产泡沫实证研究r——基于武汉市2011-
2016年房地产业相关数据
王子何
【期刊名称】《财会学习》
【年(卷),期】2018(000)002
【摘要】本文选取了房地产价格增长率与GDP增长率比,投资额增长率与GDP增长率比和房价收入比等5个单项测度指标以及一项综合指数指标,并选取2011年至2016年的房地产市场数据进行测度,结果表明武汉市房地产市场在近年来存在着严重的泡沫现象.
【总页数】2页(P187-188)
【作者】王子何
【作者单位】湖北经济学院
【正文语种】中文
【相关文献】
1.武汉市武昌区公共自行车需求热度分析及站点优化——基于签到数据的实证研究[J], 金飘甜;梁友嘉;刘柳杉
2.北京房地产泡沫实证研究——基于1996～2007相关数据 [J], 莫慧强
3.农村中小学布局调整“十年之痛”——基于对武汉市江夏区教学质量的实证研究[J], 韦学磊;张莹
4.消费者社会责任消费行为的实证研究——基于武汉市的调研数据 [J], 杨晓茹;孙剑;李锦锦
5.基于多元线性回归模型的城乡居民收入差距影响因素实证研究——以武汉市为例：1995---2010年数据 [J], 吴建齐
因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。
房地产价格波动与银行信贷增长的实证研究
房地产价格波动与银行信贷增长的实证研究一、本文概述随着经济的发展和城市化进程的加速，房地产市场已成为我国经济发展的重要支柱。
然而，近年来房地产价格的快速波动引起了广泛关注，其不仅直接关系到广大民众的生活品质，更在一定程度上影响了国家经济的稳定与健康发展。
银行信贷作为房地产市场的重要资金来源，其增长态势与房地产价格波动之间的关联性，更是成为当前经济研究的热点。
本文旨在通过实证研究方法，深入探讨房地产价格波动与银行信贷增长之间的内在联系。
我们将从理论层面出发，构建合理的分析框架，并通过收集相关数据，运用统计分析和计量经济学方法，实证检验房地产价格波动对银行信贷增长的影响，以及银行信贷增长对房地产价格波动的反馈作用。
通过本文的研究，我们期望能够揭示房地产价格波动与银行信贷增长之间的动态关系，为政府部门制定相关政策提供科学依据，促进房地产市场的健康发展，维护国家经济的稳定与繁荣。
本文的研究也有助于丰富和完善房地产经济理论和银行信贷管理理论，为未来的学术研究提供有价值的参考。
二、文献综述在经济学和金融学领域，房地产价格波动与银行信贷增长之间的关系一直是研究的热点和难点。
众多学者从不同角度对此进行了深入的理论和实证研究。
早期的研究主要集中在房地产价格波动对银行信贷风险的影响。
一些学者认为，房地产价格的上涨会导致银行对房地产行业的信贷投放增加，进而加大银行的信贷风险。
当房地产价格出现下跌时，银行可能会面临大量的违约和坏账，从而对银行的稳定运营产生冲击。
这些研究主要关注房地产价格波动对银行信贷风险的直接影响。
随着研究的深入，学者们开始关注房地产价格波动与银行信贷增长之间的动态关系。
一些研究认为，房地产价格的上涨会吸引更多的投资者进入房地产市场，从而推动银行信贷的增长。
同时，银行信贷的增长也会进一步推动房地产价格的上涨，形成一种正反馈机制。
这种正反馈机制在某些情况下可能会导致房地产市场的泡沫产生和破裂，对金融稳定产生不利影响。
乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长关系的实证分析
乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长关系的实证分析【摘要】本文通过对乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长关系进行实证分析，探讨了固定资产投资对经济增长的影响及其与产业结构调整、就业率的关系。
研究发现，乌鲁木齐市的固定资产投资水平对经济增长起到了积极作用，同时也对产业结构和就业率有一定影响。
通过深入研究乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长之间的相关性，为制定更科学的经济政策提供了重要参考。
未来研究可以进一步深入探讨固定资产投资在乌鲁木齐市经济发展中的作用，以及如何进一步优化固定资产投资结构，实现经济可持续增长。
本研究对于乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长关系的启示具有一定的参考意义。
【关键词】固定资产投资、经济增长、乌鲁木齐市、实证分析、产业结构调整、就业率、关系、启示、研究展望1. 引言1.1 研究背景乌鲁木齐市是新疆的首府和政治、经济、文化中心，也是西北地区的重要城市。
近年来，随着我国经济的快速发展和西部大开发战略的实施，乌鲁木齐市的固定资产投资也呈现出不断增长的态势。
固定资产投资作为衡量经济发展和经济增长的重要指标，对于乌鲁木齐市的经济发展具有重要意义。
乌鲁木齐市的固定资产投资现状备受关注，因为它直接关系到乌鲁木齐市经济的持续增长和产业结构的优化调整。
在当前经济环境下，固定资产投资对于促进经济增长、提升就业率、改善人民生活水平等方面起着重要作用。
对乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长的关系进行实证分析，不仅有助于深入了解乌鲁木齐市经济发展的现状，也有助于提出相应的政策建议，推动乌鲁木齐市经济持续健康发展。
1.2 研究意义乌鲁木齐市是新疆维吾尔自治区的政治、经济和文化中心，是西北地区最大的城市之一，也是古丝绸之路的重要节点。
固定资产投资在乌鲁木齐市经济发展中扮演着重要的角色。
本研究旨在通过对乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长关系的实证分析，深入探讨固定资产投资对经济发展的作用机制，为乌鲁木齐市的经济发展提供理论支持和政策建议。
武汉房地产价格问题研究
武汉房地产价格问题研究摘要本文以武汉市为例研究了房地产价格问题及其变化衡量指标，并分析了房价指标与物价指标间的关系。
问题1中，我们第一利用因子分析法的思想分析了阻碍房价变化的9项因素，通过加权求和得到房价变化量，从相对变化量的角度定义了房价指标()()p t E t k L∆= 其中k 为比例系数，L 为初始时刻房价，()p t ∆为研究时刻与初始时刻房价的变化值。
问题2中，我们基于层次分析法的思想建立了模型一，模型一以9项因素简化后得到的4项因素，即经济因素，供求关系因素，房屋属性因素和其他因素为方案层。
经济因素对房价变化的阻碍关系我们通过GDP 的变化率来表示；供求关系因素中我们从供应曲线〔开盘数〕和市民需求〔用居民消费指数CPI 衡量〕动身，建立了该因素的阻碍函数与CPI 的线性关系；房屋属性因素和其他因素我们大胆假设在一段时刻内不发生变化。
模型一以效用和有效需求为准那么层，应用极差归一化思想，构造指标函数，综合建立成对比较矩阵，我们定义4项因素的合理权重为目标层，经准那么层，得出4个因素对房价指标的组合权重向量。
进而得到简化的房价指标的表达式，并由给定一天的房价指标运算出其他天的房价指标。
通过分析房价指标与单位面积的房价、销售套数之间的关系对我们的结果进行了检验，检验结果证明了我们模型的合理性与可行性。
问题3中，我们第一考虑两者之间是否具有一定的关系，为此，我们套用灰色关联分析的思想自定义两行为因素之间的阻碍度，通过运算得到物价指标对房价指标的阻碍度为0.685，具有较大的阻碍关系，然后利用excel 对两者之间的差值，比值，对数值3种关系进行数据分析，认为比值最能反应两者间的关系，从而建立比值模型，并由某一天的物价指标推测其他天的房价指标，并将推测到的房价指标同第二问中得到的房价指标进行对比，两者专门接近，从而证明了我们模型的正确性与可推测性。
本文的特色在于基于翔实丰富的资料，依照四个因素，建立了合理的房价指标，其拥有适用性广，稳固性好，可推测等特点。
我国金融政策对房地产投资影响的实证分析.
53湖北生态工程职业技术学院学报JOURNAL OF HUBEI ECOLOGY VOCATIONAL COLLEGE2007年第 2期第 5卷第 2期 Vol.5No. 2我国金融政策对房地产投资影响的实证分析罗国兵(湖北生态工程职业技术学院, 湖北武汉 430200[摘要 ]近年来, 我国房地产业出现过热现象, 国家出台多项政策进行宏观调控。
本文利用误差修正模型及脉冲响应分析方法就我国金融政策对房地产投资影响的效应进行实证分析, 结果表明利率和广义货币供应量对房地产投资有长期和短期的影响, 金融政策对我国房地产投资有一定的调控效果。
[关键词 ]金融政策; 房地产投资; 误差修正模型 [中图分类号 ]F293.3[文献标识码 ]A [文章编号 ]0000-2157/SG(2007 02-0053-031引言改革开放以来, 随着我国经济的快速发展, 我国房地产业也得到了长足的发展。
特别是 1998年我国深化住房制度改革, 实行货币化分配以后, 加之金融政策的调整, 我国房地产业更是得到了快速发展, 一跃成为国民经济的支柱产业, 并带动了钢铁、水泥、家电等行业的快速发展。
但是, 到 2003年上半年, 我国固定资产投资规模过大, 房地产投资规模过热现象明显, 房地产价格出现过快上涨势头。
2004年 1-8月份, 全国商品房平均销售价格为 2718元 /平方米, 同比增长 13.5%, 部分城市房价上涨幅度超过 20%。
2005年1-12月, 全国商品房平均销售价格为 3242.0元 /平方米, 同比提高 19.5%。
特别是北京上海深圳等大城市, 房地产价格出现了剧烈上涨。
同时, 房地产业投资剧增。
据《中国房地产行业分析报告》 , 2003年 1-12月房地产共开发完成投资 10106.12亿元, 同比增长 29.7%, 高于全国固定资产投资的增长速度。
为了消除房地产业过热的势头,国家出台了一系列的宏观调控措施, 包括上调利率、控制信贷规模、调整货币供应量等。
中国房地产价格影响因素的实证分析
中国房地产价格影响因素的实证分析作者：孙坤明殷琴殷夏秦立波来源：《商情》2013年第17期摘要：本文应用1998- 2011 年武汉市有关房地产方面的数据，利用协整检验和Granger因果关系检验分析了影响中国房地产价格的各种因素。
影响房价的因素众多，笔者主要选取了供给方、需求方、政府以及一些主要的货币政策变量进行理论分析，并结合中国房地产的实际提出相应假说。
实证结果显示，房地产价格的推动力的主要来源是政府政策，其中金融机构贷款利率对房地产价格的影响非常之大。
而需求方面的影响也很大，人均可收入分配的增加能提高房地产价格。
而供给方：当年商品房竣工面积对房地产价格的影响也很显著。
依据笔者的实证结论，本文提供了一些相应的对房价调控的政策建议。
关键词：房地产价格；协整检验；Granger因果关系检验一、引言房地产是一国经济的重要组成部分，它的发展健康与否关系到一国经济是否能够健康发展。
1998年，我国实行住宅商品化改革以来，房地产价格呈现出持续上涨态势。
2003年之后房地产价格更是迅猛增加。
目前的房地产价格已经远远超出了我国普通民众的购买能力，房地产市场出现了虚假繁荣。
快速上涨的房价，不仅对国民经济的健康发展有一定负面影响，还降低了居民的生活质量。
房价过高已经成为一个引起广泛关注的经济问题和社会问题。
中央政府已经多次下达行政命令，要求个地方政法抑制房价过快上涨。
2008 年在落实已有的房地产调控政策的同时，继续施行从紧的货币政策，加强银行体系流动性管理。
6 月7 日央行宣布上调存款类金融机构人民币存款准备金率1 个百分点至17. 5 %。
这是自2007 年以来的第15 次，2008 年起的第5次宣布上调准备金率。
8 月24 日，北京奥运会闭幕。
奥运会期间金融和房地产政策相对平稳。
尤其是12 月17 日国务院召开常务会议，研究部署促进房地产市场健康发展的政策措施，营业税扩大减免范围、提供房地产并购重组金融服务、三年解决990 万户低收入和棚户区居民住房、允许住房公积金闲置资金用于经济适用房建设、加大部分开发项目的信贷支持、以及取消城市房地产税等救市和刺激经济的政策纷纷出台。
武汉市金融发展和经济增长的实证研究
武汉市金融发展和经济增长的实证研究作者：吴国维周少冬来源：《时代金融》2015年第02期【摘要】金融发展理论研究的主要内容之一是金融发展与经济增长的关系，国内外对此研究成果颇丰。
本文结合武汉市的金融和经济发展状况，选取1995～2012年数据为样本，采用时间序列数据分析方法进行实证分析。
在得出结论的基础上对武汉市金融和经济发展提出政策建议。
【关键词】金融发展经济增长实证一、引言湖北省抓住国家正式提出武汉作为长江中游城市群中心城市的发展机遇适时地提出“建设中部金融中心”的目标。
截至2012年，武汉市金融机构各项存款合计为1.31万亿人民币，各项贷款合计为1.16万亿人民币，存贷款规模位居中部城市第一。
本文在对武汉市经济增长现状的数据分析之上，重点关注1995年至2012年以来武汉市金融领域发展与经济增长之间的关系，以期找到符合武汉市自身特色的金融发展模式和经济增长方式。
为武汉市进一步深化经济体制改革，打造中部金融中心提供金融体制改革的建议。
二、武汉市金融发展与经济增长关系的实证研究（一）方法和指标选取本文所选数据为1995～2012年武汉市相关经济发展数据，属于时间序列数据范畴，数据处理方法为时间序列平稳性检验、协整检验以及格兰杰因果关系检验。
经济指标选定实际国内生产总值增长率（RGDP）和产业优化度（IO）。
金融指标选取金融机构效率（FIE）、金融相关比率（FIR）、固定资产投资指数（IFAI）和保险深度。
（二）数据来源及处理本次实证所有原始数据取自《武汉统计年鉴》（1996～2013），采选数据有历年GDP、CPI、固定资产投资额、各种金融机构存贷款总额、保费收入、第二产业产值和第三产业产值。
数据处理工具为Eviews6.0统计软件。
经过处理后使用的实证数据如下：表1 武汉市1995～2012年金融发展与经济增长数据（三）实证检验过程1.单位根检验。
为避免直接应用时间序列数据造成伪回归现象，应先对该序列的平稳性作出判断，本文采用ADF检验来进行六个指标平稳性检验。
影响住房需求因素的实证分析—以武汉地区为例
１ 影 响武汉住 房需 求的 因素
１１ 自住 房 需 求 的 影 响 因素 ．
（） 价 因 素 。根 据 微 观 经 济 学 的 理 论 ， 品 的 价 格 弹 趋 势 一 致 的 。 １房 商 （ ） 要 消 费 者 的 数 量 。 也 就 是 具 有 购 买 意 愿 和 购 买 ３主 性越小 ， 需求的相对变 化越少 。根 据美 国经济学 家 李奥 （ ． Ｆ 能 力 城 镇 人 口 的 群 体 。从 人 口 的 年 龄 结 构 上 分 析 住 宅 的需 ｄ ｌ ｕ 的 研 究 ， 宅 需 求 的 收 入 弹 性 为 ０ ６— ０ ９ 小 于 ｅ ｅ ｗ） ｅ 住 ． ．， 对 ２ ９岁 ） 这 类 人 群 ， ｌ说 明住 宅 是 一 种 必 需 品 ， 乏 弹性 ， 旦 人 们 需 要 住 房 ， ， 缺 一 价 求 ， 住 房 有 需 求 主 要 是 青 年 人 口 （ ５— ３ 的特 点 是 年 富 力 强 ， 人 较 高 ， 担 较 轻 ， 是 成 家 立 业 和 收 负 正 格 的 影 响 作 用 较 小 ， 人 们 购 房 后 在 短 期 内 一 般 不 会 有 购 且 后 代 诞 生 的 时 候 。 当 这 类 人 群 数 量 增 加 时 ， 住 房 需 求 是 对 房需求 。 种 拉 动 作 用 。从 １ ９ ９ １年 到 ２ ０ ０ ６年 的 ２ 岁 到 ３ ５ ９岁 的 人 （ ） 费 者 的 收 入 水 平 。 一 般 来 说 消 费 者 的 收 入 水 平 ２消
需 要 ， 得 “ 者 有 其 房 ” 进 而 提 高 人 民 的 生 活 水 平 ， 必 收入 阶层 的， 是现 实情 况中 真正 买经 济适 用住 房 的却有 使 居 ， 就 但
须对 我国 目前的住房体 系作进 一步 改善 。通 过对 比新 加坡 大部分富人 。因此 要 制定 专 门的住 房保 障 法律 ， 善住 房 完 的住房保 障制 度 ， 可得 到以下几方 面的启示 ： 保 障的配套法规 ， 保证 国家 政策 的真正落 实 。目前 ， 国 来 我
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
１ ９ ９ ２ ３ ｌ ６５ ．６ ５１ ５ 、 ２ ６ ４ ６ ．６ ８ ３ ２ ０ ０ ９ Ｏ ７ ｌ ９ ７ ｌ ． ３ ０ ．７ ２９ ０１ ９ ６２ Ｏ ７ ３ ９ ６０ Ｏ ６ ７ ０ｌ ． ３ ７ ０ Ｏ
ｌ ９ ｏ １８ ｌ ６８ ．（ ８ ｏ ）２２．２ ５ ２ ３０ Ｏ Ｏ ６ Ｏ ６ Ｏ Ｏ （ ３ ２ ７ ９ ８ ｌ ０ ．９ ０ ． ３ｏ 】 ２ （ ０ ８ ７１ ５ ． ４ ６ ８ ８ ． ｏ） ６ ８ ｏ ４ ９
△Ｌ ＧＤ ｎ Ｐ和 △Ｌ Ｒ ， 其 再 做 ＡＤ ｎＩ 对 Ｆ检 验 ，结果 同样 显 示 该
为了避免 时间序列数据之 间产生 “ 回归”或 “ 伪 虚假回 归”的现象 ，有必要对原序列进行平稳性检验 。检查序列 平
稳 性 的标 准 方 法 是 单位 根检 验 ， 这 里 我 们 选 取 Ａ ＤＦ检验 。
２ ０ｌ ｌ ３ ４ ｌ ５ ３ ．２ ６ ｌ ７ ０ ９ ９ ４ ． ４ ９ ｌ ７ ０ ６３ ７ ３ ｏ ３ ５． １ ．４ ３ １ ５ １ ３ ２２．６１ ７ ９ ７０ Ｏ ３ ６ ６ ６ ０．５ ２ ６ ２
２ ０ １ ６ ． ｌ ２５ ．６ ６ ６ ８ ．２ ２１ ８ ８０．４ｌ ５ ５ｌ Ｏ．６ ２ ５ ３ ｏ ２ ４ ７８ ３ ． ３ １ ６ ６ ８ ３２ １ ２ ５ ７ ０ Ｏ ５ ｌ Ｏ ｏ ３ ９ ｌ ２ ０ ６ ２ １ ６ ．４ ３ ２ （ ９ ４ ．２ ２ ２ ７ ．４３ ３ １ １ ７ ５ ３ ｏ ３ ｌ ２ ．８ ｌ ９ ５ ． ｌ ） ０ ３２２ ９ ７ １ ９０ ０ ４ ２ ５９ Ｏ．ｏ ｏ ６ ０１ ０ ９ ２ （ ８ ２ ２ ２ ３ ３ ．７ ６ ４ ９８２３ ７ ７ ９ ００ ４ ７ ９ ６ Ｏ．３ ６ ２ ６ ｏ） ｌ ８ ．４ ３ ． ３ ２ ４ ７ ９ ．６ ９１ ３ ．６ ５ ５ ５ １ ８ ４ ５ ４ ４
维普资讯
第２ ８卷 第 １ 期 ２０ ０ ８年 １ 月
湖 北 广 播 电视 大 学 掌 报
Ｊ ｏｕｒ ａ ｆＨｕＢｅ ｎ ｌｏ ｉ ＴＶ ｉ ｒ ｉｙ Ｕｎ ｖｅ ｓｔ
Ｖｏ ． ８ Ｎｏ １ １ ， ． ２ Ｊｎ ａｙ ２ ０ ， ９ ￣ ０ ７ ａ ｕ ｒ． ０ ８ ０ ６ ９
表 １ ９ ８年 －２ ０ ：１９ ０ ６年武汉 市房 地产 开 发投资 与 Ｇ Ｐ 列 Ｉ序 ）
Ｙｅ ｒ ＧＤ Ｐ ａ ＲＩ Ｌｎ ＧＤ Ｐ Ｌｎ ＲＩ ｄ ｎ ＤＰ Ｌ Ｇ ｄ ＲＩ Ｌｎ
组序 列的不平稳性。接着再进行一次差分 ，得原序列的 二阶 差分 △２ ｎ ＤＰ和 △２ ｎ Ｉ ＬＧ Ｌ Ｒ ，它们作 Ａ ＤＦ检验 得出的 ｔ 均 值
１ ９ Ｏ ５６ ９ ． ｌ ３０ ５ ０１ ３ ９ ５ ７ｌ ８ ． ３ ８ １ ９ Ｏ ３ ９ ６ ９ ９ ｌ ８ ．８ ６ ７ ．３ ７ ８ ７ ｌ ８ ４ ３ ３０ Ｏ ４ ８ ７ ６． ４ Ｏ９ ８ ９ ｏ．
为平稳序列 ，即序列 Ｌ Ｇ ｎ ＤＰ和 Ｌ Ｒ ｎ Ｉ为二阶单整，表示为
Ｌ Ｇ ￣ Ｉ ２ ， ｎ Ｉ Ｉ ２ 。由于 序 列 之 间存 在 同阶 单整 ， ｎ ＤＰ （ ） Ｌ Ｒ ￣ （ ） 因 此 这 两 个 变 量 符 合 协 整 检 验 的前 提 条 件 ， 以对 其 进 行 协 可 整 分 析 ３ ．变 量 的 协 整 分 析
２ ０ ２ ６８ Ｏｌ ．８ｌ ４ ６ ６２．０ ６ ２ ｌ ．４ ９ ７８ ９ Ｏ Ｏ Ｏｌ Ｏ９ ２ Ｏ ０ ｌ ０ ． ｌ ３ｌ ３Ｏ ６ ９ ９ ห้องสมุดไป่ตู้ ｏ ５ ５ ３ ５０ Ｏ ５ ４ ５ ． ２ ８ ３ ４
小于 ５ ％显 著 性 水 平 下 的 ＡＤＦ的 临 界值 （ 表 ２ 。 因 此 ， 见 ） 拒绝原假设，认为序列 Ｌ Ｇ ｎ ＤＰ和 Ｌ Ｒ 经 过 阶 差 分 后 成 ｎ［
ｌ ９ ６ ６９ｌ ９１ ２ ．８ ｌ ４ ９ ．６ ９ Ｏ ８ ９ ５ ｏ． ． ２７ ３ ２ ２ ３ １９ ｌ ９ ２ ７ ６ ｌ ９ ８ ． ３ ９ －６ ．９ ２ ８ ４ ． ８ ９ ４ ６ ． １ ５ ６ ｌ Ｏ Ｏ ５ ４ ９ ８ ９ ６ ７ ２ １ ７ ２ ２ ８ ３ ７ ９ ４ １９ ７ ３ ２ ５０ １ ０１ ４ ５ ． ２ ９ ３ ７
武汉市房地产投资与经济增长的实证分析
费 晨
（ 华中师范大学 经济学院，湖北 武汉 ４０ ７ ） ３ ０９
［ 内容提要］ 本文从房地产投资与经济增长关系 的角度 出发 ，运用协整理论 、误 差修 正模 型和 Ｇｒ ｇ ｒ ａ ｅ 因果 ｎ 检验法来研究武汉市房地产开 发投 资对 该市 经济 增长的作用及其相互关系 ，进而作 出政策完 善建议 。
假 设 ， 即 序 列 Ｌ ＧＤ ｎ Ｐ和 Ｌ Ｒ 是 非 平 稳 的 。 ｎＩ ２ 变 量 的 单 整 性 检 验 ．
一
、
选取 １９ —０ ６ 问的武汉 市国 内生产总值 （ Ｐ）和 ９ ５２ ０ 年 ＧＤ 房地产开发投资额 （ Ｉ Ｒ ）作为样本数据 ，来 分析武 汉市房地
产 开 发 投 资与 经 济 增 长 之 间 的关 系 。 １ 变 量 的 平 稳 性 检 验 ．
【 关键 词 Ｊ 协 整 检 验 ；Ｇ ａ ｇｒ 果 检 验 ；武 汉 市 ；房 地 产业 ；经 济增 长 ｒｎ ｅ 因
【 中图分类号Ｊ Ｆ ２ １７
实 证 分 析
【 文献标识码］ Ａ
［ 文章编号］ １０ —４ ７ （０ ８ １ ０ ６０ ０ ８７ ２ ２ ０ ）０ — ９ ．２ ０ 值 ，因此都不 能拒绝序 列 Ｌ ＧＤ ｎ Ｐ和 Ｌ Ｒ ｎ Ｉ存在单位根的原
对变量进 行协 整检验前 ， 首先要检验时 间序列变量 的单 整性 。单整性 是如果时间序 列 ｘ 是非平稳 序列，而其 ｄ阶 ｔ 差分 ｄ ｘ是平稳序列 ，则称 ｘ 为 ｄ阶单整 ，记 为 Ｉ（ ） ｔ ｄ。 对序 列 Ｌ ＧＤ 和 Ｌ Ｒ ｎ Ｐ ｎ １分 别进 行 一 阶差 分 得 序 列