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1、!#$%&%()#$&*+,#清华大学学报-自然科学版./0 1 2 3 4 5 6 783 2 9-:2;0 期*%(=?A B(=#B$,+C$*%&$*%D中国房地产开发投资与E F G的互动关系沈悦=刘洪玉-清华大学 建设管理系=北京$%D(.收稿日期H*%+&%I&+%基金项目H国家自然科学基金重点项目-I +%.作者简介H沈悦-$I C&.=男-汉.=江苏=博士研究生J通讯联系人H刘洪玉=教授=K&L7 2 A HA 2 6 5 M NO 1 2 3 4 5 6 7 B&$*%&%(S T U V W X Y Z X T W _ T T Z T V U T W V W Ta T b
2、 T U Y cT Z W X Z b T W cT Z W V Z aE F GX Zd X Z Ve f g hi j k=l m nf o p q r j-F T V W cT Z W Y s d Y Z W t u W X Y ZvV Z V w T cT Z W=x X Z w t Vy Z X b T X W z=T X|X Z w !=d X Z V.#W V u W HR$O%O 5 I=:A 1%7 O O 3 O 2 3&7 1$:6 1 P 3 (2 3 475 7 A O 5 M%A 7 O 2 31 5 2()O&3%7 A 1 O 7 O P 9 A (L 3 O2
3、 3 9 1 O L 3 O7 3 P O 5 *+,2 3)5 2 3 7 B 0 5 *%7 3 4%:7 6 1 7 A 2 O MO 1 O=4 3%7 A 2-P2 L(6 A 1%1(3 1$6 3:O 2 3=7 3 P9 7%2 7 3:P :L(1 2 O 2 37 3 7 A M 1 2 1&%6 1 PO 1 O 6 P MO 5%A 7 O 2 3)O&3%7 A 1 O 7 O P 9 A (L 3 O 2 3 9 1 O L 3 O 7 3 PO 5*+,2 3)5 2 3 7 B0 5*%7 3 4%:7 6 1 7 A 2 O M O 1 O1 5&1O 5 7
4、 OO 5%2 1 3&7 M%L7%7)A*%7 3 4%:7 6 1 7 A 2 O M%A 7 O 2 3 1 5 2($%L*+,O%7 A 1 O 7 O P 9 A (L 3 O2 3 9 1 O L 3 O B 0 5 4 3%7 A 2-P 2 L(6 A 1%1(3 1 7 3 P 9 7%2 7 3:P :L(1 2 O 2 37 3 7 A M 1 2 12 3 P 2:7 O O 5 7 OO 5 2 L(7:O$O 5*+,3%7 A 1 O 7 O P 9 A (L 3 O 2 3 9 1 O L 3 O 2 1 L6:5A 7%4%O 5 7 3O 5 7 O$%
5、7 A 1 O 7 O 2 3 9 1 O L 3 O 3O 5*+,B0 5%$%=O 5%1 6 A O 11 5&O 5 7 O*+,1 O%3 4 A M7$:O 1%7 A 1 O 7 O P 9 A (L 3 O2 3 9 1 O L 3 O7 3 PO 5*+,(3 O 5O%7 P 11 O%3 4 A M7$:OO 5 P 9 A (L 3 O$O 5%7 A 1 O 7 O 2 3 P 6 1 O%M B.T z_ Y a H%7 A 1 O 7 O P 9 A (L 3 O2 3 9 1 O L 3 O/*+,/*%7 3 4%:7 6 1 7 A 2 O MO 1 O/
6、4 3%7 A 2-P2 L(6 A 1%1(3 1$6 3:O 2 3/9 7%2 7 3:P I年东南亚金融危机后=如何保证房地产业和宏观经济发展的良性互动日益受到关注1$2J其中一个重要问题就是研究当前阶段=房地产开发投资和*+,之间到底存在一个什么样的互动关系J本文通过*%7 3 4%因果检验3脉冲响应函数和方差分解等计量经济学工具=对当前中国房地产开发投资和*+,之间的互动关系进行实证研究J基础方法与数据 B E V Z w T 因果关系检验*%7 3 4%首先提出因果关系的计量经济学定义H如果4能用于估计另一个变量5=就可以认为4可以*%7 3 4%引起51*2J对于变量5和4的平
7、稳序列=若变量5和4之间不存在着协整关系=直接使用向量自回归?R6-9 :O%7 6 O&%4%1 1 2 9 .模型来检验*%7 3 4%因果关系/若两者之间存在协整关系=则 要 使 用 向 量 误 差 修 正?K)-9 :O%:%:O 2 3.模 型 来 检 验 两 者 的*%7 3 4%因 果 关系1+2J只有当检验结果对滞后长度具有较低的敏感性时=所得的关于*%7 3 4%因果检验的结论才有较高的可信度=所以检验时一般需要选择不同的滞后阶数进行检验=以考察检验结果的敏感性1(2J B 7脉冲响应函数在向量自回归模型中=某一变量8时刻发生扰动后=通过变量之间的动态联系=对8时刻以后的各
8、万方数据变量将产生一连串的连锁变动效应!脉冲响应函数可以描述系统对于单位冲击的动态反应判断变量间存在的互动关系!将#$%模型改写成向量移动平均模型即&()*+*,-+.-*,/+./*0()*123(4,3+.3其中53为系数矩阵3(-/0 2含义为6&*76+8(,7!系数矩阵57的第3行9第:列元素6;3 *76 和惟一一个主对角线元素为正的全对角矩阵?使得=(?8(?-/?-/8(A A 8!利用这个分解可以将原误差向量+变成标准的向量白噪声B即&()*123(4,3+.3()*123(4C,3A D C A.-+.3D()*123(4C,3A D B.3E53A的第3行第:列元素表示系
9、统中第3个变量对第:个变量的一个标准误差的正交化冲击的3期脉冲响应!由此可计算出系统中一个变量对另一个变量的脉冲响应函数比较其不同滞后期的脉冲响应可以判断不同变量受到冲击效果的大小!一般的脉冲响应函数的缺点在于#$%模型中变量顺序的不同会导致分析结果出现较大的差异!利用广义脉冲响应函数分析得到的结果跟#$%模型中变量的顺序无关F G H!如果变量之间存在着协整关系应当使用#I J模型来进行脉冲响应分析!K E L方差分解方差分解是将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所做的贡献F M H!考察#$%系统中任意一个内生变量的预测均方误差的分解N#O PF&*7.Q C&*7R&.-&./0D
10、 H(+*7*,-+*7.-*,/+*7./*0*,7.-+*-其均方误差ST IC UV O WX Y Z O P V V P P P D为ST I(=*,-=,8-*0*,7.-=,87.-(A A 8*,-A A 8,8-*0*,7.-A A,87.-(1:(-C A:A8:*,-A:A8:,8-*0*,7.-A:A8:,87.-D 其中A:是矩阵A的第:列向量括号内的表达式表示第:个正交化冲击对7步预测均方误差的贡献!因此可以将任意一个内生变量的预测均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献计算出每一个变量冲击的相对重要性!通过比较不同变量贡献百分比的大小就可以估计出各变量效应的大
11、小根据贡献百分比随时间的变化可以确定一个变量对另一个变量的作用时滞!如果变量间存在着协整关系则需要使用#I J模型来进行方差分解分析!K E _基础数据研 究所选取的数据均来自历年中国统计年鉴a 房地产开发投资C%I b c#D和d e f的时间序列跨 度 均 为-g h M i/4 4/年分 别 使 用J f b指 数 和d e f缩减指数进行了修正!如图-所示这/个变量取自然对数后的序列并非稳定序列!表-显示两者均为/阶单整!这些变量都是/阶单整的主要原因在于中国自/4世纪h 4年代始宏观经济一直处于高速增长期房地产业也得到了快速的发展!图K K j k l im n n m年中国房地产开
12、发投资与o p q的走势数据来源N中国统计年鉴!表K q r s t t s u v w q x y y z 单整检验变量单位取自然对数后单整检验显著性|-4 4%I b c#亿元 C/D-d e f亿元 C/DGm房地产开发投资与o p q的互动关系m E K!#$与o p q之间 的o y%&x y因 果 关 系检验%I b c#和d e f这两个变量取自然对数后都M4/-清 华 大 学 学 报C自 然 科 学 版D/4 4 C g D 万方数据是!阶单整序列因此取一阶差分后进行#$%&()协整检验结果如表!所示*鉴于这两个变量之间存在着协整关系需要建立+,-模型进行./&0)/因果检验并
13、选择不同的滞后阶数以考察检验结果的敏感性结果如表1所示*以2 3 2 4为 临 界 概 率 值基 于+,-模 型 的./&0)/因果检验的结论表明5.6 7对8,9:+存在着显著可信的单向因果关系也就是说研究.6 7的波动有助于对8,9:+的波动进行预测反之则不成立*表;?与A B C的协整关系检验变量模型形式滞后阶数协整关系个数6D 8,9:+E6D .6 7截距无趋势14表F?与A B C的A G H I J K G因果检验L基于=M模型N变量组零假设O!检验滞后阶数P4滞后阶数P!滞后阶数P16D 8,9:+E6D .6 76D .6 7不是6D 8,9:+的./&0)/原因6D 8,9
14、:+不是6D .6 7的./&0)/原因2 3 2 22 3 Q!2 3 2 22 3 1 R2 3 2 22 3 S 2;3;?与A B C之间的广义脉冲响应分析由于8,9:+和.6 7一阶差分后的序列之间存在着协整关系因此进行脉冲响应函分析的前提是建立+,-模型*根据T9-最小原则建立滞后为!U不带有常数向量的两变量+,-模型如表V所示*可以看到误差修正项与两个变量各滞后项的组合对于8,9:+的解释能力较强而对于.6 7的解释能力较弱说明8,9:+在很大程度上取决于人们对于经济增长的期望以及前期8,9:+.6 7的增长则不能仅用8,9:+和前期.6 7的增长来解释*为了详细分析8,9:+和
15、.6 7之间的互动关系对.6 7和8,9:+对于4个标准新生信息的广义脉冲响应利用表V中的+,-模型分别进行计算和分析*表W?与A B C的=M模型被解释变量,-X6!.6 7Y E46!.6 7Y E!6!8,9:+Y E46!8,9:+Y Z!T 3!6!D.6 7Y2 3 2 2 VL 2 3 2!S N2 3 4 L 2 3 Q 2 NE2 3 Q _L E4 3 _!N2 3 2 1L 4 3 1 1 N2 3 2 4L 2 3 Q Q N2 3 V 26!D 8,9:+YE_ 3!2L E_ 3 S 4 N4 4 3!1L Q 3 V 4 N_ 3 S QL!3!2 NE2 3 4
16、 2L E2 3 4 NE2 3 2 VL E2 3 1 1 N2 3 S 注54 N,-X为 误 差 修 正 项,-XP 6.6 7Y E4 2 3!4 6 8,9:+Y E4E2 3 4 1 Q a!N括号中为b检验量的值a1 NT 3!为调整后的拟合优度的平方*图!U图1纵 轴 上 的c值 分 别 表 示.6 7和8,9:+对4个标准新生信息的脉冲响应*图!显示.6 7本身对.6 7标准新生信息的脉冲响应在第!年达到最大值!3 2 4 d随后快速下降到第_年降至2 3 Q d其后基本维持在2 3 2 4 d的水平a.6 7对8,9:+标准新生信息的脉冲响应整个走势与.6 7对本身标准新生
17、信息的脉冲响应特性相似在第!年达到最大值2 3 R S d随后快速下降第V年影响基本消失达到最低点2 3 4 _ d其后维持在2 3 1 _ d左右*图1中8,9:+通过上述房地产对自身产生的标准新生信息的脉冲响应在第4年就达到最大值4 2 3!d第!年即迅速降至4 3 4 S d随后基本维持在E4 3 2 d左右a8,9:+对.6 7的标准新生信息的脉冲响应在第!年达到正的最大值R 3 2 d第1年降至4 3 _ d第V年降至负的最小值E4!3 Q d随后保持在E_ d左右*图F?对e个标准新生信息的脉冲响应图;A B C对e个标准新生信息的脉冲响应通过上述房地产开发投资和.6 7新生信息对
18、系统的脉冲响应分别进行的分析可以得到两点基本结论5一是房地产开发投资对标准新生信息的脉冲响应要远远大于.6 7 a二是房地产开发投资对2!4沈悦等5中国房地产开发投资与.6 7的互动关系 万方数据!#标准新生信息的脉冲响应波动性比较大$以上结论说明房地产开发投资的走向对!#的变化更加敏感%受!#的影响远远大于!#对房地产开发投资的影响$&()*+,-与./0之间的预测均方误差分解由于预测均方误差分解对变量的顺序比较敏感%因此分别变换!#和1 2 3 45的顺序%利用表6中的52 7模型进行两者的预测均方误差分解$如表8所示%按照先!#9后1 2 3 45的 顺 序 进 行!#的预测均方误差分解
19、%到第:;年时!#本身的贡献高达%1 2 3 45的贡献只占;?;1 2 3 45的预测均方误差分解中%!#的贡献高达?;:%1 2 3 45自身的贡献为:?$如果按照先1 2 3 459后!#的顺序进行预测均方误差分解%在!#的 预 测 均 方 误 差 分 解 中%第:;年 时!#自身的贡献为?A B?%而1 2 3 45的贡献比例是:B A=1 2 3 45的预测均方误差分解中%!#的 贡 献 为B 8 8%1 2 3 45本 身 的 贡 献 为A 6 6:$预测均方误差分解的分析验证了脉冲响应分析的结论C!#对1 2 3 45的影响要远大于后者对前者的影响$表D预测均方误差分解E F G
20、!#H 1 2 3 451 2 3 45H!#!#I J1 2 3 45I J!#I J1 2 3 45I JK L!#K L 1 2 3 45K L!#K L 1 2 3 45K L!#K L 1 2 3 45K L!#K L 1 2 3 45:;:=B 8?M A 8?M A 8:=B 8;:;=?6:B6 6=8;8?;B:;66 6 :88 8?8A?M:A6?=?8:M=?;M M:=A6=:?8 M?=6?=:?M;=;?:B B:?A 68 B;6;6;8?;:=;M B?6=A :B?=A:M M MB:8 A?6:B?M:AM?=8=:M 8?=M:M =B A :8A B?
21、8M?:;=M?8;=:8;?A ;M:B AB A M:A B =?;M;AM?8=:6:?A =:B M B A AA B ;M :6;?BM ;6=;B?A 6:B 8 B 6 8 BA 8 6 6:;=;?;?;:?A B?:B A=B 8 8 A 6 6:(小结本文使用!N G L O P N因果检验9广义脉冲响应分析和预测均方误差分解这A个计量经济学工具%对中国房地产开发投资和!#的互动关系进行了研究$!N G L O P N因果关系的分析显示%!#对房地产开发投资存在单向的显著可信的!N G L O P N因果关系%即研究!#的波动性有助于预测房地产开发投资的走势%反之则不成立$
22、从脉冲响应的大小和预测均方误差的贡献百分比来看%房地产开发投资对!#脉冲的响应远远大于后者对房地产开发投资脉冲的响应%无论是房地产开发投资还是!#的预测均方误差分解%!#的贡献都占主导地位$以上结果表明%!#对于房地产开发投资有着显著的单向作用%当前!#的走势对于房地产业的发展有着决定性的影响%根据!#的波动性可以很好的预测房地产开发投资的走势$!#的波动会引起房地产开发投资更加剧烈的波动%一旦!#出现下滑趋势%将给房地产开发投资带来巨大的负面影响而!#的持续上涨%会给房地产开发投资的增加带来持续的信心$参考文献I)Q R Q S Q T U Q V JW:X YZ O K P 1 P G K
23、 P _ G PG L a b Pc_ G Ld N _ _W X ef g h i j kl m f j f ni m h%=;:%o p%:=:B:W=X!N G L O P N 7q 3 L r P _ O G L Od G Z _ G K N P K G s L _ t P d s L s uP N dus a P K _G L ad N s _ _ H _ v P d N G K uP b s a _ W X l m f j f nw E x i m y%:B%(zI A J C6=6 6 A?W A X 2 L O K P 1%!N G L O P N7 q 7 s H L P O
24、 N G s L G L a P N N s Nd s N N P d s L C 1 P v N P _ P L G s L%P _ uG s L%G L a P _ L O W X l m f j f nw E x i m y%:?M%D DI=J C=8:=M B W 6 X P O P2|%#P G N d P b Pd G Z _ G KN P K G s L _ b vt P !P P Lus L P G L a L d s uP C s uPd G r P G _#s N uP_ P N P _G L G K _ _W X$%w&w i w(f)l m f j f ni m h*
25、+E y E i h E i m h%:M%,oI 6 J C8=:8 A A W 8 X#P _ G N G L-%b L.!P L P N G K /P a uv Z K _ PN P _ v s L _ PG L G K _ _ LK L P G NuZ K r G N G Pus a P K _W X l m f j f ni m h0 w E E w x h%:?%D 1 I:J C:M=W B X G uP _-uP P N P _ cL G K _ _ W X#N L d P s L C#N L d P s L2L r P N _#N P _ _%:6?;=:清 华 大 学 学
26、报I自 然 科 学 版J=;6%6 6 I J 万方数据中国房地产开发投资与GDP的互动关系中国房地产开发投资与GDP的互动关系作者：沈悦，刘洪玉作者单位：清华大学,建设管理系,北京,100084刊名：清华大学学报(自然科学版)英文刊名：JOURNAL OF TSINGHUA UNIVERSITY(SCIENCE AND TECHNOLOGY)年，卷(期)：2004，44(9)引用次数：12次 参考文献(6条)参考文献(6条)1.Quigley J M Real estate and the Asian crisis 20012.Granger C W J Investigating caus
27、al relations by econometric models and cross-spectral methods1969(03)3.Engle R F.Granger C W J Co-integration and error correction:Representation,estimation,andtesting 1987(02)4.Feige E L.Pearce D K The causal relationship between money and income:Some caveats for timeseries analysis 1979(04)5.Pesar
28、an H H.Shin Y Generalized impulse response analysis in linear multivariate models 1998(01)6.James D H Time Series Analysis 1994 相似文献(10条)相似文献(10条)1.期刊论文 王恒友.沈璐 天津市房地产开发投资与GDP的格兰杰因果关系检验分析-网络财富2009,(24)本文运用协整理论和Eviews软件,利用2002年至2008年的天津市季度数据进行实证分析,结果表明房地产开发投资与GDp之间在一定的滞后期中互为因果关系.2.期刊论文 刘胜群.蔡晓丽.Liu She
29、ngqun.Cai Xiaoli 江西省房地产开发投资对其经济增长的影响-科技广场2009,(4)自1998年停止住房实物分配以来,江西省房地产业在良好的氛围下迅速发展,房地产开发投资在固定资产投资中的比重波动上升.房地产开发投资对江西省国民经济增长的贡献不可小觑,本文采用实证分析的方法,建立粗略的房地产开发投资与GDP回归模型来分析房地产对国民经济的影响.3.学位论文 王宝伟 我国商业银行流动性过剩根源分析 2007 商业银行流动性过剩问题当前备受关注，引起了广泛的讨论，逐渐成为了一个热点问题。根据国际上商业银行的流动性、安全性、收益性三性原则，当前我国商业银行出现的流动性过剩可能与这个原则
30、有相悖之处。当商业银行出现流动性过剩时，不仅银行业本身面临赢利下降，对于整个金融体系和宏观经济的安全运行都有着很大的影响。但国内关于流动性过剩的研究主要集中分析流动性过剩的概念、表象、产生的原因、导致的危害、减缓的办法。而对于流动性过剩的根源分析甚少。本文在此基础上进行了深入分析并指出商业银行流动性过剩增加的根源是国内银行贷款在房地产开发投资资金来源中所占比例减少，并建立模型进行了实证分析。最后提出了自己的建议。本文坚持以马克思辩证唯物主义和历史唯物主义为基本指导思想，同时在现有文献中汲取一些有益的理论、思想、观点作为补充。在研究方法上，本文具体采取了：规范分析与实证分析相结合；归纳总结与逻辑
31、推理相结合；宏观分析与微观分析相结合。本文共分为五个部分：第一章是商业银行流动性过剩研究现状，对国内和国外的研究成果进行了总结。本文要研究的主要集中于流动性过剩的根源，所以这部分只对流动性过剩的表象和产生的原因进行了综述。第二章是商业银行流动性过剩概念的界定。本部分在总结了现有文献的基础上，发现从狭义的流动性概念方面所作的研究很少，出于减少分歧的考虑，于是本文采用狭义流动性概念，一方面可以对流动性根源进行发掘，另一方面也便于实证，并对实证结果经济意义的解释。第三章是商业银行流动性过剩根源分析。这一部分是本文的核心部分。在总结了现有文献的基础上，结合所界定的商业银行流动性过剩概念，对商业银行流动
32、性过剩进行了考察，由于商业银行非意愿流动性过剩，流动性过剩会在实体经济的发展中得到反映。首先应对实体经济进行考察，发现中国近几年来的飞速发展，主要归因于投资的增长。在投资中，尤其在固定资产投资中，房地产开发投资最受关注，那么考察在房地产开发投资资金来源中的国内银行贷款所占比例，就会发现流动性过剩与国内银行贷款在房地产开发投资资金来源中所占比例的变化呈负相关关系。接着，在货币市场对本文判定的流动性过剩的根源-国内银行贷款在房地产开发投资资金来源中所占比例进行验证。第四章是实证分析部分，在考察了现有文献的基础上指出现有文献所作的实证研究比较粗燥，主要在于流动性过剩量化指标的选取，一是有的不符合流动
33、性过剩的概念，二是指标选取的不同，得出的结论相互排斥。本文通过建立VAR模型，检验了国内银行贷款在房地产开发投资资金来源中所占比例与流动性过剩的协整关系，并用响应函数和方差分解的方法验证了国内银行贷款在房地产开发投资资金来源中所占比例对流动性过剩的影响方向及其程度。最后进行了Granger因果检验，得出国内银行贷款在房地产开发投资资金来源中所占比例是引起流动性过剩的原因。第五章是结论及对策部分，针对银行贷款在房地产开发投资资金来源中所占比例左右着流动性过剩，本文从两个角度出发，一是从产品市场来看，我国经济过快发展，尤其是房地产投资对国民经济的发展具有强大的拉动作用，致使通货膨胀不断上升，这样不
34、利于经济的长期发展，因此我国当局必须不断加强对房地产行业的宏观调控。二是从货币市场来看，我国目前处于流动性陷阱的底部，为了不使这些流动性过剩产生更大的通货膨胀压力，以使我国国民经济健康发展，货币当局应不断把这部分流动性过剩吸收掉，最有效的办法是提高法定存款准备金率。本文主要的贡献在于：1采用狭义流动性概念进行研究。从狭义的流动性概念方面所作的研究很少，并且具有减少分歧的优势，于是本文采用狭义流动性概念进行研究，一方面可以对流动性根源进行发掘，另一方面也便于实证，便于对实证结果经济意义的解释。2指出了流动性过剩的根源房地产开发投资资金来源中的国内银行贷款所占比例减少，通过这个工具变量显示出很多东
35、西便于进一步分析。4.期刊论文 丁胜兵 西安市房地产开发投资对GDP的贡献研究-网络财富2009,(10)房地产开发投资对于GDP具有重要的拉动作用,为保持房地产业与国民经济的协调健康发展,确定房地产开发投资的合理规模至关重要.5.学位论文 王英 上海市房地产与宏观经济计量经济模型构建 2009 作为国民经济的重要产业之一，房地产对我国宏观经济具有重要影响，同时宏观经济又影响着房地产行业的发展。2000年，房地产是我国经济增长的重要推动力，由此开始了我国经济复苏与繁荣。之后，经历了经济快速增长、房地产几近疯狂式发展，在2008年，我国进入宏观调控微妙时刻，此时遇到不断蔓延的全球金融危机。200
36、8年是我国经济形势发生转折的重要一年，也是房地产行业发生逆转的重要时段。2007年中央经济工作会议明确提出，2008年实施稳健的财政政策和从紧的货币政策；2008下半年，国际经济形势突变，中央宏观调控政策再次改弦易辙，开始实施积极的财政政策和适度宽松的货币政策。在新的形势下，把握房地产与宏观经济之间的关系尤为重要。论文分析了上海开埠至2007年长达165年的房地产发展历史沿革。1987年之后，随着住宅管理体制的完善和住房制度改革，房地产的市场化机制逐渐建立和完善。分析了上海市宏观经济因素，主要包括国内生产总值(GDP)、固定资产投资、可支配收入、利率、居民消费价格指数和股价指数，对房地产价格指
37、数与股价指数的关系进行了定性分析。房地产开发投资与GDP的关系研究是房地产与宏观经济关系研究的重要方面。投资是拉动GDP的“三驾马车”之一，且房地产关联产业众多，产业链长，除了房地产开发投资对GDP的直接贡献，其间接贡献和引致消费贡献巨大。运用单位根检验、协整检验和Granger因果检验对上海市房地产开发投资和GDP的关系进行分析，GDP是房地产开发投资的Granger原因，表明GDP对房地产具有重要影响。为分析房地产开发投资对GDP的影响，建立了两者之间违背经典假设的回归模型，结果显示，房地产开发投资每变动1个单位，GDP变动7.324个单位。选择多个房地产指标、多个宏观经济指标，分别进行主
38、成分分析，得到房地产综合指标、宏观经济综合指标，再对两个综合指标进行回归分析，得出，房地产综合指标变动1个单位，宏观经济综合指标变动1.058个单位。在模型分析讨论的基础上，对上海市房地产发展趋势进行分析和讨论。6.期刊论文 杨井贺.刘朝马.潘鹏 浙江房地产开发投资与GDP增长的关系分析-现代商业2007,(17)本文简要介绍房地产开发投资与GDP关系的研究方法,并通过近十年来浙江省房地产开发投资对GDP增长的贡献和贡献率进行分析,以反映房地产市场发育程度及经济增长的稳定性和风险性.7.学位论文 马林东 基于VAR和SHTO的杭州市房地产开发投资与城市经济互动关系的研究 2009 城市经济的发
39、展与房地产业的相关发展存在一定的关系，而作为房地产业重要方面的房地产开发投资又因为具有双重身份，因此系统和完整的研究房地产开发投资与城市经济的互动关系具有重大意义。加之国内在研究房地产开发投资与经济发展的关系时更多的集中于与整个中国大陆或者大区域(如分为东部和西部等)，但是房地产市场是典型的地域市场，每个地方的城市情况有较大的区别，而国内具体到某一个城市房地产开发投资与城市经济相互关系的研究较少。基于以上情况，本论文主要采用VAR&VEC模型下的Granger因果关系的检验、Johansen协整检验、脉冲响应分析和预测均方误差分解，以及作为长期检验房地产开发投资与地区生产总值之间的比值来确定房
40、地产开发投资所处的发展阶段和未来发展趋势的SHTO理论值等相关计量方法的运用，并得出相关结论。房地产开发投资与城市经济的各项指标的因果关系的检验得出房地产开发投资与GDP存在显著的双向因果关系，与其它几个变量的因果检验中也存在一定的因果关系；在进行脉冲响应分析中发现房地产开发投资与各指标变量的时滞存在区别；在与其进行方差分解中发现，各变量的贡献率也存在较大的区别，特别是房地产开发投资与居民消费价格指数存在较大单向脉冲和贡献率的关系；在研究房地产开发投资与房价的关系时，得出房价对于房地产开发投资在第二年就几乎为零。而房地产开发投资对房价则存在较大的长期影响；在运用SHTO理论值的相关原理时，得出
41、杭州市的房地产开发投资已经进入下降通道，即房地产开发投资在城市发展中的贡献度正在逐步减弱，但是这期间有一个较长的时间。说明杭州市的房地产开发投资必须明确认识，不能改变大趋势，结合实际情况，做好各项措施，而且必须避免房地产开发投资的大起大落，因为这将严重影响城市经济的稳定发展；相关研究中还发现杭州市的房价存在一定的虚高和房地产企业的利润率相对呈现增长的趋势而且较高，并且职工等在分享社会发展财富时，严重偏低。这一切都不利于城市吸引留住人才，从而对经济长久健康稳定发展十分不利，政府必须采取相关有效措施。关键词：房地产开发投资，城市经济，杭州市，SHTO，VAR&VEC8.期刊论文 郑智峰.吴洋滨 广
42、西房地产开发投资对广西经济增长实证分析-沿海企业与科技2006,(9)文章选取19902005年广西房地产开发投资与GDP的时间序列资料,描绘了广西房地产开发投资、CDP的发展走势,并对房地产业与GDP的关系作了相关的分析,并实际测算了房地产开发投资对广西经济增长的贡献程度,分析得出房地产开发投资对广西的经济增长起到了较大的推动作用.同时发现房地产业的波动对广西整体经济的影响较大.并指出基于现阶段出现的房地产投资过快,部分地区存在一定泡沫以及房地产行业在广西发展尚不成熟的条件下,广西的经济发展不能过度依赖房地产业扩张,而选择合理的产业结构,大力发展工业才是保持广西经济可持续发展的根本.9.期刊
43、论文 韩芳 基于投资视角的新疆房地产业与国民经济动态关系研究-新疆农业大学学报2010,33(2)采用面板数据的变系数模型和向量自回归模型的脉冲响应函数分析方法,对新疆房地产开发投资与国民经济和社会发展之间的互动关系进行了研究,认为新疆经济结构特点决定了GDP对房地产开发投资的带动效应总体偏低,宏观利率政策失效,信贷规模对房地产投资影响很弱,城市化是影响新疆房地产开发投资的重要动力;房地产开发投资对新疆国民经济的影响持久稳定,对25 a内扩大就业人数和提高居民住房面积效果显著,应激活存量市场,并注意调整市场的供需结构.10.期刊论文 李明.李志勇 房地产业与国民经济:基于深圳与成都的实证研究-
44、生产力研究2007,(20)文章以深圳与成都的时序数据为依据,运用葛兰杰(Granger)检验模型对房地产开发投资增长率与GDP增长率之间的关系进行分析,发现二者在变动趋势上已出现一定程度的背离.在此基础上,文章得出相应的结论.引证文献(13条)引证文献(13条)1.孙亚范.宋佳 江苏房地产投资对经济增长影响的实证分析期刊论文-经济研究导刊 2009(25)2.邓宏乾.陈峰 我国房地产开发投资的波动效应检验期刊论文-统计与决策 2008(22)3.朱仁友.陈静思 房地产业FDI与GDP相关性检验及互动分析期刊论文-广西大学学报(哲学社会科学版)2008(3)4.蒲艳萍.张顺心 房地产投资与经济
45、增长关系研究基于厦门的个案分析期刊论文-现代经济（现代物业下半月刊）2007(7)5.位志宇.杨忠直.王爱民 房地产价格与宏观经济基本面研究的新视角期刊论文-系统管理学报 2007(5)6.李倩.张飞涟 房地产开发商与地产中介的博弈分析期刊论文-长沙铁道学院学报(社会科学版)2007(2)7.申健 天津房地产市场现状及前景研究学位论文硕士 20068.孔凡文.刘宁.娄春媛子 房地产业与相关产业关联度分析期刊论文-沈阳建筑大学学报（自然科学版）2005(3)9.叶舟 中国民航发展与经济增长关系的统计研究学位论文硕士 200510.董智勇 深圳住宅价格影响因素实证研究学位论文硕士 200511.梁荣 中国房地产业发展规模与国民经济总量关系研究基于我国房地产发展“倒U曲线”时期学位论文博士 200512.陈锦存 房地产泡沫研究理论、检测及对上海市的实证分析学位论文硕士 200513.郝国彩.云雪 房地产投资影响山东经济增长的实证分析期刊论文-山东财政学院学报 2009(6)本文链接：http:/