444 西安建筑科技大学学报 ( 自然科学版 ) 第 48 卷 1 资源型城市房地产业和主导产业评价体系 1.1 房地产业评价指标的选取资源型城市房地产发展水平指标的选取和构建是借鉴了中国房地产业指标体系建立的理论分析与实证研究 [4] 等相关文献的基础上结合资源型城市发展的区域性特点, 建立了房

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闵札葛
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1 第 48 卷第 3 期西安建筑科技大学学报 ( 自然科学版 ) Vol.48 No 年 6 月 J. Xi'an Univ. of Arch. & Tech. (Naural Science Ediion) Jun. 016 DOI: /j 资源型城市房地产业与主导产业发展关系的动态计量研究以榆林市为例罗福周, 陈良 ( 西安建筑科技大学管理学院, 陕西西安 ) 摘要 : 资源型城市的房地产业与主导产业一样都是区域经济发展的重要支柱, 以榆林市房地产业和煤炭产业为例进行实证分析. 首先构建房地产发展水平的评价指标体系, 采用主成分分析法和熵值法客观的测度房地产发展水平, 同时选取煤炭价格指标代表煤炭产业景气水平. 运用动态计量经济学中的单位根平稳性检验协整性分析误差修正模型以及 Granger 因果检验方法, 探索房地产业与煤炭产业之间的发展关系, 得出房地产业发展水平和煤炭产业景气水平之间存在着长期均衡关系, 而且煤炭产业是房地产业发展水平的 Granger 原因, 房地产业也是煤炭产业景气水平的 Granger 原因. 关键词 : 资源型城市 ; 主导产业 ; 动态计量中图分类号 :F93.3 文献标志码 :A 文章编号 : (016) Dynamic economeric analysis on he relaion beween he real esae indusry and leading indusry in resource-based ciies LUO Fuzhou, CHEN Liang ( School of Managemen, Xi'an Univ. of Arch. & Tech., Xi'an , China ) Absrac: Leading indusry and real esae indusry are he imoran indusries of he regional economic develomen in he resource-based ciies. The aer akes real esae indusry and coal indusry in Yulin as an examle for he emirical analysis. This is done, firs by building he evaluaion index sysem of real esae develomen level, using he rincial comonen analysis (PCA) and enroy mehod o measure real esae develomen level objecively. A he same ime, coal rice index is seleced o reresen coal indusry develomen level. Then, he dynamic economerics uni roo sabiliy es, co-inegraion analysis, error correcion model and Granger causaliy es mehod are used o exlore he relaionshi beween he real esae indusry and he coal indusry. Therefore, deducing a conclusion ha beween coal indusry develomen level and real esae indusry develomen level here exis a long-erm equilibrium relaionshi, as he coal indusry is he Granger cause of he real esae indusry develomen level, and real esae indusry is in urn he Granger reason of he coal indusry develomen level. Key words: resource-based ciy; leading indusry; dynamic economeric analysis 在依托丰富资源优势大力发展资源产业的同时, 房地产业也得到了快速发展. 近几年, 在经济新常态下, 随着主导产业链的发展而资源不可再生因素的限制对以煤炭产业为主导的资源型城市带来了严重冲击, 主导产业发生转型, 资源型城市区域经济下滑 ; 而房地产业作为城市经济发展的支柱产业, 同样也受到很大的影响, 给房地产市场带来很大的风险. 经济学家郎咸平认为 : 目前我国房地产市场正在经历历史性拐点, 而不是周期性波动, 原因是住宅市场已经不再是房地产企业投资的主力, 过了高峰期, 所以下一步应该用时间换空间, 争取房地产市场投资软着陆 [1]. 从区域经济来看, 013 年经济师阴忠鹏曾对神木模式的危情进行探析, 分析了从神木模式到神木危机的过程 [] ;01 年秦远建研究了我国煤炭价格与经济增长之间的关系, 提出了乡镇煤炭企业必须在产业转型中发挥积极主观能动性, 从可持续发展视角推进企业产业转型的意见 [3]. 这些研究成果大多是研究者从全国范围或者一些典型的一二线城市的层面来研究房地产风险, 以资源型城市房地产业作为样本来研究比较少见. 由于资源型城市的主导产业对资源型城市经济的影响显著, 从而会影响到作为城市经济支柱性产业之一的房地产业, 所以本文通过动态计量经济学中的方法对榆林市房地产业和煤炭产业进行定性和定量的分析, 为进一步找到资源型城市房地产业和主导产业之间动态关系的着力点起到启示与参考作用. 收稿日期 : 修改稿日期 : 基金项目 : 住房城乡建设部 015 年科学项目计划 (015-R4-005) 作者简介 : 罗福周 (1963-), 男, 教授, 研究方向为建筑经济与房地产管理. luofz@163.com.

2 444 西安建筑科技大学学报 ( 自然科学版 ) 第 48 卷 1 资源型城市房地产业和主导产业评价体系 1.1 房地产业评价指标的选取资源型城市房地产发展水平指标的选取和构建是借鉴了中国房地产业指标体系建立的理论分析与实证研究 [4] 等相关文献的基础上结合资源型城市发展的区域性特点, 建立了房地产发展评价指标体系, 具体见表 1. 表 1 房地产发展水平测度指标体系 Tab.1 The measure index sysem of real esae develomen level 总体层状态层指标名称资金状况单位房地开发面积及造价产业发展销售情况水平开发经营情况产业规模变量层本年完成投资额 C 1 本年新增固定资产 C 施工房屋面积 C 3 万 m 竣工房屋面积 C 4 万 m 竣工房屋价值 C 5 亿元竣工房屋造价 C 6 元 /m 销售面积 C 7 m 销售额 C 8 主营业务收入 C 9 商品房屋销售收入 C 10 开发公司个数 C 11 全部从业人数 C 1 实收资本总计 C 13 个人 1. 资源型城市主导产业指标的选取榆林市是以煤炭产业为主要资源产业的资源型城市, 对煤炭资源产业指标的选取, 通过阅读煤炭产业市场结构与市场绩效的关联度分析等相关文献 [5], 认为可以通过煤炭价格来反映榆林市煤炭产业的发展程度, 所以选取煤炭价格作为榆林市资源产业的指标. 1.3 建立房地产业发展水平的因子分析和主成分分析模型设 Y1 Y Ym 为衡量榆林市房地产发展水平的原始变量, C 1 C C 为衡量房地产发展水平的各项指标, 因子分析模型如下 : Y1 a11c1 a1c... a1c... Y a1c ac3 ac... Y a C a C... a C m m1 1 m m 通过 SPSS0.0 软件计算得出因子分析结果中各因子特征值和因子贡献率, 选择特征值大于 1 且方差贡献率累积值大于 85% 的主因子, 提取满足条件的前几个主因子, 得到旋转成分矩阵, 根据成分矩阵算出主因子相对应的特征变量 [6], 得到特征变量矩阵 F. F C C... C F C C... C 1 1 需要接下来确定每个因子的权重才能够得到数学表达式 : Y w1f1 wf. 1.4 熵值法确定每个主因子的权重数据标准化归一处理, 由于指标量纲, 数量级并不统一, 为此需要做标准化归一处理 [7], 对于 m 年个指标的原始数据矩阵为 C ( C) m, 标准化的矩阵为 R ( r) m, 其中对于正向指标, 指标越 c min( c) 大越好, 归一化公式为 : r max( c) min( c) ; 对于负向指标, 指标越小越好, 归一化公式为 : max( c) c r max( c ) min( c ), m ej k f ln f, 其中 i1 j1 f r r, k 1lnm, 则权重为 wj (1 ej) ( e ), 即得到每个主因子在表达式中的权重, j1 j 因此能够得到房地产发展水平的表达式 : Y w1f1 wf. 1.5 建立房地产业和煤炭产业发展关系模型 (1) ADF 单位根检验 : 在模型建立之前, 需要对房地产业发展水平和煤炭价格两个时间平稳性的 ADF 单位根检验, 只有房地产业发展水平序列和煤炭价格序列是同阶单整, 才能够进行接下来的协整检验. () 协整检验 : 协整检验有两种方法, 一种是基于回归残差的协整检验, 另一种是基于回归系数的完全信息协整检验 [8]. 本文选择第一种, 以 RDL 和 COP 分别代表房地产发展水平和煤炭价格. 第一步 : 需要对 RDL 和 COP 进行对数化处理, ln RDL 和 ln COP 是同阶单整序列, 即 ln RDL 和 ln COP 是平稳的, 用 OLS 法对回归方程 : ln RDL ln COP u 进行估计, 得到残差序列 e ln RDL( ln COP).

3 第 3 期罗福周, 等 : 资源型城市房地产业与主导产业发展关系的动态计量研究以榆林市为例 445 第二步 : 检验 e 的平稳性. 若 e 为平稳的, 则 ln RDL 和 ln COP 是协整的, 反之, 则不是协整的. 若 ln RDL 和 ln COP 不是协整的, 即残差 e 是非平稳的. 用协整回归所得的残差构造 DW 统计 ( e e 1) 量 : DW, 若 e 是随机的, 则 e e 1 e 的数学期望为 0, 故 DW 也应该接近于 0. 因此只需检验假设 : DW 0 是否成立, 若假设成立, e 为随机, ln RDL 和 ln COP 不存在协整, 反之则存在协整关系. (3) 误差修正模型 : 通过上述检验 ln RDL 和 ln COP 之间存在协整, 表明两者之间有长期均衡关系. 但从短期来看, 可能会出现失衡, 为了增强模型的精度, 建立误差修正模型把房地产发展水平的短期行为和长期变化联系起来, 误差修正模型结构如下 : lnrdl lncop e 1. 通过 Eviews 7. 软件计算最终得到误差修正模型结果. (4) Granger 因果检验 : 格兰杰因果关系检验是借助上述 OLS 模型来进行一组系数显著性检验, 原假设为房地产发展水平不是煤炭价格的格兰杰因果关系, 如果检验的概率 P 值小于设定的置信水平 ( 通常为 5%), 则原假设不成立, 即房地产发展水平是煤炭价格的格兰杰因果关系 ; 反之, 则两者之间不是因果关系 [9]. 榆林市房地产发展水平与煤炭产业之间关系的实证分析.1 数据的选取和模型的建立 (1) 通过查找历年陕西省统计年鉴和榆林市统计年鉴, 得到原始数据见表. 表榆林市房地产发展水平各指标原始数据 Tab. Raw daa of single indicaor of real esae in Yulin C C C C C C C C C C C C C () 通过 SPSS0.0 软件计算出榆林市房地产各因子贡献率, 见表 3. 表 3 特征值和贡献率 Tab.3 Characerisic value and conribuion rae 主成分特征值方差贡献率 /% 累计贡献率 /% 通过对上述表格分析, 前两个成分的特征值大于 1, 并且前两个因子的特征值之和占总特征值的 9.94%, 大于规定的 85%, 所以应该提取前两个主成分, 得到主成分得分系数矩阵, 根据主成分得分系数矩阵计算出两个主因子的特征向量矩阵见表 4. 表 4 主因子特征向量矩阵 Tab.4 The main facor characerisic vecor marix 主 C 1 C C 3 C 4 C 6 C 7 C 9 C 10 C 11 因子从特征向量矩阵可以得到主成分的计算公式如下 : F 0.07C 0.139C 0.1C 0.098C 0.168C C 0.156C 0.43C 0.017C F 0.161C 0.11C 0.117C 0.001C 0.01C C 0.143C 0.676C 0.183C

4 446 西安建筑科技大学学报 ( 自然科学版 ) 第 48 卷则综合评价函数为 Y w1f1 wf. (3) 运用熵值法算出主因子权重并计算出榆林市房地产发展水平综合得分. 表 5 主因子权重 Tab.5 The main facor weigh 主因子 E 熵信息效用值 d 权重 w F F 综合评价函数为 : Y F F 1 根据上述公式计算出榆林市房地产发展水平的综合得分, 见表 6. (4) 选取煤炭价格 COP 来代表煤炭产业景气水平, 见表 7. 表 6 榆林市房地产发展水平 (RDL) 综合得分 Tab.6 Real esae develomen level comrehensive score in Yulin RDL 表 7 榆林市煤炭价格 (COP) Tab.7 The rice of coal in Yulin 煤炭价格 /( 吨元 -1 ) 房地产业和煤炭产业发展关系检验分析 (1) 单位根检验 : 对各序列进行取自然对数变换, 得到 ln RDL 和 ln COP, 进行单位根检验. 表 8 ln RDL 与 ln COP 的 ADF 单位根检验 Tab.8 ADF Uni Roo Tes of ln RDL and ln COP 变量 ADF 统计值临界值检验形式结论 ln RDL (c,,1) 平稳 dln RDL (c,,1) 不平稳 d(ln RDL, ) (c,,1) 平稳 ln COP dln COP (c,,1) 不平稳 (c,,1) 不平稳 d(ln COP, ) (c,,1) 平稳注 :(c,, 1) 分别表示在 ADF 检验中是否由常数项时间趋势滞后阶数. 由表 8 可知, 时间序列 ln RDL 和 ln COP 经过二阶差分平稳了, 所以是二阶单整序列. () 协整检验根据前面的检验分析, 对该序列进行协整检验, 得到回归模型的 OLS 估计结果 : ln RDL ln COP 其中,=(.395 5, 1.488),R = ,DW=1.31, 将所得的回归方程所形成的新序列命名为 e, 则 e ln RDL ln COP 表 9 回归方程残差的 ADF 平稳性检验结果 Tab.9 Resul of ADF saionaliy es of regression equaions residuals 变量 ADF 统计量 5% 临界值检验形式结论 e (c,0,1) 平稳所以, 煤炭价格和房地产发展水平之间存在着长期均衡的关系. (3) 误差修正模型建立误差修正模型, 用 OLS 法进行估计得到回归模型的估计结果. 一阶差分 : dln RDL ln COP e 1 其中, = ( , , ),R =0.99, DW=.311, 榆林市煤炭价格的对数值变动 1%, 将会引起房地产发展水平的对数向反方向变动 %; 误差修正项, 即 e -1 项的系数反应了对偏离长期均衡的调整力度, 弹性为 0.46%, 即在 -1 时刻 ln RDL 小于其长期均衡值 3.834lnCOP 时,ln RDL 在此刻就做出相应正的修正, 因此,ln RDL 就在不断修正过程中发展, 由此可见, 榆林市房地产发展水平与煤炭价格之间存在协整关系. (4) Granger 因果检验在 Granger 因果关系检验结果表明, 在 5% 的显著性水平下, 根据得出的结果 : 假设 ln RDL 不是 ln COP 的 Granger 原因和 ln COP 不是 ln RDL 的 Granger 原因时,Prob 值都大于 5%; 相反,Prob 值都小于 5%, 所以房地产发展水平 (RDL) 是煤炭价格 (COP) 的 Granger 原因, 煤炭价格 (COP) 也是房地产发展水平 (RDL) 的 Granger 原因, 见下表 10.

5 第 3 期罗福周, 等 : 资源型城市房地产业与主导产业发展关系的动态计量研究以榆林市为例 447 表 10 ln RDL 与 ln COP 的 Granger 因果关系检验 Tab.10 Granger causaliy es of ln RDL and ln COP 滞后阶数为 3 结论零假设 F 统计量 Prob ln RDL 不是 ln COP 的 Granger 原因 ln COP 不是 ln RDL 的 Granger 原因构建榆林市房地产市场发展水平指标体系, 利用主成分分析法和熵值法相结合的方式更加客观地测度出榆林市房地产发展水平, 通过动态计量方法定量的计算出榆林市房地产发展水平和煤炭价格之间的关系, 得出房地产发展水平和煤炭价格之间存在着长期均衡关系, 且房地产发展水平是煤炭价格的 Granger 原因, 煤炭价格也是房地产发展水平的 Granger 原因, 以上数据和结论可以分析出榆林市房地产业和煤炭产业之间存在着长期的影响, 并且煤炭价格对房地产业发展水平的影响有一定的滞后性, 煤炭价格的波动幅度过大是造成房地产业市场风险形成的一个重要因素. 可以为榆林市预防因煤炭产业的波动而造成房地产泡沫的形成. 本文研究结果为进一步认清煤炭产业对榆林市房地产业的影响提供了定量的参考依据, 实现了对现有理论的深入和拓展, 达到了预期的研究目的. 希望本文能对分析资源型城市房地产业和主导产业起到一定的参考和借鉴作用. 参考文献 References [1] 郎咸平. 中国的逆城市化之殇 [J]. 城市住宅, 01, 6(): LANG Xianing. Enroy of couner urbanizaion of China[J]. Urban Residenial, 01, 6(): [] 阴忠鹏. 神木模式危情探析 [J]. 理论观察, 013, 88(10): YIN Zhongeng. The unsoable analysis of Shenmu Model [J]. Theory of Observaion, 013, 88(10): [3] 邱丹, 秦远建. 我国煤炭价格与经济增长关系的实证研究 [J]. 发展论坛, 01, 0(1): 4-6. QIU Dan, Qin Yuanjian. An emirical sudy of relaionshi beween he rice of coal and economic growh in China[J]. The develomen of BBS, 01, 0(1): 4-6. [4] 杨文武. 中国房地产业指标体系建立的理论分析与实证研究 [D]. 成都 : 四川大学, 003. YANG Wenwu. The oreical analysis and osiive sudy on esablishmen of index sysem of China's real esae indusry[d]. Chengdu: Sichuan Universiy, 003. [5] 李志强, 赵守艳, 尤会杰. 煤炭产业市场结构与市场绩效的关联度分析 [J]. 山西大学学报 ( 哲学社会科学版 ), 011, 4(1): LI Zhiqiang. ZHAO Shouyan. YOU Huie. An analysis of he correlaion degree beween marke srucure and marker erformance of coal indusry[j]. Journal of Shanxi Universiy(Philosohy and Social Science Ediion), 011, 4(1): [6] 童其慧. 主成分分析方法在指标综合评价中的应用 [J]. 数理统计, 00, 4(1): TONG Qihui. An alicaion of rincial comonen analysis mehod in he he index comrehensive evaluaion[j]. Mahemaical Saisics, 00, 4(1): [7] 袁晓玲, 方莹, 张宝山. 能源消费与城市化水平关系的动态计量分析 : 以关中城市群为例 [J]. 城市发展研究, 011, 18(3): YUAN Xiaoling, FANG Ying, ZHANG Baoshan. The dynamic economeric analysis of relaionshio beween he energy consumion and urbanizaion level: in he Guanzhong urban agglomeraion, for examle[j]. Urban Develomen Research, 011, 18(3): [8] 尹希果. 计量经济学 : 原理与操作 [M]. 重庆 : 重庆大学出版社, 009. YIN Xiguo. Economerics: Princile and oeraing[m]. Chong Qing: Chongqing uiversiy ress, 009. [9] WILLIAM C W. Real esae cycle: some fundamenals[j]. Real Esae Economics, 1999, 7(): ( 编辑桂智刚 )

4/09 4/15 4/21 4/25 5/07 5/13 5/19 5/23 5/29 6/04 6/10 6/16 6/20 6/26 7/02 7/08 第 2 期湖南人文科技学院大学生学报 2 由表 1 可知, 白银期货价格序列与现货价格

4/09 4/15 4/21 4/25 5/07 5/13 5/19 5/23 5/29 6/04 6/10 6/16 6/20 6/26 7/02 7/08 第 2 期湖南人文科技学院大学生学报 2 由表 1 可知, 白银期货价格序列与现货价格第 2 期湖南人文科技学院大学生学报 No.2 2015 年 3 月 Journal of College Sudens of Hunan Universiy of Huaniies, Science and Technology Mar.2015 白银期货与现货价格引导关系研究麦琼辉, 吴丽萍, 黄姿 ( 湖南人文科技学