城鎮(zhèn)非住宅房地產(chǎn)投資與相關(guān)行業(yè)固定資產(chǎn)投資研究(參考版)
2025-06-30 13:48本頁面
【正文】 參考文獻(xiàn)（References）: [1][M].北京大學(xué)出版社,2003,6.[2][C].人文地理,2001,12.[3][C].南京航空航天大學(xué)學(xué)報,2002,12.[4]簡德三,[M].上海財經(jīng)大學(xué)出版社,2003.[5][C].財貿(mào)經(jīng)濟(jì),2004,4:8187.[6][D].吉林大學(xué)博士學(xué)位論文,2007,10.[7]劉小鵬,米文寶,[C].寧夏大學(xué)學(xué)報,2005,6.[8]樊歡歡,[M].機(jī)械工業(yè)出版社,2009,6.[9]王國軍,[M].經(jīng)濟(jì)研究,2004.[10][M].中國人民大學(xué)出版社,2002. [11][M].機(jī)械工業(yè)出版社,2009,3. [12]薩繆爾森,諾斯,[M].海天出版社,2002,8.[13] (美) 丹尼斯?[M].經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社 ,2002,7.[14] (美),[M].上海人民出版社,1995.10 / 10。對于地區(qū)間的差異存在的原因，主要是由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同造成的，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)，交通倉儲郵政類基礎(chǔ)設(shè)施比較完善，對服務(wù)業(yè)尤其是零售餐飲業(yè)的需求較大，所以零售餐飲業(yè)固定資產(chǎn)投資對非住宅房地產(chǎn)投資的影響更大；中部地區(qū)發(fā)展相對均衡，兩指標(biāo)的系數(shù)接近；西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后，經(jīng)濟(jì)建設(shè)的重點是消除貧困，改善人們生活狀態(tài)，所以社會服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資對非住宅房地產(chǎn)投資的推動作用更大。其中，東部地區(qū)短期零售餐飲業(yè)固定資產(chǎn)投資的拉動作用最顯著。其中東部、中部、西部影響最大的指標(biāo)分別為餐飲零售業(yè)固定資產(chǎn)投資、交通倉儲郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資和社會服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資。（2）針對非住宅房地產(chǎn)開發(fā)投資來說，衛(wèi)生教育文化娛樂業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資指標(biāo)系數(shù)均不顯著，不存在明顯的相關(guān)性。ECM指標(biāo)顯示東部地區(qū)對長期均衡偏離的短期調(diào)整效應(yīng)最弱，%，中西部地區(qū)最強(qiáng)，%%。 從估計結(jié)果來看，短期內(nèi)除西部地區(qū)零售餐飲業(yè)投資系數(shù)呈負(fù)相關(guān)，其余地區(qū)交通倉儲郵政業(yè)投資、零售餐飲業(yè)投資、社會服務(wù)業(yè)投資對非住宅房地產(chǎn)投資都有拉動作用。通過長期波動發(fā)成生成誤差修正項，經(jīng)檢驗該序列是平穩(wěn)的，可以建立面板誤差修正模型： （式5）其中反映各解釋變量對被解釋變量的短期影響，而ECM為短期調(diào)整系數(shù)，反映本期對上一期偏離長期均衡狀態(tài)的調(diào)整幅度。（5）誤差修正模型上述長期波動方程估計結(jié)果揭示了交通倉儲郵政業(yè)投資、零售餐飲業(yè)投資和社會服務(wù)業(yè)投資與非住宅房地產(chǎn)投資之間的長期均衡關(guān)系，為非住宅房地產(chǎn)投資提供依據(jù)。西部地區(qū)是交通倉儲郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資和社會服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資兩指標(biāo)的系數(shù)顯著，其中社會服務(wù)業(yè)投資的影響更大。從表中可知，東部地區(qū)交通倉儲郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資額、零售餐飲業(yè)固定資產(chǎn)投資額兩指標(biāo)的系數(shù)均顯著且呈正值，說明這兩個行業(yè)的固定資產(chǎn)投資對于非住宅房地產(chǎn)的投資有拉動作用，其中零售餐飲業(yè)固定資產(chǎn)投資與非住宅房地產(chǎn)投資相關(guān)程度更高，拉動作用更大。全國15個城市、東部和中部模型中存在一階滯后項導(dǎo)致隨機(jī)誤差的自相關(guān)，故采取廣義差分法引入AR(1)解決，AR(1)過程： (式4)其中為隨機(jī)誤差。（4）模型估計根據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，各序列之間存在長期均衡關(guān)系，所以用OLS對面板混合模型參數(shù)進(jìn)行估計。Pedroni（1999）提出了可考慮異方差情形的面板模型的7個統(tǒng)計檢驗量。（3）協(xié)整檢驗迄今在面板數(shù)據(jù)中關(guān)于協(xié)整的檢驗，主要有兩個途徑：一個是原假設(shè)不存在協(xié)整關(guān)系，使用類似EG兩步法平穩(wěn)回歸方程，從面板數(shù)據(jù)中得到的殘差構(gòu)造統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗；另一個是原假設(shè)存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如下表表示：表格 1 單位根4種檢驗結(jié)果變量LLCP值IPSP值FisherADFP值FisherPPP值investment retail transport entertainment service D(investment,1） D(finance,1) D(retail,1) D(transport,1) D(entertainment,1) D(service,1) D(service,2) 檢驗結(jié)果表明，各變量的水平序列不平穩(wěn)，一階差分后的變量（除變量service外）均為平穩(wěn)序列，變量service的二階差分為平穩(wěn)序列，由于5個指標(biāo)種共有4個一階單整變量，1個二階單整變量，對service變量進(jìn)行一階差分處理形成新的變量dservice，新變量d
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