國際資本流動對房地產價格的影響
2007-01-01 00:00:00宋勃高波
財經問題研究 2007年3期
基金項目：本文為2006年國家社會科學規(guī)劃基金項目（06BJY084）和教育部人文社會科學研究2005年規(guī)劃基金項目（05JA790036）的階段性成果，并獲 “南京大學985工程經濟轉型和發(fā)展研究基地”子課題“經濟增長與結構轉型研究”項目資助。
作者簡介：宋 勃（1973-），男，湖南常德人，博士研究生，主要從事產業(yè)經濟、城市與房地產經濟等方面研究。
摘 要：本文在考慮通貨膨脹的條件下，利用我國1998—2006年的實際利用外資和房地產價格的季度數據建立誤差糾正模型（ECM），使用Granger因果檢驗方法對我國的房地產價格和國際資本流動的關系進行實證檢驗。得出結論，短期而言，房地產價格上漲吸引了外資的流入；長期來說，外資的流入對我國的住房價格上漲產生了影響。在現階段控制外資過度流入房地產市場，有利于保持我國房地產價格的穩(wěn)定。
關鍵詞：通貨膨脹；資本流動；房地產價格
中圖分類號：F293.3文獻標識碼：A
文章編號：1000-176X（2007）03-0055-07
一、 引言及文獻回顧
一般來說，國際資本流動是指國家之間為特定的經濟目標而進行的各種形式的資本轉移、輸入和輸出。對于國際資本流動產生的原因，不同的流派有不同的解釋。以麥克道格爾（G.D.Macdougall）和肯普（M.C.Kemp）為代表的利率論認為：各國資本要素供需關系的不同引起利率差異，引起國際資本流動；以費雪爾（S.Fisher）和福倫克（J.Frenkel）為代表的債務周期理論認為：資本流動具有周期性，以借貸資本為例，資本輸入時債務周期開始，外資流入推動促進出口，增加外匯債務周期隨著清償而結束；壟斷優(yōu)勢論，海默（S.H.Hymer）認為:由于技術壟斷，生產不存在完全競爭，如果一個企業(yè)比外國同類企業(yè)具有壟斷優(yōu)勢，就對外直接投資；對外投資論，小島清認為：對外直接投資從比國外具有比較優(yōu)勢的產業(yè)開始；以巴克萊（P.Buckley）、卡森（M.Casson）和拉格曼（A.Rugman）為代表市場內部化理論認為：資本輸出在跨國公司所屬子公司之間進行，從而形成內部市場，通過內部化減少外部成本建立長期穩(wěn)定的供求關系[1]。
國際資本流動可以在國際間調劑資本的余缺，使資本尋求到最有效的利用場所和機會。國際資本流動對世界經濟的發(fā)展起著巨大的作用，成為影響發(fā)展中國家經濟發(fā)展的一個極其重要的因素。近年來，隨著我國經濟快速發(fā)展和人民幣升值的預期下，國際資本通過外商直接投資、證券投資和其他渠道大量流入我國。在釘住一籃子貨幣的匯率制度下，外匯儲備出現快速和大幅度上升。國家外匯儲備到2006年10月底為止，已經突破一萬億美元，成為全球外匯儲備第一的國家。此前，外資進入的第一大行業(yè)是通信設備、計算機及其他電子設備制造行業(yè)，在最近幾年，房地產行業(yè)成為外商的第二大投資行業(yè)。外資進入我國房地產主要涉及購房投資和開發(fā)兩個領域。從需求角度看，國際資本以投資增值為目的，流入境內房地產需求市場，擴大了商品房的需求，拉動部分地區(qū)商品房價格上漲；從供給角度看，隨著房地產市場的發(fā)展和國家房地產金融政策的調整，我國房地產行業(yè)對資金的需求量持續(xù)增加，但國內資金尤其是商業(yè)銀行資金的流入開始受到制約，房地產開發(fā)商融資成本加大，這就為外資進入我國房地產市場提供了更多的機會。
國際資本流入可以彌補我國房地產行業(yè)的資本短缺和不足，降低國內銀行信貸風險，擴大房地產市場的供給和需求，增強了房地產行業(yè)的競爭，促進了房地產行業(yè)的發(fā)展和壯大；此外，外資的流入也為我國房地產行業(yè)帶來先進的技術、設備和理念，促進房地產市場機制的發(fā)展與完善。另一方面，外資大量流入房地產行業(yè)也帶來了一些負面影響：加劇國際收支失衡和人民幣升值的壓力，削弱了我國貨幣政策獨立性與有效性；外資在我國房地產市場主要是進行高檔樓盤的開發(fā)，加劇了我國房地產市場的供求結構失衡；大量的短期資本流入房地產市場，會帶來投機活動的高漲產生“羊群效應”，促使房地產泡沫膨脹。因此，從實證角度出發(fā)，分析外資流入對國內房地產價格的影響，有很強的理論和現實意義。目前國內對此的經驗研究處于空白，為了驗證外資對我國房地產價格的影響，本文利用房地產市場的最新數據，運用誤差糾正模型，對其進行實證檢驗。
二、 指標選擇與模型的構建
單方程模型得出的結論對模型選擇和函數形式非常敏感，相對于單方程模型而言，向量自回歸（VAR）模型可能具有更高的可靠性。盡管直接根據VAR模型做出正確推斷往往要求變量具有平穩(wěn)性，然而，當變量非平穩(wěn)但具有協整關系時，基于VAR模型做出的推斷常常也是可靠的。
一般而言，研究國際資本流動對房地產價格的影響可以從兩個角度入手，其一是從開放經濟模型入手進行理論推導和計量檢驗。其二是在房地產價格指數與國際資本流動之間建立模型，并進行計量檢驗。本文從第二個角度入手研究國際資本流動對我國房地產價格的影響。為了提高實證研究的有效性，本文運用我國季度數據，在誤差糾正模型（an error-correction model，簡稱ECM）框架下利用格蘭杰因果檢驗（Granger-causality test）方法對我國的房地產價格和國際資本流動之間的關系進行實證性檢驗。
若以FI、 RP、π分別表示國際資本流動、房地產價格指標（由房屋銷售價格指數HP和土地交易價格指數LP構成）和通貨膨脹率，房地產價格和國際資本流動之間的VAR關系模型可表示為:
αi和βi為方程的系數。其中，變量RP、 FI前的系數（即α1i，β2i）分別表示考慮通脹因素下，房地產價格對國際資本流動的影響以及居民消費對房地產價格的影響。μ是白噪聲誤差項；t表示時間；i表示滯后階數。對變量取對數是為了防止出現異方差。
1998年以來，我國停止福利分房，住宅市場日趨活躍，逐步建立起貨幣化、市場化的住房制度，房地產的價值占居民財富的比重不斷上升，與國民經濟的關系日益緊密；另一方面，土地出讓也越來越多地采取招、掛、拍的形式。因此，我們截取1998年第三季度至2006年第二季度的房地產價格指數與實際利用外資額的數據進行分析。以實際利用外資額作為國際資本流動指標值，以房屋銷售價格指數作為房價指標值，土地交易價格指數作為地價指標值，居民消費價格指數作為通貨膨脹指標值。根據各年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國經濟景氣月報》和中國商務部網站的數據計算出1998—2006年的實際利用外資額和房地產價格的季度數據，然后對其進行相關性檢驗、單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果檢驗。由于實際利用外資額數據存在明顯的季節(jié)波動，我們用X-11方法對其做出季節(jié)調整Shiskin，J.The X-11 Variant of the Census Method Ⅱ.Seasonal Adjustment Program.1965， 11.，調整后的數據用FISA表示，如表1所示。
三、 實證檢驗
1.相關性分析
我們根據1998—2006年的實際利用外資額變動率（上年同期為100）、房屋銷售價格指數、土地交易價格指數和居民消費價格指數的季度數據作時間序列圖（如圖1所示）。
從圖1中我們可以發(fā)現，實際利用外資額變動率的曲線和HP、LP、π曲線的波峰和波谷存在一定程度的重合，兩兩之間存在一定的相關性。
根據表1提供的數據，應用EVIEWS 5.0對我國實際利用外資額FISA和房地產價格指標RP（由房屋銷售價格指數HP和土地交易價格指數LP構成）和通貨膨脹率之間進行相關性分析，得到的相關系數為：
r（FISA，HP）= 0.758401 （p=0.0001）
r（FISA，LP）= 0.754784 （p=0.0001）
r（FISA，π）=0.61002（p=0.0012）
由以上的相關系數和p值我們可以看出FISA與HP、LP和π之間有較強的相關性，國際資本流動對我國的房地產價格可能起到一定的推動作用，或者房地產價格上漲吸引了國際資本的流入。為了明確通貨膨脹條件下，國際資本流動和房地產價格之間的確切關系，下面我們對其進行單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果檢驗。
2.單位根檢驗
格蘭杰、紐博爾特（1974），菲利浦（1986）指出當使用非平穩(wěn)序列進行回歸時，會造成虛假回歸，并且沃深（1989）也證明當變量存在著單位根，即非平穩(wěn)時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量，如t值、F值、DW值和R2將出現偏差。因此，為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，我們根據表1的數據，利用擴展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF）檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征，ADF平穩(wěn)性檢驗是基于以下回歸方程：
Δyt=β1＋β2t＋（ρ-1）yt-1＋αi∑miΔyt-i＋εi（3）
εt為純粹白噪音誤差項，滯后階數的選擇使得εt不存在序列相關。原假設H0：ρ=1，備選假設H1：ρ<1。接受原假設意味時間序列含有單位根，即序列是非平穩(wěn)的[2]。利用EVIEWS 5.0先后對相關變量的原始序列和一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果如表2所示。
由表2中的數據可知lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ時間序列的ADF的統(tǒng)計量大于5％的顯著水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列的ADF值小于5％顯著水平下的臨界值，是一個平穩(wěn)序列。由于lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ都是一階非平穩(wěn)序列，他們之間可能存在協整關系。
3.協整檢驗
檢驗變量之間是否存在協整關系的常用方法是恩格爾-格蘭杰（EngelGranger，1987）兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差，因此本文將采用JJ檢驗法（Johansen，1988;Juselius，1990）對相關變量（lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ）進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于動態(tài)分布滯后模型（VAR）：
Yt=∑ki=1iYt-i+∑ki=0θiXt-i+μi（4）
來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效無偏估計。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協整關系、存在一個和存在兩個協整關系等假設前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johanson臨界分布值時，拒絕其前提假設；反之，接受其假設。我們根據表1數據，利用EVIEWS5.0對相關變量進行協整檢驗，結果如表3所示。
由表3的數據我們可以看出，以檢驗水平5％判斷，lnFISA、lnHP 和lnπ之間在5％的顯著水平下存在2個協整關系。也就是說，國際資本流動、住房價格和通貨膨脹率之間存在著長期穩(wěn)定的經濟關系；以檢驗水平5％判斷，lnFISA、lnLP和lnπ之間在5％的顯著水平下存在2個協整關系。也就是說，國際資本流動、土地價格和通貨膨脹率之間存在長期穩(wěn)定的經濟關系。
Granger（1988）指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。[8]因此，下面進一步探討國際資本流動和房地產價格變化之間的因果關系。
4.格蘭杰因果檢驗
Granger因果檢驗通常有兩種方法：一種是傳統(tǒng)的VAR模型，另一種是誤差修正模型（ECM）。Granger（1998）指出，若非平穩(wěn)變量間存在協整關系，使用VAR模型作因果檢驗可能會有錯誤的推論。由于lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ都為I（1）時間序列，且存在協整關系，根據Granger定理（EngleGranger，1987），[9]必然可以建立多變量誤差糾正模型（ECM），通過ECM模型來檢驗我國房地產價格變化與國際資本流動之間的因果關系。
EC項表示上一期變量偏離均衡水平的誤差，等于協整回歸所得的殘差，代表變量間存在長期協整關系的誤差糾正項；μ是白噪聲誤差項；t表示時間；i表示滯后階數。如果有關房地產價格的變量ΔlnRPt-i的系數α1i或者誤差糾正項的系數α4i在統(tǒng)計上具有顯著性，則房地產價格導致國際資本流動的零假設不成立，即房地產價格變化是國際資本流動的原因。其中系數α1i具有顯著性表示房地產價格變動是國際資本流動的短期格蘭杰原因，系數α4i具有顯著性表示房地產價格變動是國際資本流動的長期格蘭杰原因。同樣，ΔlnFISAt-i的系數α2i和誤差糾正項的系數α4i是否具有統(tǒng)計上的顯著性是判斷國際資本流動是導致房地產價格的格蘭杰原因的主要標準。β2i顯著性代表短期性格蘭杰原因，β4i顯著性代表長期性格蘭杰原因Jones和Joulfaian(1991)、Perman(1991)等人認為傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗只考慮有限滯后項的影響，只考慮變量間的短期關系，而變量間存在的重要的長期關系被忽略，因此在作格蘭杰因果檢驗時，應該加上代表長期關系的EC項。
。利用Eviews 5.0對我國房地產價格變動和國際資本流動的長短期格蘭杰因果檢驗結果如表4所示。
從表4中我們可以得出，通貨膨脹條件下，房地產價格變化是國際資本流動的短期格蘭杰原因（χ2值在5％的水平上顯著，拒絕原假設）；相反，通貨膨脹條件下，國際資本流動不是房地產價格變化的短期格蘭杰原因（χ2值在5％的水平上不顯著，接受原假設）；在土地價格與國際資本流動的長期格蘭杰因果檢驗中，χ2值在5％的水平上不顯著，接受原假設，兩者之間不存在因果關系；在住房價格和國際資本流動的長期格蘭杰因果檢驗中，存在國際資本流動是住房價格變化的單向格蘭杰因果關系（χ2值在5％的水平上顯著），即國際資本流動對住房價格帶來影響。因此，通過以上的實證檢驗我們知道，短期來說，房地產價格上漲吸引了外資的流入；從長期而言，外資的流入對我國的住房價格變動產生了影響。
由于住房價格和實際利用外資之間存在長期的因果關系，為了明確實際利用外資對住房價格的正負影響，根據表1中數據，利用Eviews 5.0計量軟件，我們可以得出兩者的誤差修正模型：（括號內為t值）
ΔlnHPt＝0.00042＋0.00461Δ lnFISAt-1－0.64417Δ lnHPt-1＋0.39542Δlnπt-1－0.00133ECt-1
（0.18078）（0.2701）（-4.22092）（1.76468）（-0.04532）
R2=0.464565F=5.205843DW=2.3543
可以看出上述誤差修正模型的建立是與經濟意義相符合的。ΔlnHPt和ΔlnFISAt-1的符號為正，表明實際利用外資和住房價格是同向均衡關系，實際利用外資增加會導致住房價格上漲。一旦上述經濟關系偏離協整關系時，會有一個反向的誤差項對模型進行修正（表現為ECt-1項符號為負），使其又恢復到協整關系上來。
四、 結論與政策含義
隨著國際資本流動的不斷增強和我國居民收入的增加，房地產財富在居民家庭財富中所占的比重不斷上升。2005年我國實際利用外資達到638億美元，外資的流入對我國房地產價格的影響已成為一個不容忽視的問題。在考慮通貨膨脹的條件下，通過對我國1998—2006年的房地產價格和實際利用外資的季度數據進行Granger因果檢驗，我們得出以下結論：
1.短期而言，房地產價格上漲吸引了外資的流入；長期來說，外資的流入推動了我國的住房價格上漲。從房地產行業(yè)對外資的準入政策來看，中國是目前全球為數不多的、對境外機構和個人投資開發(fā)和銷售環(huán)節(jié)沒有重大限制的國家。即使發(fā)達國家的房地產市場十分繁榮，但房地產市場的投機是會受到嚴格限制的。國際貨幣基金組織IMF《2003年各國匯兌安排與匯兌限制》顯示：187個國家當中，137個國家對非居民投資房地產有各種限制，如新加坡、韓國、澳大利亞和加拿大等國，對于外資購房不僅有比例上的嚴格限制，而且還得獲得政府或中央銀行審批，外國購買者接受審批時要說明用途，不符合規(guī)定將被禁止購買房屋。
2.由資本逐利的本質所決定，當房地產市場快速發(fā)展時，會吸引大量外資流入房地產市場，導致投機盛行，往往會滋生房地產泡沫，而房地產價格的大幅度上漲和下跌，會導致宏觀經濟波動。因此，我們一方面要充分利用外資對房地產開發(fā)建設的積極影響，另一方面也要考慮外資過度流入房地產市場和投機所帶來的房地產泡沫的負面效應，防止泡沫的過度膨脹和破裂的風險。
3.從開放經濟的視角關注房地產價格的波動，關注國際資本流動對我國房地產價格的影響，通過調整稅收、金融政策，限制交易環(huán)節(jié)的過度投機，控制外資過度流入房地產市場，有利于保持我國房地產價格的穩(wěn)定，避免大起大落，以促進中國經濟持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展。
參考文獻：
［1］ 黃朝永，莊林德.國際資本流動研究評述［J］.人文地理，2002，（1）.
［2］ ［美］ 達摩達爾·N.古扎拉蒂.計量經濟學基礎（第4版）［M］.費劍平，孫春霞譯.北京: 中國人民大學出版社， 2005.769-770.
［3］ 李文斌.外商投資中國大陸房地產的動因［J］.中外投資，2004，（9）.
［4］ 中國人民銀行上海分行課題組.上海市房地產行業(yè)融資外資化程度及其影響［J］.上海金融，2004，（11）.
［5］ 翁少群，劉洪玉.我國房地產行業(yè)的外資參與及其影響［J］.建筑經濟，2005，（9）.
［6］ 劉洪玉.國際資本流動對中國房地產市場的影響［J］.中國房地產，2002，（2）.
［7］ 溫建東，馬昀，陳斌.管理外資流入房地產的國際經驗及對中國的啟示［J］.國際金融研究，2005，（7）.
［8］ Granger， C.W.J.Some Recent Development in a Concept of Causality［J］.Journal of Econometrics，1988，39: 199-211.
［9］ Engle R.F.and Granger， C.W.J.Cointegration and Error Correction: Representation， Estimation and Testing［J］. Econometrica，1987， 55:251-276.
［10］ Alcihisa Shibata， Shintanti.Capital Mobility in the world economy: An alternative test ［J］.Journal of International Money and Finance， 1998， 17: 741-756.
［11］ Piet M A Eichholtz. How to invest internationally Region and property type on a global scale［J］.Real Estate Finance， Fall 1997，14:135-150.
［12］ C.F.Sirmans and Elaine Worzala.International Direct Real Estate Investment: A Review of the Literature［J］.Urban Studies 2003，Vol.40， Nos 5-6.
［13］ Shiskin，J.The X-11 Variant of the Census Method Ⅱ［J］.Seasonal Adjustment Program，1965， 11.
<注>：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文
