對外直接投資與房價的長期均衡實證分析

摘要：利用1998—2008年的數據研究了中國對外直接投資（FDI）對房價的影響。在利用單位根檢驗對變量平穩性檢驗的基礎上，應用協整方法對變量的長期均衡進行了分析。研究結果表明：在考慮人均消費的前提下，在樣本區間內對外直接投資對房地產價格指數有正向影響，并且這種影響是長期均衡的。

關鍵詞：FDI；房地產價格指數；協整

中圖分類號：F74 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）22-0149-02

引言

房地產業是中國的支柱產業，也是近年來國民經濟發展最快的部門之一。2007年金融危機以后，房地產業更成為了一個舉足輕重的行業。但同時房地產市場也存在投資過熱、房價上升過高過快的問題，這些問題已成為社會各界的關注熱點。隨著中國經濟的飛速發展和對人民幣持續升值的預期，外資通過外商直接投資、證券投資和其他投資方式大量流入中國。中國已逐漸成為外國投資大國，每年有五六百億美元直接投資。中國對外直接投資連續八年保持增長勢頭，2009年再創新高，位居發展中國家、地區首位，名列全球第五。

一、變量和模型的設定

在建立線性回歸模型時除了要考慮解釋變量和被解釋變量外，還應考慮一些重要的控制變量。房價的影響因素除了FDI之外，還應考慮經濟發展水平和價格因素，以及消費需求。因此，本文初始確定的變量清單如下。

表1變量清單

在對變量進行相關系數檢驗時，GDP與C之間的相關系數高達0.987。同時與GDP相比，C與FDI之間的相關性更高，因此為了避免多重共線性現象，在模型中去除GDP。為了減少異方差現象，c采用對數形式，即LNC。因此最終模型如下：

ASSET = b0+b1*LNC+b2FDI+u.

本文數據區間為1998—2008年。房地產價格指數來源于國家信息中心數據庫，其他數據來源于中國統計年鑒。計量軟件為Eviews 5.0。

二、實證分析

（一）數據的平穩性分析

本文數據均為時間序列數據。對于該類型的數據，必須進行平穩性檢驗，否則將會產生“偽回歸”問題。檢驗變量是否平穩的過程稱為單位根檢驗。通常采用的方式是DF檢驗，但該檢驗的缺陷是不能保證方程中的殘差項是白噪聲。因此本文采用ADF(augmented dickey-fuller test)檢驗。該檢驗的基本方法是通過n次差分的辦法將非平穩序列轉化為平穩序列。具體方法是回歸以下方程：

ΔXt=α0+α1t+α2Xt-1+βt-iΔXt-i+μt

其中，α0為常數項，t為時間趨勢項，k為滯后階數，μt為殘差項。該檢驗的零假設為H0：α2=0，備擇假設H1：α2≠0。如果α2的ADF值大于臨界值則拒絕原假設，說明該序列是平穩序列，否則存在單位根，即它是非平穩數據，需要進一步檢驗，直至確認它是d階單整，即I（d）序列。加入k個滯后項是為了使殘差項為μt白噪聲。

下頁表2為單位根檢驗結果，可見三個序列均為零階單整，其中ASSET和LNC在0.1的水平上顯著，ASSET和FDI在0.05水平上顯著。所以均為平穩型數據。可以直接進行回歸，而不會產生虛假回歸。

（二）回歸結果

由于三個變量均為平穩數據，因此直接進行OLS回歸。回歸結果如下：

asset = -132.64+16.634lnc+0.0042fdi

t -9.64 9.75-5.13

R2=0.973R2=0.966 F=142.23D.W.=2.248

模型中各個系數均在1%的水平上高度顯著。從系數的含義來看，在FDI相等的前提下，人均消費每增加1%，房地產價格指數平均增加0.16634。同時在人均消費不變的前提下，FDI每增加100萬美元，房地產價格指數平均增加0.0042。R2=0.966，非常接近1，表明模型擬合較好；D.W.值為2.248，接近于2，表明不存在一階自相關；White異方差檢驗的p值為0.238，表明不存在異方差。

（三）協整檢驗

本文采用Engle和Granger（1987）提出的協整檢驗方法。其基本思想是，盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩序列，但它們的某種線性組合卻可能是平穩的，那么這兩個變量之間便存在長期穩定關系及協整關系。如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數相同時才可能協整；兩個以上變量如果具有不同的單整階數，有可能經過線性組合構成低階單整變量。協整的意義在于它揭示了變量是否存在一種長期穩定的均衡關系。滿足協整的經濟變量之間不能相互分離太遠，一次沖擊只能使它們短時期內偏離均衡位置，在長期中會自動恢復到均衡位置。這種檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。

檢驗一組變量（因變量和解釋變量）之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。因此，繼續使用ADF方法對回歸方程的殘差進行檢驗，檢驗結果（見表3）：

在有常數項但無趨勢項且滯后階數為1的條件下，殘差序列的ADF統計量值為-2.853，小于10%顯著水平的臨界值-2.78522，所以殘差序列在10%的顯著水平上是平穩的。這就說明：中國歷年的房地產價格指數，人均消費和FDI三者之間存在著長期穩定均衡關系。

對外直接投資對房地產價格的正向影響，是通過以下傳導機制進行的：外匯占款的大量增加導致基礎貨幣增長過快，經過貨幣乘數的作用，迫使商業銀行增加了信貸供給，刺激了房地產需求和開發的規模。銀行系統決定了整個房地產的資金寬松程度，房價上漲與銀行金融的支持密切相關。

三、政策建議

1.穩定人民幣升值預期。應該通過多種渠道來穩定人民幣的升值預期。一是加強央行在公開市場上的對沖操作手段；適當提高對非居民人民幣存款的準備金要求，從而降低銀行支付給非居民人民幣存款的利率。二是逐步放寬資本項目控制，鼓勵中小企業、民營企業、風險投資企業爭取海外上市，適時推出QDII，平衡QFII與QDII投資額及外匯的流入流出。三是運用國家外匯儲備注資國有銀行和中資商業銀行補充外匯營運資金和資本金，購匯沖抵中資銀行外匯呆賬，推出保險公司外匯資金買賣，達到分級儲蓄、合理匹配和減輕超額儲備對人民幣匯率的壓力的目的。

2.嚴格監控房地產業的外商投資流向。一是嚴格審批外商資本項目投資。各主管部門在立項時要嚴格把關，重點引進先進技術和中國急需的一些項目，對于污染嚴重的項目要堅決杜絕。二是在對國有資產評估中，會計師事務所、資產評估中心要按價值規律和市場供求情況，客觀定價，不能人為地規定國有資產及國有股權的轉讓價格，防止國有資產嚴重流失。三是各相關部門要相互配合，加強對外商資本項目投資的稅收管理。要加強對獨資企業、并購、參股企業財務管理的監督，對于經常利用轉移價格，嚴重損害中國利益的跨國公司，對其大額進出口訂單逐筆審核，防止國家稅收的流失。

3.區分自主需求和投機需求，充分利用匯率和利率杠桿來調控房價。應該嚴格區分房地產業的自主需求和投機需求。對購買第二套住房的購房者，取消稅收和貸款等方面的優惠政策，對于按揭購房的，規定在一定期限內不得轉讓，以鼓勵真實居住需求，引導投資需求，抑制投機性炒作。穩步推行物業稅，并相應取消相關收費。開征物業稅，就是將現行房產稅、土地增值稅以及土地出讓金等收費合并，轉化為房產保有階段統一收取的物業稅。

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