摘要:我國房地產(chǎn)以20%的高發(fā)展速度持續(xù)增長七年，中國房地產(chǎn)“泡沫說”受到關(guān)注#65377;選取1987—2005年我國GDP#65380;FDI和房地產(chǎn)銷售年平均價(jià)格的時(shí)序數(shù)據(jù)，利用誤差修正模型對三者關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析，得出協(xié)整關(guān)系的結(jié)論#65377;定量結(jié)果表明，GDP#65380;FDI對房地產(chǎn)價(jià)格有正向的推動(dòng)作用，但GDP是主要影響因素#65377;這個(gè)結(jié)果基本排除了境外“熱錢”對房地產(chǎn)市場的沖擊威脅假說，對政策制定有積極意義#65377;

關(guān)鍵詞:誤差修正模型;協(xié)整;GDP;FDI;房地產(chǎn)價(jià)格

中圖分類號:F293.30 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A 文章編號:1673-291X(2007)01-0177-03

一、背景

我國房地產(chǎn)業(yè)自1998年住房體制改革至今經(jīng)歷了七年的高速增長，其增長速度之快超過美國#65380;英國等發(fā)達(dá)國家#65377;中國房地產(chǎn)業(yè)“泡沫說”受到越來越多人的關(guān)注，成為專家學(xué)者爭論的焦點(diǎn)#65377;

(一)中國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)泡沫問題

近幾年，人民幣升值預(yù)期壓力使人們十分關(guān)注境外資金的大量流入#65377;有人認(rèn)為，這些資金以外商直接投資形式投入到中國房地產(chǎn)市場中，造成房地產(chǎn)價(jià)格的虛高不下#65377;更有激烈的評論認(rèn)為，中國房地產(chǎn)泡沫即將破滅，可能引發(fā)中國經(jīng)濟(jì)大震蕩#65377;

從表面看，中國房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)存在泡沫的可能性#65377;我國房地產(chǎn)以20%以上的高發(fā)展速度持續(xù)增長七年，在上海#65380;北京等大城市產(chǎn)生資本聚集效應(yīng)，有國內(nèi)投機(jī)資本炒作房價(jià)現(xiàn)象#65377;但是，中國房地產(chǎn)市場運(yùn)行是否平穩(wěn)#65380;是否受到境外“熱錢”的沖擊還有待深入分析#65377;

(二)因變量與自變量

目前，對于外商直接投資的研究通常集中在其對中國經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用#65380;對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響方面，針對房地產(chǎn)領(lǐng)域的微觀研究還不多見#65377;從房地產(chǎn)金融研究角度看，大多數(shù)研究集中在房地產(chǎn)投資對GDP影響方面，但將房地產(chǎn)價(jià)格作為GDP的解釋變量進(jìn)行研究，仍處于被忽視的地位#65377;為填補(bǔ)這兩方面空白，本文從這個(gè)角度出發(fā)，以中國房地產(chǎn)價(jià)格為切入點(diǎn)，引入GDP和FDI作為因變量進(jìn)行計(jì)量分析，試圖從定量水平解釋兩者對房地產(chǎn)價(jià)格的影響，以期把握未來中國房地產(chǎn)政策導(dǎo)向#65377;

二、數(shù)據(jù)和模型

(一)數(shù)據(jù)選取

由于我國住房改革始于上個(gè)世紀(jì)80年代，所以，考察1987—2005年的中國房地產(chǎn)市場商品房銷售平均價(jià)格(Kt)#65380;國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP(Gt)#65380;外商直接投資FDI(Ft)時(shí)間序列數(shù)據(jù)#65377;為了消除價(jià)格(Pt)的影響和房價(jià)#65380;GDP#65380;投資額中存在的異方差及量綱，定義三個(gè)變量如下:LnKt=Log(Kt/Pt)，LnFt=Log(Ft/Pt)，LnGt=Log(Gt/Pt)#65377;用Eviews軟件做出以上三變量及它們的二階差分序列圖，發(fā)現(xiàn)其表現(xiàn)出明顯的非平穩(wěn)特征，而且變化特征又比較相似，所以，考慮三者之間可能存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，于是采用協(xié)整分析方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行深入研究#65377;

(二)模型設(shè)計(jì)

協(xié)整概念由恩格爾#8226;格蘭杰(Engle-Granger)提出的#65377;其為在兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)變量間尋找均衡關(guān)系，以及用存在協(xié)整關(guān)系的變量建立誤差修正模型奠定了理論基礎(chǔ)#65377;

1.協(xié)整檢驗(yàn)#65377;設(shè)兩個(gè)差分階數(shù)相同的過程Xt，Yt~I(d)，且具有如下關(guān)系:Yt=βXt+Ut，Ut~I(0)，其中，Yt=βXt表示長期均衡關(guān)系，Ut=Yt-βXt表示非均衡誤差，則稱Xt和Yt具有協(xié)整關(guān)系#65377;檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系用EG兩步法:第一步是用OLS法估計(jì)協(xié)整參數(shù)向量，得到協(xié)整方程#65377;第二步則是對第一步得到的殘差進(jìn)行估計(jì)，若平穩(wěn)，則存在協(xié)整關(guān)系#65377;

2.誤差修正模型(ECM)#65377;由E-G表現(xiàn)定理:若Xt，Yt之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以用誤差修正模型(ECM)表現(xiàn)，反之亦然#65377;ECM的優(yōu)點(diǎn)是其包含的全部差分變量和非均衡誤差項(xiàng)都具有平穩(wěn)性，所以，可以用OLS法估計(jì)參數(shù)且不存在虛假回歸問題#65377;而且它將變量間存在的長期靜態(tài)關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系充分表現(xiàn)出來，是一個(gè)比較完整的分析模型#65377;具體形式為:△Yt=α0+β*[Y_t-1-β**X_t-1]+ β0△Xt+Ut，其中，β*=α1-1，β**=-(β0+β1)/(α1-1)，則β*[Y_t-1-β**X_t-1]為長期靜態(tài)關(guān)系，β0△Xt為短期動(dòng)態(tài)關(guān)系#65377;

三、實(shí)證分析

(一)單整檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)一組時(shí)間序列是否存在協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(guān)系之前，應(yīng)該先檢驗(yàn)這些時(shí)間序列的單整性#65377;本文采取ADF檢驗(yàn)方法:對于Yt=βY_t-1+Ut給定零假設(shè)和備擇假設(shè)為:H0:β=1(Yt為非平穩(wěn)序列)#65380;H1: β<1(Yt為平穩(wěn)序列)，若樣本計(jì)算的ADF<臨界值，則拒絕H0#65377;

原數(shù)列和其一階差分的ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都大于臨界值的絕對值，證明是非平穩(wěn)的#65377;二階差分△²LnFt在顯著性水平為95%的水平下通過檢驗(yàn)，△²LnGt在90%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，△²LnKt在99%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)#65377;所以，△²LnGt，△²LnFt和△²LnKt~I[2]，可以按照EG兩步法做協(xié)整回歸并檢驗(yàn)三個(gè)變量是否存在協(xié)整關(guān)系#65377;

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

(2)和(4)式的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，R2和DW值都比較理想，兩個(gè)誤差修正模型在統(tǒng)計(jì)層面上都成立#65377;它們的實(shí)際值#65380;擬合值和殘差序列分別見下圖:

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)果分析

雖然上面ECM模型都通過了檢驗(yàn)，但是注意到ECM(4)式中已經(jīng)剔除了GDP因素，而且這個(gè)回歸式引入了滯后一期的變量#65377;在數(shù)據(jù)量不大的條件下，時(shí)序組服從二階單整已經(jīng)失去了一些信息，所以，回歸式中再引入滯后期因素，會有失準(zhǔn)確性#65377;所以，從本組數(shù)據(jù)的實(shí)際情況出發(fā)，考慮到GDP在拉動(dòng)房地產(chǎn)市場價(jià)格方面確實(shí)具有能動(dòng)作用，認(rèn)為ECM(2)式比(4)式效果更好，最終采納ECM(2)式作為這次分析的最終結(jié)果#65377;

ECM模型顯示房地產(chǎn)價(jià)格#65380;國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)#65380;外商直接投資(FDI)三者之間存在緊密聯(lián)系#65377;由于模型中回歸系數(shù)都為正值，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和外商直接投資(FDI)的增量的短期變化將引起房地產(chǎn)價(jià)格同方向的變化#65377;房地產(chǎn)價(jià)格#65380;國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)#65380;外商直接投資(FDI)三者增量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明三者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系#65377;其模型表達(dá)如(1)式所示#65377;

從ECM(4)的系數(shù)可以看出，GDP和FDI增量對房地產(chǎn)價(jià)格增量的彈性系數(shù)分別為0.5433和0.0921，即GDP和FDI的增量每增加1%，房地產(chǎn)價(jià)格增量分別增加54.33%和9.21%#65377;可見，GDP對房地產(chǎn)價(jià)格的貢獻(xiàn)是非常顯著的#65377;相比之下，F(xiàn)DI對房地產(chǎn)價(jià)格的影響則是很小的#65377;同時(shí)，模型中誤差修正項(xiàng)系數(shù)為1.3325，說明三者間的長期穩(wěn)定關(guān)系以正向1.3325的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)#65377;

以上分析可以得出這樣的結(jié)論:1987年至今，我國房地產(chǎn)價(jià)格運(yùn)行比較平穩(wěn)，房地產(chǎn)市場價(jià)格走強(qiáng)是國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢良好的表現(xiàn)，其中，GDP扮演著重要角色，基本上可以排除外商直接投資熱錢對房地產(chǎn)市場的沖擊作用，外商直接投資不會引起房地產(chǎn)市場的大幅動(dòng)蕩，所以，恐慌是沒有必要的#65377;

(二)政策建議

隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速增長和市場逐步開放步伐的加快，境外資金流入大幅增加是必然結(jié)果#65377;因此，在保持GDP高速平穩(wěn)增長的基礎(chǔ)上，應(yīng)該積極引導(dǎo)FDI投向，使之更有利于房地產(chǎn)市場的發(fā)展，應(yīng)針對不同層次的需求，調(diào)整房地產(chǎn)供應(yīng)結(jié)構(gòu)，規(guī)范房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)經(jīng)營行為，理順市場秩序，不斷加強(qiáng)房地產(chǎn)市場信息系統(tǒng)建設(shè)，提高各類房地產(chǎn)市場的透明度，逐步形成反映房地產(chǎn)真實(shí)供求關(guān)系的房地產(chǎn)價(jià)格，應(yīng)加快外匯管理體制改革，抑制境外資金炒作我國房地產(chǎn)，防止人民幣升值預(yù)期導(dǎo)致大量外資涌入我國房地產(chǎn)市場和境外投機(jī)資金采取匯市與房地產(chǎn)市場聯(lián)動(dòng)方式掘取中國房地產(chǎn)一桶金#65377;

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