[摘要] 本文采用了參數(shù)變結構協(xié)整分析方法研究了上海市外商直接投資和房地產(chǎn)價格的協(xié)整關系，并建立了誤差修正模型。基于1994年～2006年數(shù)據(jù)的實證研究表明，在1998年后上海市外商直接投資和房地產(chǎn)價格的協(xié)整關系發(fā)生了變化。

[關鍵詞] 上海市 外商直接投資 房地產(chǎn)價格 參數(shù)變結構協(xié)整

一、引言

據(jù)上海市國民經(jīng)濟統(tǒng)計資料顯示，1994年上海市商品房平均銷售價格為2089元/平方米，2006年為7196元/平方米，年平均增長率為10.86％。與此同時，1994年上海市外商直接投資實際吸收金額為24.73億美元，到2006年實際吸收金額達到了71.07億美元，年平均增長率為9.20%。在房地產(chǎn)價格的不斷上升的影響下，境外資本大量流入國內(nèi)市場，本文試圖對上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價格之間的定量關系進行研究，分析上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價格是否存在長期的均衡關系。變結構協(xié)整分析是近幾十年發(fā)展起來的新的經(jīng)濟計量方法，能更準確及時地反映經(jīng)濟關系和經(jīng)濟結構的變化，本文將利用這一統(tǒng)計方法研究上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價格的變結構協(xié)整關系。

二、理論與方法

1.變結構協(xié)整的概念與分類

變結構協(xié)整分為：參數(shù)變結構協(xié)整，部分變結構協(xié)整，機理變結構協(xié)整。參數(shù)變結構協(xié)整是指在某一時點上協(xié)整參數(shù)發(fā)生了變化，但序列間的協(xié)整關系依然存在，只是序列分量間的均衡參數(shù)發(fā)生了變化；部分變結構協(xié)整的情況是指時間序列在某一時點以后或以前存在協(xié)整關系，而另外的時序集合里協(xié)整關系不復存在；機理變結構協(xié)整關系表明已有的協(xié)整關系，可能由于新的變量進入系統(tǒng)而使得原來系統(tǒng)的均衡狀態(tài)遭到破壞，而形成另一種新的均衡關系。

2.參數(shù)變結構協(xié)整建模

(1)檢驗序列之間是否存在協(xié)整關系。假設標量時間序列維向量時間序列，設標準協(xié)整回歸的靜態(tài)模型為:，當時，稱間存在協(xié)整關系。

(2)確定結構突變點。為了尋找結構突變點，引入虛擬變量：當時，;當時，。其中未知，表示取整，T表示觀察值數(shù)目。

模型的結構變化可以考慮以下3種形式：

(1)水平漂移的協(xié)整關系變化，，這里表示漂移以前的常數(shù)項，表示漂移量。

（2)常數(shù)項與趨勢項漂移的變結構協(xié)整，。

(3)狀態(tài)開關型的變結構協(xié)整，。

3.檢驗參數(shù)變結構協(xié)整關系是否存在

對引入虛擬變量的模型進行靜態(tài)回歸，得到回歸殘差，對殘差進行單位根檢驗，以判斷是否存在參數(shù)變結構協(xié)整關系。對于三種不同情況，分別令，或。然后，將誤差修正項分別代入誤差修正模型，然后估計誤差修正模型。

三、實證分析

1.變量設定及數(shù)據(jù)來源

設變量FDIt表示第t年的上海市外商直接投資額，變量HPt表示第t年的上海市房地產(chǎn)價格，為了消除價格因素的影響，使用了1994年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對變量進行了縮減，且上海市外商直接投資額（FDIt）按當年美元與人民幣平均匯率折算成人民幣。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，本文對兩序列均做了對數(shù)處理，變量lnFDIt和lnHPt分別表示取自然對數(shù)以后的新序列。數(shù)據(jù)來源于歷年的《上海市統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間為1994年～2006年。

2.檢驗序列間的協(xié)整關系

協(xié)整檢驗的前提要求一階差分后的被檢序列平穩(wěn)，本文使用擴充迪基－富勒（Augmented Dickey－Fuller，ADF）方法對此性質(zhì)進行檢驗，lnFDIt與lnHPt水平值序列的ADF值分別為-2.36和-1.25，均大于顯著性水平10％的臨界值-3.41，是不平穩(wěn)的，lnFDIt與lnHPt的一階差分序列的ADF值分別為-2.58和-3.92，均小于顯著性水平10％的臨界值-1.63，是平穩(wěn)的，因此，兩變量滿足具有協(xié)整關系的前提，可以進行協(xié)整分析。對變量lnFDIt與lnHPt進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結果顯示lnFDIt與lnHPt存在惟一的協(xié)整關系。然后，再進一步做變結構協(xié)整分析。

3.檢驗序列間的變結構協(xié)整關系

本文選取結構突變檢驗范圍，即變結構協(xié)整檢驗的范圍為1994年～2004年，檢驗期間發(fā)生突變的可能性。估計結構突變時機的模型設定如下：

（I）

(II)

(III)

采用EVIEWS3.0計算，得到檢驗的結果如表所示：

表 參數(shù)的變結構檢驗

由表可知，lnFDIt與lnHPt的協(xié)整關系在1998年后發(fā)生了水平漂移變化。

4.建立變結構協(xié)整模型及誤差修正模型

綜上分析，筆者認為在1998年后上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價格的協(xié)整關系發(fā)生了水平漂移變化，由此本文設定模型，用來描述lnFDIt與lnHPt的變結構協(xié)整關系。采用EVIEWS3.0計算，估計得到的模型結果為：。調(diào)整的可決系數(shù)為0.91，表明回歸模型的擬合優(yōu)度較高；F統(tǒng)計量的相伴概率為0.000007，表明回歸模型在5％的顯著性水平下是顯著的；各個變量系數(shù)的t統(tǒng)計量均表明回歸模型的系數(shù)在5％的顯著性水平下是顯著的。殘差序列的ADF統(tǒng)計量為-4.07，小于5％的臨界值-1.98，表明殘差序列是平穩(wěn)的，兩變量之間具有協(xié)整關系，可以建立誤差修正模型。

誤差修正項為:

誤差修正模型為:

由誤差修正模型可以看出，上海市房地產(chǎn)價格的短期變化將引起外商直接投資發(fā)生同方向變化，誤差修正項ECMt-1系數(shù)反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，其系數(shù)估計值表明本期對均衡的偏離在下一期將得到較有力的調(diào)整，該模型能較好解釋變量間的相互依存關系。

四、結論

本文采用了基于參數(shù)變結構協(xié)整理論的方法探討了1994年～2006年上海市外商直接投資和房地產(chǎn)價格的協(xié)整問題，首先通過設定虛擬變量確定了結構突變時機，發(fā)現(xiàn)在1998年后，上海市外商直接投資和房地產(chǎn)價格的協(xié)整關系發(fā)生了負的水平漂移變化，然后建立了長期均衡關系式和誤差修正模型，模型顯示：上海市房地產(chǎn)價格的短期變化將引起外商直接投資發(fā)生同方向變化，外商直接投資本期對均衡的偏離在下一期將得到較有力的調(diào)整?？v觀上海市外商直接投資與房地產(chǎn)市場的發(fā)展歷程，不難發(fā)現(xiàn)，1998年前后處于房地產(chǎn)市場的投資調(diào)整期，房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)領域吸收的外商直接投資出現(xiàn)下滑，導致這種現(xiàn)象的主要原因有:受亞洲金融危機的影響，我國的經(jīng)濟發(fā)展受到沉重打擊，對房地產(chǎn)等不動產(chǎn)投資的外資相應減少;在經(jīng)過了一段房地產(chǎn)投資快速發(fā)展期后，政府進一步對外商投資加以引導，注重引資質(zhì)量，對房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)加以梳理整頓，限制了外商直接投資。因此，本文建立的上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價格的變結構協(xié)整模型，較好的體現(xiàn)了經(jīng)濟環(huán)境及經(jīng)濟政策的變化對經(jīng)濟結構和經(jīng)濟關系的重大影響。

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注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。