[摘要] 近年來，外商直接投資額在上海地區(qū)總體呈上升趨勢，而房地產(chǎn)業(yè)所占比重較大，本文選取了近10年的數(shù)據(jù)進行實證分析，試圖得出上海地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)外商投資與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)關(guān)系，并提出了房地產(chǎn)業(yè)利用外資的政策建議。

[關(guān)鍵詞] 房地產(chǎn)業(yè)外商投資回歸分析政策建議

一、引言

受金融危機影響，世界各地房地產(chǎn)需求較同期而言有所下降，但是房地產(chǎn)依然在外商直接投資中占有很大比重。根據(jù)上海市統(tǒng)計局2008年發(fā)布的前三季度數(shù)據(jù)顯示，第三產(chǎn)業(yè)中的房地產(chǎn)業(yè)依然是吸引外商投資的大頭。從合同外資看，前三季度，上海第三產(chǎn)業(yè)吸收合同外資金額97.53億美元，而第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，房地產(chǎn)業(yè)合同外資比重最大，房地產(chǎn)業(yè)外商直接投資合同金額34.16億美元，同比增長75.6%，占第三產(chǎn)業(yè)外資合同金額的35%，比重同比提高5.7個百分點。從實到外資看，前三季度房地產(chǎn)業(yè)實到外資比重依然占據(jù)首位，房地產(chǎn)業(yè)實到外資金額17.81億美元，同比增長27.4%，占第三產(chǎn)業(yè)實到外資的35.4%，比重同比提高1.9個百分點。

國內(nèi)外有很多學者對房地產(chǎn)業(yè)的外資情況進行研究。Russekyh，F(xiàn). Ruffin，R.指出:當美國的外債增加時，美國在外國房地產(chǎn)領(lǐng)域的投資也會相應(yīng)增加。Moshirian，F(xiàn). Pham，T.在實證分析1985年～1995年間導致美國在外國房地產(chǎn)業(yè)投資增加的原因時發(fā)現(xiàn):美國在國外房地產(chǎn)業(yè)的投資與美國的財政狀況、東道主國制造業(yè)和銀行業(yè)的發(fā)展水平均呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，同時他們研究還發(fā)現(xiàn)當美國股票的收益下降時，投資者更傾向于向國外的房地產(chǎn)業(yè)投資。中國人民銀行上海分行課題組在對上海市房地產(chǎn)業(yè)的外資化程度進行實證分析時發(fā)現(xiàn):在國內(nèi)市場、宏觀經(jīng)濟政策等一系列外部因素的影響下，房地產(chǎn)行業(yè)出現(xiàn)了外資流入增加、對內(nèi)資替補性增強的傾向。

本文試圖對FDI與上海房地產(chǎn)業(yè)增長之間的定量關(guān)系做系統(tǒng)性研究，并回答以下幾方面問題:(1)房地產(chǎn)業(yè)的FDI與上海房地產(chǎn)業(yè)的增長是否存在長期的均衡關(guān)系;(2)二者之間的短期關(guān)系以及相互影響程度如何，并根據(jù)實證分析得出文章的結(jié)論及政策建議。

二、樣本來源及數(shù)據(jù)處理方法

本文以上海市房地產(chǎn)業(yè)作為樣本，數(shù)據(jù)年限為1990年～2007年。文中用HGt表示第t年的房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，HFt表示第t年的外商對房地產(chǎn)業(yè)投資額，上海市歷年房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)均來自于《上海統(tǒng)計年鑒》。為了消除物價因素的影響，均使用1990年為基期的商品零售價格指數(shù)對變量進行了縮減，且外商對房地產(chǎn)業(yè)的投資額(HFt)按當年美元與人民幣平均匯率折算成人民幣。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，本文對有關(guān)數(shù)據(jù)均做了對數(shù)處理。

三、實證分析

1.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。要進行協(xié)整分析必須首先進行單位根檢驗。本文使用目前最有效的序列穩(wěn)定性檢驗工具ADF(Augmented Dickey-Fuller)法檢驗變量的穩(wěn)定性，回歸方程如下:

(1)

在方程(1)中，Yt是所研究的時間序列，α是常數(shù)項，T為時間趨勢，εt是隨機誤差項，p是最佳滯后期。零假設(shè)H0:Yt是平穩(wěn)序列，當顯著為負數(shù)時，便拒絕原假設(shè)。對于非穩(wěn)定變量，還需要檢驗其一階差分的穩(wěn)定性，若變量的一階差分為I(0)序列，則此變量是一階單整的。所有變量均為I(1)序列是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。

對變量Ln(HGt)和Ln(HFt)及其一階差分變量DLn(HGt)、DLn(HFt)使用ADF法進行平穩(wěn)性檢驗便可以看出，上海市外商對房地產(chǎn)業(yè)的投資額與房地產(chǎn)業(yè)具有同步增長的趨勢，并且變動的方向和步調(diào)較為一致，這說明其間可能存在較強的相關(guān)關(guān)系。其中，外商對上海市房地產(chǎn)業(yè)的投資額于1990年～1992年出現(xiàn)的小幅回落，主要是由當時國內(nèi)的經(jīng)濟環(huán)境造成的。而1998年～2000年的下降則主要是由于東南亞金融危機時期，大量外資投資主體撤資。其余年份，外商對房地產(chǎn)業(yè)的投資額均呈穩(wěn)步上升趨勢。

由表1可見:水平序列Ln(HGt)，Ln(HFt)在5%的顯著性水平下不能拒絕單位根假設(shè)，是非平穩(wěn)的。而其一階差分序列DLn(HGt)、DLn(HFt)拒絕了單位根假設(shè)，是平穩(wěn)的，這說明Ln(HGt)和Ln(HFt)是一階單整的(I(1)序列)。

2.協(xié)整檢驗。雖然外商對上海市房地產(chǎn)業(yè)的投資額與房地產(chǎn)業(yè)增長都具有各自的長期波動規(guī)律，但是如果能證明它們是協(xié)整的，則可以確定它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。時間序列的平穩(wěn)性檢驗顯示Ln(HGt)和Ln(HFt)是一階單整的，所以可進行協(xié)整檢驗以驗證兩者是否存在協(xié)整關(guān)系。鑒于此，本文采用Johansen的極大似然法進行協(xié)整關(guān)系檢驗，根據(jù)各數(shù)據(jù)生成過程特征，本文選擇數(shù)據(jù)和協(xié)整方程中存在線性趨勢，且協(xié)整方程中有截距項的模型，并利用AIC準則確定最佳滯后期數(shù)，協(xié)整測試的結(jié)果見表2。

表2顯示，當rk(∏)=0時，跡統(tǒng)計量的值為21.21，超過5%顯著性水平的臨界值15.41，表明應(yīng)拒絕零假設(shè)，接受備選假設(shè)。當rk(∏)=1時，跡統(tǒng)計量的值為2.39時，小于5%的臨界值3.76，因而接受零假設(shè)。結(jié)合這兩個假設(shè)的結(jié)果可得出結(jié)論:在5%的顯著性水平下兩個變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系。這說明在95%的概率下，外商對房地產(chǎn)業(yè)的投資額與房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間存在長期均衡關(guān)系，長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程為:

Ln(HGt)=3.2871+0.1207Ln(HFt)(2)

(2)式表明Ln(HF)對Ln(HGt)增長的長期彈性為0.1097，這說明在1990年～2007年的樣本期限內(nèi)，HFt每變化1個單位，HGt變化0.1207個單位，即外商對上海市房地產(chǎn)業(yè)的投資每增長1個單位，上海市房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值僅增加0.1207個單位。由此可見，F(xiàn)DI在促進我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展中所起作用較小，本土企業(yè)占主導地位。

3、誤差修正模型。根據(jù)Granger定理，兩個不穩(wěn)定的I(1)序列變量，如果二者之間存在協(xié)整關(guān)系，必須用誤差修正模型來表達它們的線性關(guān)系。為此，本文構(gòu)建了誤差修正模型進行估算，并得到如下結(jié)果:DLn(HGt)=0·6421DLn(HGt-1)-0·1252DLn(HGt-2)+0·0162DLn(HGt-3)-0·0347DLn(HGt-4)+0·1654DLn(HFt-1)+0·0219DLn(HFt-2)+0·2382DLn(HFt-3)+0·4614DLn(HFt-4)+0·0653-0·5946vecmt-1 (3)

(R2=0.8521， D.W.=1.8526， AIC=-4.0039， F=9.7652，且誤差修正項為負值，符合反向修正機制)

由(3)式可以看出:Ln(HFt-4)對Ln(HGt)的變動影響顯著。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因是由于房地產(chǎn)從投資開發(fā)到建成一般有3年～4年的滯后期。另一方面，Ln(HGt-1)與Ln(HGt)存在高度的正向關(guān)系，這說明了上海的房地產(chǎn)業(yè)增長具有很大慣性。同時，(3)式中的修正系數(shù)達到0.5946，這說明上海市房地產(chǎn)業(yè)變化還受到其他多種因素的影響?？傊?，誤差修正模型的結(jié)果表明房地產(chǎn)業(yè)FDI的波動不會對上海市房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生較大影響。

四、實證檢驗的結(jié)論及政策建議

本文的實證分析得出以下結(jié)論:外商對房地產(chǎn)業(yè)的投資與房地產(chǎn)業(yè)增長之間存在長期的均衡關(guān)系，但其對房地產(chǎn)業(yè)增長的長期影響并不顯著。短期內(nèi)，只有HFt-4和HGt-1對HGt的變動影響顯著，其他滯后期的變量對HGt的影響作用并不顯著。產(chǎn)生上述現(xiàn)象的主要原因可能與我國房地產(chǎn)行業(yè)的特殊性有關(guān)。我國房地產(chǎn)行業(yè)的競爭更多的取決于土地所有權(quán)的獲得。大部分的市場土地都留在了本土開發(fā)商的手中，外商投資者的市場行為更多的是受到政府政策的影響，而不是由企業(yè)本身對市場的反應(yīng)所決定。

綜合以上分析，各級政府在制定和實施房地產(chǎn)業(yè)招商引資計劃時，要充分認識到FDI對我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實際貢獻，為其提供良好的投資環(huán)境，以最大限度地發(fā)揮FDI的作用;同時在制定引資政策時要考慮到FDI對房地產(chǎn)業(yè)存在著滯后影響，綜合權(quán)衡長短期利益。FDI在一定程度上可以解決部分企業(yè)融資的問題，但是外資的進入若失去一定的控制規(guī)模，可能會加劇房地產(chǎn)業(yè)投資風險，形成泡沫經(jīng)濟，所以在引進FDI時還要加強管理控制，促進房地產(chǎn)市場健康發(fā)展。

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