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[摘要] 近年来,外商直接投资额在上海地区总体呈上升趋势,而房地产业所占比重较大,本文选取了近10年的数据进行实证分析,试图得出上海地区房地产业外商投资与经济增长之间的相关关系,并提出了房地产业利用外资的政策建议。
[关键词] 房地产业外商投资回归分析政策建议
一、引言
受金融危机影响,世界各地房地产需求较同期而言有所下降,但是房地产依然在外商直接投资中占有很大比重。根据上海市统计局2008年发布的前三季度数据显示,第三产业中的房地产业依然是吸引外商投资的大头。从合同外资看,前三季度,上海第三产业吸收合同外资金额97.53亿美元,而第三产业内部,房地产业合同外资比重最大,房地产业外商直接投资合同金额34.16亿美元,同比增长75.6%,占第三产业外资合同金额的35%,比重同比提高5.7个百分点。从实到外资看,前三季度房地产业实到外资比重依然占据首位,房地产业实到外资金额17.81亿美元,同比增长27.4%,占第三产业实到外资的35.4%,比重同比提高1.9个百分点。
国内外有很多学者对房地产业的外资情况进行研究。Russekyh,F. &Ruffin,R.指出:当美国的外债增加时,美国在外国房地产领域的投资也会相应增加。Moshirian,F. & Pham,T.在实证分析1985年～1995年间导致美国在外国房地产业投资增加的原因时发现:美国在国外房地产业的投资与美国的财政状况、东道主国制造业和银行业的发展水平均呈现出正相关关系,同时他们研究还发现当美国股票的收益下降时,投资者更倾向于向国外的房地产业投资。中国人民银行上海分行课题组在对上海市房地产业的外资化程度进行实证分析时发现:在国内市场、宏观经济政策等一系列外部因素的影响下,房地产行业出现了外资流入增加、对内资替补性增强的倾向。
本文试图对FDI与上海房地产业增长之间的定量关系做系统性研究,并回答以下几方面问题:(1)房地产业的FDI与上海房地产业的增长是否存在长期的均衡关系;(2)二者之间的短期关系以及相互影响程度如何,并根据实证分析得出文章的结论及政策建议。
二、样本来源及数据处理方法
本文以上海市房地产业作为样本,数据年限为1990年～2007年。文中用HGt表示第t年的房地产业产值,HFt表示第t年的外商对房地产业投资额,上海市历年房地产业产值数据均来自于《上海统计年鉴》。为了消除物价因素的影响,均使用1990年为基期的商品零售价格指数对变量进行了缩减,且外商对房地产业的投资额(HFt)按当年美元与人民币平均汇率折算成人民币。为了消除数据中可能存在的异方差,本文对有关数据均做了对数处理。
三、实证分析
1.时间序列的平稳性检验。要进行协整分析必须首先进行单位根检验。本文使用目前最有效的序列稳定性检验工具ADF(Augmented Dickey-Fuller)法检验变量的稳定性,回归方程如下:
(1)
在方程(1)中,Yt是所研究的时间序列,α是常数项,T为时间趋势,εt是随机误差项,p是最佳滞后期。零假设H0:Yt是平稳序列,当显著为负数时,便拒绝原假设。对于非稳定变量,还需要检验其一阶差分的稳定性,若变量的一阶差分为I(0)序列,则此变量是一阶单整的。所有变量均为I(1)序列是变量之间存在协整关系的必要条件。
对变量Ln(HGt)和Ln(HFt)及其一阶差分变量DLn(HGt)、DLn(HFt)使用ADF法进行平稳性检验便可以看出,上海市外商对房地产业的投资额与房地产业具有同步增长的趋势,并且变动的方向和步调较为一致,这说明其间可能存在较强的相关关系。其中,外商对上海市房地产业的投资额于1990年～1992年出现的小幅回落,主要是由当时国内的经济环境造成的。而1998年～2000年的下降则主要是由于东南亚金融危机时期,大量外资投资主体撤资。其余年份,外商对房地产业的投资额均呈稳步上升趋势。
由表1可见:水平序列Ln(HGt),Ln(HFt)在5%的显著性水平下不能拒绝单位根假设,是非平稳的。而其一阶差分序列DLn(HGt)、DLn(HFt)拒绝了单位根假设,是平稳的,这说明Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的(I(1)序列)。
2.协整检验。虽然外商对上海市房地产业的投资额与房地产业增长都具有各自的长期波动规律,但是如果能证明它们是协整的,则可以确定它们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。时间序列的平稳性检验显示Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的,所以可进行协整检验以验证两者是否存在协整关系。鉴于此,本文采用Johansen的极大似然法进行协整关系检验,根据各数据生成过程特征,本文选择数据和协整方程中存在线性趋势,且协整方程中有截距项的模型,并利用AIC准则确定最佳滞后期数,协整测试的结果见表2。
表2显示,当rk(∏)=0时,迹统计量的值为21.21,超过5%显著性水平的临界值15.41,表明应拒绝零假设,接受备选假设。当rk(∏)=1时,迹统计量的值为2.39时,小于5%的临界值3.76,因而接受零假设。结合这两个假设的结果可得出结论:在5%的显著性水平下两个变量之间存在一个协整关系。这说明在95%的概率下,外商对房地产业的投资额与房地产业产值之间存在长期均衡关系,长期均衡关系的协整方程为:
Ln(HGt)=3.2871+0.1207Ln(HFt)(2)
(2)式表明Ln(HF)对Ln(HGt)增长的长期弹性为0.1097,这说明在1990年～2007年的样本期限内,HFt每变化1个单位,HGt变化0.1207个单位,即外商对上海市房地产业的投资每增长1个单位,上海市房地产业产值仅增加0.1207个单位。由此可见,FDI在促进我国房地产业发展中所起作用较小,本土企业占主导地位。
3、误差修正模型。根据Granger定理,两个不稳定的I(1)序列变量,如果二者之间存在协整关系,必须用误差修正模型来表达它们的线性关系。为此,本文构建了误差修正模型进行估算,并得到如下结果: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,且误差修正项为负值,符合反向修正机制)
由(3)式可以看出:Ln(HFt-4)对Ln(HGt)的变动影响显著。产生这种现象的原因是由于房地产从投资开发到建成一般有3年～4年的滞后期。另一方面,Ln(HGt-1)与Ln(HGt)存在高度的正向关系,这说明了上海的房地产业增长具有很大惯性。同时,(3)式中的修正系数达到0.5946,这说明上海市房地产业变化还受到其他多种因素的影响。总之,误差修正模型的结果表明房地产业FDI的波动不会对上海市房地产业产生较大影响。
四、实证检验的结论及政策建议
本文的实证分析得出以下结论:外商对房地产业的投资与房地产业增长之间存在长期的均衡关系,但其对房地产业增长的长期影响并不显著。短期内,只有HFt-4和HGt-1对HGt的变动影响显著,其他滞后期的变量对HGt的影响作用并不显著。产生上述现象的主要原因可能与我国房地产行业的特殊性有关。我国房地产行业的竞争更多的取决于土地所有权的获得。大部分的市场土地都留在了本土开发商的手中,外商投资者的市场行为更多的是受到政府政策的影响,而不是由企业本身对市场的反应所决定。
综合以上分析,各级政府在制定和实施房地产业招商引资计划时,要充分认识到FDI对我国房地产业发展的实际贡献,为其提供良好的投资环境,以最大限度地发挥FDI的作用;同时在制定引资政策时要考虑到FDI对房地产业存在着滞后影响,综合权衡长短期利益。FDI在一定程度上可以解决部分企业融资的问题,但是外资的进入若失去一定的控制规模,可能会加剧房地产业投资风险,形成泡沫经济,所以在引进FDI时还要加强管理控制,促进房地产市场健康发展。
参考文献:
[1]RUSSEKYH F, RUFFIN R. The role of foreign direct investment in US capital flows[J]. American Economic Review,1986, 76: 1127—1130
[2]MOSHIRIAN F, PHAM T. Determinants ofUS investment in real estate abroad[ J]. Journal ofMultinational FinancialManagement, 2000(10): 63—72
[3]中国人民银行上海分行课题组.上海市房地产业融资外资化程度及其影响[J].上海金融, 2004(11)
[4]翁少群刘洪玉:我国房地产行业的外资参与及其影响[J].建筑经济,2005(9)
[关键词] 房地产业外商投资回归分析政策建议
一、引言
受金融危机影响,世界各地房地产需求较同期而言有所下降,但是房地产依然在外商直接投资中占有很大比重。根据上海市统计局2008年发布的前三季度数据显示,第三产业中的房地产业依然是吸引外商投资的大头。从合同外资看,前三季度,上海第三产业吸收合同外资金额97.53亿美元,而第三产业内部,房地产业合同外资比重最大,房地产业外商直接投资合同金额34.16亿美元,同比增长75.6%,占第三产业外资合同金额的35%,比重同比提高5.7个百分点。从实到外资看,前三季度房地产业实到外资比重依然占据首位,房地产业实到外资金额17.81亿美元,同比增长27.4%,占第三产业实到外资的35.4%,比重同比提高1.9个百分点。
国内外有很多学者对房地产业的外资情况进行研究。Russekyh,F. &Ruffin,R.指出:当美国的外债增加时,美国在外国房地产领域的投资也会相应增加。Moshirian,F. & Pham,T.在实证分析1985年～1995年间导致美国在外国房地产业投资增加的原因时发现:美国在国外房地产业的投资与美国的财政状况、东道主国制造业和银行业的发展水平均呈现出正相关关系,同时他们研究还发现当美国股票的收益下降时,投资者更倾向于向国外的房地产业投资。中国人民银行上海分行课题组在对上海市房地产业的外资化程度进行实证分析时发现:在国内市场、宏观经济政策等一系列外部因素的影响下,房地产行业出现了外资流入增加、对内资替补性增强的倾向。
本文试图对FDI与上海房地产业增长之间的定量关系做系统性研究,并回答以下几方面问题:(1)房地产业的FDI与上海房地产业的增长是否存在长期的均衡关系;(2)二者之间的短期关系以及相互影响程度如何,并根据实证分析得出文章的结论及政策建议。
二、样本来源及数据处理方法
本文以上海市房地产业作为样本,数据年限为1990年～2007年。文中用HGt表示第t年的房地产业产值,HFt表示第t年的外商对房地产业投资额,上海市历年房地产业产值数据均来自于《上海统计年鉴》。为了消除物价因素的影响,均使用1990年为基期的商品零售价格指数对变量进行了缩减,且外商对房地产业的投资额(HFt)按当年美元与人民币平均汇率折算成人民币。为了消除数据中可能存在的异方差,本文对有关数据均做了对数处理。
三、实证分析
1.时间序列的平稳性检验。要进行协整分析必须首先进行单位根检验。本文使用目前最有效的序列稳定性检验工具ADF(Augmented Dickey-Fuller)法检验变量的稳定性,回归方程如下:
(1)
在方程(1)中,Yt是所研究的时间序列,α是常数项,T为时间趋势,εt是随机误差项,p是最佳滞后期。零假设H0:Yt是平稳序列,当显著为负数时,便拒绝原假设。对于非稳定变量,还需要检验其一阶差分的稳定性,若变量的一阶差分为I(0)序列,则此变量是一阶单整的。所有变量均为I(1)序列是变量之间存在协整关系的必要条件。
对变量Ln(HGt)和Ln(HFt)及其一阶差分变量DLn(HGt)、DLn(HFt)使用ADF法进行平稳性检验便可以看出,上海市外商对房地产业的投资额与房地产业具有同步增长的趋势,并且变动的方向和步调较为一致,这说明其间可能存在较强的相关关系。其中,外商对上海市房地产业的投资额于1990年～1992年出现的小幅回落,主要是由当时国内的经济环境造成的。而1998年～2000年的下降则主要是由于东南亚金融危机时期,大量外资投资主体撤资。其余年份,外商对房地产业的投资额均呈稳步上升趋势。
由表1可见:水平序列Ln(HGt),Ln(HFt)在5%的显著性水平下不能拒绝单位根假设,是非平稳的。而其一阶差分序列DLn(HGt)、DLn(HFt)拒绝了单位根假设,是平稳的,这说明Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的(I(1)序列)。
2.协整检验。虽然外商对上海市房地产业的投资额与房地产业增长都具有各自的长期波动规律,但是如果能证明它们是协整的,则可以确定它们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。时间序列的平稳性检验显示Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的,所以可进行协整检验以验证两者是否存在协整关系。鉴于此,本文采用Johansen的极大似然法进行协整关系检验,根据各数据生成过程特征,本文选择数据和协整方程中存在线性趋势,且协整方程中有截距项的模型,并利用AIC准则确定最佳滞后期数,协整测试的结果见表2。
表2显示,当rk(∏)=0时,迹统计量的值为21.21,超过5%显著性水平的临界值15.41,表明应拒绝零假设,接受备选假设。当rk(∏)=1时,迹统计量的值为2.39时,小于5%的临界值3.76,因而接受零假设。结合这两个假设的结果可得出结论:在5%的显著性水平下两个变量之间存在一个协整关系。这说明在95%的概率下,外商对房地产业的投资额与房地产业产值之间存在长期均衡关系,长期均衡关系的协整方程为:
Ln(HGt)=3.2871+0.1207Ln(HFt)(2)
(2)式表明Ln(HF)对Ln(HGt)增长的长期弹性为0.1097,这说明在1990年～2007年的样本期限内,HFt每变化1个单位,HGt变化0.1207个单位,即外商对上海市房地产业的投资每增长1个单位,上海市房地产业产值仅增加0.1207个单位。由此可见,FDI在促进我国房地产业发展中所起作用较小,本土企业占主导地位。
3、误差修正模型。根据Granger定理,两个不稳定的I(1)序列变量,如果二者之间存在协整关系,必须用误差修正模型来表达它们的线性关系。为此,本文构建了误差修正模型进行估算,并得到如下结果: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,且误差修正项为负值,符合反向修正机制)
由(3)式可以看出:Ln(HFt-4)对Ln(HGt)的变动影响显著。产生这种现象的原因是由于房地产从投资开发到建成一般有3年～4年的滞后期。另一方面,Ln(HGt-1)与Ln(HGt)存在高度的正向关系,这说明了上海的房地产业增长具有很大惯性。同时,(3)式中的修正系数达到0.5946,这说明上海市房地产业变化还受到其他多种因素的影响。总之,误差修正模型的结果表明房地产业FDI的波动不会对上海市房地产业产生较大影响。
四、实证检验的结论及政策建议
本文的实证分析得出以下结论:外商对房地产业的投资与房地产业增长之间存在长期的均衡关系,但其对房地产业增长的长期影响并不显著。短期内,只有HFt-4和HGt-1对HGt的变动影响显著,其他滞后期的变量对HGt的影响作用并不显著。产生上述现象的主要原因可能与我国房地产行业的特殊性有关。我国房地产行业的竞争更多的取决于土地所有权的获得。大部分的市场土地都留在了本土开发商的手中,外商投资者的市场行为更多的是受到政府政策的影响,而不是由企业本身对市场的反应所决定。
综合以上分析,各级政府在制定和实施房地产业招商引资计划时,要充分认识到FDI对我国房地产业发展的实际贡献,为其提供良好的投资环境,以最大限度地发挥FDI的作用;同时在制定引资政策时要考虑到FDI对房地产业存在着滞后影响,综合权衡长短期利益。FDI在一定程度上可以解决部分企业融资的问题,但是外资的进入若失去一定的控制规模,可能会加剧房地产业投资风险,形成泡沫经济,所以在引进FDI时还要加强管理控制,促进房地产市场健康发展。
参考文献:
[1]RUSSEKYH F, RUFFIN R. The role of foreign direct investment in US capital flows[J]. American Economic Review,1986, 76: 1127—1130
[2]MOSHIRIAN F, PHAM T. Determinants ofUS investment in real estate abroad[ J]. Journal ofMultinational FinancialManagement, 2000(10): 63—72
[3]中国人民银行上海分行课题组.上海市房地产业融资外资化程度及其影响[J].上海金融, 2004(11)
[4]翁少群刘洪玉:我国房地产行业的外资参与及其影响[J].建筑经济,2005(9)