1、FDI 对房地产价格影响的实证研究摘要：本文利用 20002010 年的数据研究了中国对外直接投资对房价的影响。利用多元回归分析方法分析了 FDI 对房价的影响并进行了多重共线性的检验。研究结果表明：在稳定人均可支配收入的前提下，在样本区间对外直接投资对房地产价格指数有正向影响且其影响是长期均衡的。 关键词：FDI；房地产价格；回归分析 一、引言 近年来，房地产业发展迅速，已经成为是中国的支柱产业。同时，房地产市场存在的投资过旺、房价居高不下的问题已成为我国关乎国计民生的头号热点。在经济一体化趋势在全球蔓延的背景下，国际间的资本流动日益加速。从时间上看，国际的资本流动时间日益模糊，长短期资本的
2、相互转化呈现快速化趋势；从种类上看，金融工具多样化发展，特别是金融衍生品迅速发展、金融自由化改革和技术进步使得国际的资本流动时间转化更加便利、快速。作为投资的动产与不动产之间的关系边界日益单薄化，这是基于资本利润最大化的客观要求，也是国际投资市场进一步开放和繁荣的最终目的。因此，很有必要基于市场化的国际资本组成视角探讨国际间资本流动对房地产市场带来的影响。 近年来，房地产业 FDI 在我国利用外资总量中占的比重有较快的提升。自 1991 年以来，我国已连续 19 年成为吸收外资最多的发展中国家。截至 2010 年，FDI 资本的流入在其投资行业中已经跃升为仅次于制造业的外商直接投资的第二大行业
3、。 二、变量和模型设定 在建立线性回归时，除了考虑因变量和自变量之外，还需要验证几组必要的控制变量。基于房价的自变量除了 FDI 之外，还有国内生产总值和利率，以及消费需求。因此，本文的初始变量选取如下。 房地产价格指数：Y；人均可支配收入：PI；人均消费性支出：CS；对外直接投资：FDI。消除异方差效应，对变量 Y、PI、CS 和 FDI 分别采用对数形式表达。 LNY=b0+b1*LNPI+b2*LNCS+b3*LNFDI+u 本文数据来源于 2012 年中国统计年鉴数据库，运用的统计测量软件为 Eviews6.0。 三、实证分析 （一）单位根检验 本文引用数据均为时间序列，而大多数时间序
4、列数据是非平稳的，若将非平稳时间序列当作平稳时间序列直接进行回归分析，则可能带来非真实的结果，如虚假回归问题。文中我们采用 ADF 检验数据单位根，回归以下方程。 Xt-c0+c1t+cXt-1+t-1Xt-1+t 其中，c0 为常数项，t 为时间趋势项，k 为滞后阶数，t 为残差。分析中的零假设 H0：c2=0，备择假设 H1：c20。如果 c2 的 ADF 值大于临界值则拒绝原假设 H0，表明该序列是平稳序列；否则即有单位根，为非平稳数据，需要进一步检验，直到确认数据是 d 阶单整，即 I（d）序列。加入 k 个滞后项是为了使残差为 t 白噪声序列。 结果：三个序列皆为零阶单整，其中 LN
5、Y 在 0.1 的水平上显著，LNPI 在 0.01 的水平上显著，LNCS 在 0.05 的水平上显著，LNFDI 在 0.05的水平上显著。所以，可以对数据直接进行回归分析。 （二）回归分析 本文四个变量都是平稳数据，因此可以直接进行 OLS 回归。结果如下。 LNY=3.758465-0.014LNPI+ T 3.7281 -0.0452 0.113LNCS-0.003LNFDI 0.2848 0.0680 R-squared=0.3892 Adjusted R-squared=0.1275 F=1.4871 DW=1.2279 从结果来看，人均可支配收入和外商直接投资与预期的符号相反，
6、同时可决系数也比较低，且 T 检验结果表明 PI、CS 和 FDI 对房价的影响均不显著，估计模型可能存在多重共线性。 （三）多重共线性检验 运用逐步回归检测法检验数据的多重共线性。逐步回归的基本思想是对变量进行逐个引入模型，每引进一个自变量后，都要展开 F 检验并对选进的自变量逐个开展 t 检验，当原来引入的自变量因为后面自变量的引入而变成不显著时，随即将其剔除，确保每次检验新的变量之前方程中只包含显著的变量。这是一个不断重复的过程，直到既没有出现显著的自变量选入回归方程，也没有出现不显著的解自变量被剔除为止，保证最后得到的自变量组合是最优的。 从表 1 来看，LNPI 和 LNCS 的相关
7、系数非常高：0.9925，因此数据存在多重共线性。逐步回归分析可以解决产生的多重共线性问题。先选取变量 LNCS 作线性回归，结果如下。 LNY=3.7996+0.0952LNCS-0.0041LNFDI T 9.3536 1.7992 -0.1157 R-squared=0.3891 Adjusted R-squared=0.2363 F=2.5474 DW=1.2076 R-squared 没有得到很大提高，系数仍然不显著。所以，再选取变量LNPI 作线性回归，结果如下。 LNY=0.2012+0.8354LNPI+0.0481LNFDI T 0.7520 31.3809 1.8061 R
8、-squared=0.9958 Adjusted R-squared=0.9957 F=939.48 DW=1.9031 R-squared 提高为 0.9958，表示模型拟合的很好，并且各系数都通过了 T 检验；DW 值为 1.9031，接近于 2，表明不存在一阶自相关。 （四）回归结果 通过修正过的多重共线性结果（LNY=0.2012+0.8354LNPI+0.0481LNFDI） 可以看出，在稳定人均可支配收入之后，对外直接投资对房价有一定的影响并且呈正相关关系。四、结论与建议 一是政府必须严密关注房地产行业 FDI 资本流入的类型和结构，对多种形式的短期资本流入加以限制。必须防范国内多
9、数以 FDI 形式出现的国外资本利用它们流动性便利的优势涌入我国大中型城市的房地产行业，防止房地产市场供求结构失衡及房地产价格进一步大幅上涨的现象出现，预防房地产市场风险危机的进一步上升。所以说，宏观经济的协调稳定增长是房地产市场长期健康稳定发展的基石。 二是通过多种渠道稳定人民币的升值预期。首先，逐步放宽资本项目的控制，激励中小企业、风险投资企业积极在海外上市。其次，强调央行在公开市场业务的对冲手段，从而下调银行支付给非居民人民币存款的利率。再次，针对国有银行和商业银行资金不足问题，可以利用我国充裕的外汇储备注资，对外汇营运资金和资本金补充，冲抵商业银行的外汇、呆账，同时对保险公司的外汇资金
10、买卖业务加大推广力度，最终达到合理分配、分级储蓄、减轻人民币汇率升值压力的目的。 三是要针对房地产业的 FDI 流向建立监控制度。首先，对外商资本投资项目的审批要严格化、制度化、规范化。各主管部门从立项开始时就应严格把关，对污染严重的项目要坚决禁止。其次，对于国有资产评估，相关的资产评估机构要客观根据市场供求情况和价值规律来定价，严防国有资产的流失。最后，对 FDI 的税收管理及对独资、合资、跨国企业财务管理方面的审查要格外加强，严防国家税收的流失。 四是对住房需求的类别进行严格的甄别，充分利用汇率、利率杠杆调控房价。对购买第二套及多套住房的购买者全部取消优惠政策，利用税收和贷款措施进行限制；关于按揭购房，在规定期限内不得随意转让，引导真实居住需求，鼓励正确的投资需求，抑制投机性炒房行为；合并开征物业税，将现行土地增值税、房产税及土地出让金等费用合并，转化为统一征收的物业税。 参考文献： 1魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响J.经济研究，2002（04）. 2闫之博.GDP 与 FDI 对中国房地产价格影响的实证分析J.经济研究导刊，2007（01）. 3曹珍.对外直接投资与房价的长期均衡实证分析J.经济研究导刊，2011（22）. （作者单位：云南财经大学）
