上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價(jià)格的變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析

[摘要] 本文采用了參數(shù)變結(jié)構(gòu)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(jià)格的協(xié)整關(guān)系，并建立了誤差修正模型?；?994年～2006年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，在1998年后上海市外商直接投資和房地產(chǎn)價(jià)格的協(xié)整關(guān)系發(fā)生了變化。

[關(guān)鍵詞] 上海市 外商直接投資 房地產(chǎn)價(jià)格 參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整

一、引言

據(jù)上海市國(guó)民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)資料顯示，1994年上海市商品房平均銷售價(jià)格為2089元/平方米，2006年為7196元/平方米，年平均增長(zhǎng)率為10.86％。與此同時(shí)，1994年上海市外商直接投資實(shí)際吸收金額為24.73億美元，到2006年實(shí)際吸收金額達(dá)到了71.07億美元，年平均增長(zhǎng)率為9.20%。在房地產(chǎn)價(jià)格的不斷上升的影響下，境外資本大量流入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，本文試圖對(duì)上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價(jià)格之間的定量關(guān)系進(jìn)行研究，分析上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價(jià)格是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析是近幾十年發(fā)展起來的新的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法，能更準(zhǔn)確及時(shí)地反映經(jīng)濟(jì)關(guān)系和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，本文將利用這一統(tǒng)計(jì)方法研究上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價(jià)格的變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系。

二、理論與方法

1.變結(jié)構(gòu)協(xié)整的概念與分類

變結(jié)構(gòu)協(xié)整分為：參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整，部分變結(jié)構(gòu)協(xié)整，機(jī)理變結(jié)構(gòu)協(xié)整。參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整是指在某一時(shí)點(diǎn)上協(xié)整參數(shù)發(fā)生了變化，但序列間的協(xié)整關(guān)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(jié)構(gòu)協(xié)整的情況是指時(shí)間序列在某一時(shí)點(diǎn)以后或以前存在協(xié)整關(guān)系，而另外的時(shí)序集合里協(xié)整關(guān)系不復(fù)存在；機(jī)理變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系表明已有的協(xié)整關(guān)系，可能由于新的變量進(jìn)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(guān)系。

2.參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整建模

(1)檢驗(yàn)序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系。假設(shè)標(biāo)量時(shí)間序列維向量時(shí)間序列，設(shè)標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整回歸的靜態(tài)模型為:，當(dāng)時(shí)，稱間存在協(xié)整關(guān)系。

(2)確定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。為了尋找結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，引入虛擬變量：當(dāng)時(shí)，;當(dāng)時(shí)，。其中未知，表示取整，T表示觀察值數(shù)目。

模型的結(jié)構(gòu)變化可以考慮以下3種形式：

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

（2)常數(shù)項(xiàng)與趨勢(shì)項(xiàng)漂移的變結(jié)構(gòu)協(xié)整，。

(3)狀態(tài)開關(guān)型的變結(jié)構(gòu)協(xié)整，。

3.檢驗(yàn)參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系是否存在

對(duì)引入虛擬變量的模型進(jìn)行靜態(tài)回歸，得到回歸殘差，對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷是否存在參數(shù)變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系。對(duì)于三種不同情況，分別令，或。然后，將誤差修正項(xiàng)分別代入誤差修正模型，然后估計(jì)誤差修正模型。

三、實(shí)證分析

1.變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

設(shè)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(jià)格，為了消除價(jià)格因素的影響，使用了1994年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)變量進(jìn)行了縮減，且上海市外商直接投資額（FDIt）按當(dāng)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(duì)兩序列均做了對(duì)數(shù)處理，變量lnFDIt和lnHPt分別表示取自然對(duì)數(shù)以后的新序列。數(shù)據(jù)來源于歷年的《上海市統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間為1994年～2006年。

2.檢驗(yàn)序列間的協(xié)整關(guān)系

協(xié)整檢驗(yàn)的前提要求一階差分后的被檢序列平穩(wěn)，本文使用擴(kuò)充迪基－富勒（Augmented Dickey－Fuller，ADF）方法對(duì)此性質(zhì)進(jìn)行檢驗(yàn)，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(guān)系的前提，可以進(jìn)行協(xié)整分析。對(duì)變量lnFDIt與lnHPt進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示lnFDIt與lnHPt存在惟一的協(xié)整關(guān)系。然后，再進(jìn)一步做變結(jié)構(gòu)協(xié)整分析。

3.檢驗(yàn)序列間的變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系

本文選取結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)范圍，即變結(jié)構(gòu)協(xié)整檢驗(yàn)的范圍為1994年～2004年，檢驗(yàn)期間發(fā)生突變的可能性。估計(jì)結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)的模型設(shè)定如下：

（I）

(II)

(III)

采用EVIEWS3.0計(jì)算，得到檢驗(yàn)的結(jié)果如表所示：

表 參數(shù)的變結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)

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

4.建立變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型及誤差修正模型

綜上分析，筆者認(rèn)為在1998年后上海市外商直接投資與房地產(chǎn)價(jià)格的協(xié)整關(guān)系發(fā)生了水平漂移變化，由此本文設(shè)定模型，用來描述lnFDIt與lnHPt的變結(jié)構(gòu)協(xié)整關(guān)系。采用EVIEWS3.0計(jì)算，估計(jì)得到的模型結(jié)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(jì)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(gè)變量系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)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(jì)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(guān)系，可以建立誤差修正模型。

誤差修正項(xiàng)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(jià)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(xiàng)ECMt-1系數(shù)反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，其系數(shù)估計(jì)值表明本期對(duì)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(guān)系。

四、結(jié)論

本文采用了基于參數(shù)變結(jié)構(gòu)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(jià)格的協(xié)整問題，首先通過設(shè)定虛擬變量確定了結(jié)構(gòu)突變時(shí)機(jī)，發(fā)現(xiàn)在1998年后，上海市外商直接投資和房地產(chǎn)價(jià)格的協(xié)整關(guān)系發(fā)生了負(fù)的水平漂移變化，然后建立了長(zhǎng)期均衡關(guān)系式和誤差修正模型，模型顯示：上海市房地產(chǎn)價(jià)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(duì)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(chǎng)的發(fā)展歷程，不難發(fā)現(xiàn)，1998年前后處于房地產(chǎn)市場(chǎng)的投資調(diào)整期，房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)領(lǐng)域吸收的外商直接投資出現(xiàn)下滑，導(dǎo)致這種現(xiàn)象的主要原因有:受亞洲金融危機(jī)的影響，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到沉重打擊，對(duì)房地產(chǎn)等不動(dòng)產(chǎn)投資的外資相應(yīng)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(jìn)一步對(duì)外商投資加以引導(dǎo)，注重引資質(zhì)量，對(duì)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(jià)格的變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型，較好的體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)環(huán)境及經(jīng)濟(jì)政策的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)關(guān)系的重大影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]梁立俊:FDI對(duì)中國(guó)商品房?jī)r(jià)格影響的實(shí)證分析[J].中國(guó)物價(jià)，2007，（3）

[2]楊寶臣張世英:變結(jié)構(gòu)協(xié)整問題研究[J]．系統(tǒng)工程學(xué)報(bào)，2002，（1）

[3]張世英:變結(jié)構(gòu)建模與系統(tǒng)的變結(jié)構(gòu)問題[J].統(tǒng)計(jì)與決策（理論版），2007，（5）

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