基于VAR模型下的FDI對(duì)中國住房價(jià)格影響的實(shí)證研究

王福軍, 寧慶月

(福州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建 福州 350108)

基于VAR模型下的FDI對(duì)中國住房價(jià)格影響的實(shí)證研究

王福軍, 寧慶月

(福州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建 福州 350108)

選取2002—2012年的中國外商直接投資(FDI)與住房價(jià)格相關(guān)數(shù)據(jù)，在利用單位根檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，建立VAR模型，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)以及使用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行分析，對(duì)FDI與住房價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行深入研究。結(jié)果表明，在樣本區(qū)間內(nèi)，這兩者之間存在著長期均衡關(guān)系，F(xiàn)DI對(duì)住房價(jià)格存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，F(xiàn)DI對(duì)住房價(jià)格的變動(dòng)具有正向且顯著地影響。最后，根據(jù)以上結(jié)果，針對(duì)FDI在我國房地產(chǎn)市場(chǎng)上如何更好地發(fā)揮積極作用給出了相應(yīng)的政策建議。

FDI；住房價(jià)格；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解; 住房保障

一、引言

房地產(chǎn)業(yè)在我國國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占有舉足輕重的地位，人們不僅將其看成是一種生產(chǎn)和生活的必需品，而且還將其看成是一種資產(chǎn)或財(cái)富(此時(shí)房價(jià)上漲通常會(huì)給住房持有者帶來財(cái)富效應(yīng))[1]。自2001年我國加入WTO以來，逐步加大對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)開放程度，吸引了越來越多的外商進(jìn)行投資，我國的住房價(jià)格也呈現(xiàn)出持續(xù)上漲的趨勢(shì)。

針對(duì)我國FDI與住房價(jià)格之間的關(guān)系，學(xué)者們分別從不同的角度進(jìn)行了廣泛而又深入的討論。宋勃和高波基于我國1998—2006年實(shí)際利用外資和房地產(chǎn)價(jià)格的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析后得出：在短期，住房價(jià)格上漲吸引外資流入；在長期，外資的流入對(duì)住房價(jià)格的上漲產(chǎn)生了一定的影響[2]。況偉大通過建立外資參與的房地產(chǎn)市場(chǎng)局部均衡模型，對(duì)外資與房價(jià)的關(guān)系進(jìn)行了考察，發(fā)現(xiàn)在開發(fā)環(huán)節(jié)，外資對(duì)房價(jià)的影響是負(fù)向的，且外資對(duì)房價(jià)的影響大于房價(jià)對(duì)外資的影響[3]。F.Guo，Y.S.Huang基于1997—2008年的月度數(shù)據(jù)，對(duì)“熱錢”與中國房價(jià)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，熱錢的進(jìn)入對(duì)短期內(nèi)房價(jià)的上升產(chǎn)生了重大影響[4]。杜敏杰和劉霞輝通過對(duì)人民幣升值預(yù)期和住房價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行考察后得出，人民幣升值預(yù)期將導(dǎo)致住房價(jià)格上漲[5]。張中華對(duì)匯率、國際資本流動(dòng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析后得出，匯率的上升將會(huì)導(dǎo)致住房價(jià)格上漲[6]。劉紅梅基于FDI理論和房地產(chǎn)供求理論進(jìn)行實(shí)證分析后得出FDI的增加對(duì)住房價(jià)格的上漲起到了一定的推動(dòng)作用[7]。周江虹運(yùn)用空間計(jì)量方法對(duì)我國2000—2008年的25個(gè)省份的相關(guān)數(shù)據(jù)分析后得出FDI增加對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的上漲作用較為明顯[8]。

綜上所述，學(xué)者們對(duì)我國FDI與住房價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)研究，形成了各自的觀點(diǎn)，也促進(jìn)了相關(guān)理論的發(fā)展，但這些研究缺乏系統(tǒng)性，鮮有文章充分的結(jié)合我國房地產(chǎn)市場(chǎng)的實(shí)際情況對(duì)其進(jìn)行說明，為了彌補(bǔ)這一方面的不足，驗(yàn)證我國FDI與住房價(jià)格(FJ)之間的關(guān)系，本文基于2002—2012年的數(shù)據(jù)，建立了誤差修正模型，并對(duì)其進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析。

二、實(shí)證分析

為了在進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)得到平穩(wěn)時(shí)間序列，并同時(shí)引入?yún)f(xié)整分析，本文采用分別對(duì)FDI和FJ取自然對(duì)數(shù)得到LNFDI、LNFJ的方法來達(dá)到對(duì)原始數(shù)據(jù)去參數(shù)化和消除異方差的目的。這樣做不僅不會(huì)改變?cè)凶兞康膮f(xié)整關(guān)系，而且還容易得出平穩(wěn)的時(shí)間序列。實(shí)證分析所用數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，F(xiàn)DI用實(shí)際利用外資總額表示，住房價(jià)格用商品房平均銷售價(jià)格表示，并利用“居民消費(fèi)類價(jià)格指數(shù)”對(duì)其進(jìn)行了調(diào)整，時(shí)間范圍為2000—2012年。本文所有有關(guān)計(jì)量模型的回歸分析與統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均用Eviews7.2實(shí)現(xiàn)。

(一)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

進(jìn)行回歸分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)時(shí)所用到的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型要求其必須具有平穩(wěn)性，否則，就會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，從而影響計(jì)量模型的解釋效果。因此，首先采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：C,T,K分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)；“D”表示一階差分；Prob.為伴隨概率。

從表1中可以看出，LNFJ序列和LNFDI序列均為非平穩(wěn)序列,而其一階差分序列都是平穩(wěn)的，說明這兩者均為一階單整序列，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)條件，進(jìn)而可以檢驗(yàn)變量之間是否存在長期的協(xié)整關(guān)系。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，首先要確定協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)，確定方法是VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1。從表2可以看出，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，從而確定協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)為0。由于本文樣本容量較小，因此采用Johansen檢驗(yàn)對(duì)變量LNFJ、LNFDI進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。結(jié)果顯示，在5%顯著水平上，變量LNFJ、LNFDI之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。由此可知，我國FDI與住房價(jià)格之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2 向量自回歸模型滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(三)向量誤差修正模型

根據(jù)上述協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，可以通過建立向量誤差修正模型(VECM)來揭示這兩個(gè)變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系以及長期與短期之間的修正關(guān)系。在協(xié)整約束條件下，選取滯后1期，VECM方程為：

Δ(LNFJ)t=-0.142 9ECMt-1+1.368 6(LNFJ)t-1-0.033 0(LNFDI)t-1+2.319 2

(1)

其中長期的誤差修正項(xiàng)為：

VECMt=(LNFJ)t-1-1.050 8(LNFDI)t-1-1.222 9

(2)

從(1)式中得到誤差修正系數(shù)為-0.142 9，為負(fù)值且顯著地小于零，這符合反向修正機(jī)制，能夠自動(dòng)調(diào)節(jié)變量間的長期均衡關(guān)系。

在(1)式中，差分項(xiàng)反映了短期波動(dòng)的影響，可以分為兩部分：一是LNFDI對(duì)LNFJ的影響為0.033，由此可以看出，中國房地產(chǎn)周期約為1/0.033≈30年，按照我國從1998年啟動(dòng)房地產(chǎn)開始，2014年房地產(chǎn)價(jià)格有可能達(dá)到頂峰，出現(xiàn)拐點(diǎn)，這與當(dāng)前房價(jià)出現(xiàn)連續(xù)3個(gè)月環(huán)比下降的現(xiàn)實(shí)基本相吻合；二是ECM的系數(shù)為0.142 9，這反映了當(dāng)變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，將會(huì)以它為調(diào)整速度將其調(diào)整到均衡狀態(tài)，由于調(diào)整所用時(shí)間為1/0.1429≈7年，從我國房地產(chǎn)價(jià)格變化情況來看，2008年后，我國住房價(jià)格出現(xiàn)了很大幅度的上升，2014年可能趨于平穩(wěn)，在短期內(nèi)不會(huì)再有較大幅度的變動(dòng)，這與我國2014年前三個(gè)季度的房價(jià)的平穩(wěn)變化基本相符。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由上述的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量LNFJ、LNFDI之間存在高度的相關(guān)性，但是，這些變量之間是否存在因果關(guān)系，若存在因果關(guān)系，則究竟孰是因孰是果，則需要通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來進(jìn)行判斷。格蘭杰定理表明存在協(xié)整關(guān)系的變量至少存在一個(gè)方向上的格蘭杰因果關(guān)系。因此，可以對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

從表4中可以看出，選取滯后期為1、顯著水平為5%時(shí)，LNFDI是LNFJ的原因，但LNFJ不是LNFDI的原因。因此LNFDI對(duì)LNFJ存在單向的影響關(guān)系，即FDI是導(dǎo)致住房價(jià)格變化的原因，但反過來不成立?？v觀我國各地區(qū)的FDI投資及房價(jià)變化情況來看，我國東部地區(qū)吸引了大量的FDI(幾乎占了我國FDI投資總額的80%)，而這些地區(qū)的房價(jià)也是非常高的(例如：北京、上海、廣州、杭州等地)，而中部和西部地區(qū)的FDI投資量相對(duì)較少，且其房價(jià)相對(duì)東部地區(qū)也明顯的較低，從而我國的實(shí)際情況也印證了這一結(jié)論。

表4 基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

(五)脈沖響應(yīng)分析

使用Eviews軟件計(jì)算出模型的AR根圖(如圖1所示)，由此可以看出所有AR根的逆對(duì)應(yīng)的點(diǎn)均位于單位圓內(nèi)，表示建立的VAR模型是穩(wěn)定的，從而可以進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析FDI和住房價(jià)格之間的相互關(guān)系，如圖2和圖3所示 。

圖1 滯后階數(shù)為1的AR多項(xiàng)式逆根圖

圖2 LNFDI對(duì)LNFJ的沖擊

圖3 LNFJ對(duì)自身的沖擊

從圖2可以看出，住房價(jià)格對(duì)FDI沖擊的響應(yīng)是正的，并在第3期達(dá)到最大值，之后隨著期數(shù)的增加，沖擊逐漸減弱，在達(dá)到30期之后沖擊逐漸變得平穩(wěn)。當(dāng)某地區(qū)的FDI投資增加時(shí)，可能會(huì)增加房地產(chǎn)市場(chǎng)上的需求(FDI投資生產(chǎn)需要進(jìn)行建廠、購買辦公樓以及相應(yīng)的銷售其商品的店鋪等)，由于房地產(chǎn)具有建設(shè)周期長的特點(diǎn)，在短期內(nèi)，其供給情況很難有所改變，從而在市場(chǎng)需求供給規(guī)律的作用下，造成房價(jià)在短期內(nèi)(本文為前3期)內(nèi)上升，但經(jīng)過一段時(shí)間以后，隨著房地產(chǎn)供給的增加，又會(huì)使房價(jià)逐步回到初始的水平，即FDI對(duì)房價(jià)的影響力度將逐漸減弱，直至消失。從圖3可以看出，住房價(jià)格對(duì)其自身沖擊的響應(yīng)是正的，在前2期內(nèi)是急劇減弱的，隨后出現(xiàn)一定的波動(dòng)性，但隨著期數(shù)的增加，沖擊逐漸減弱，在達(dá)到30期之后沖擊逐漸變得平穩(wěn)。 當(dāng)房價(jià)上漲時(shí)，由于人們的購買力有限，從而會(huì)降低對(duì)住房的需求，同樣在市場(chǎng)需求供給規(guī)律的作用下，使得房價(jià)下降，隨著房價(jià)的下降，人們又會(huì)增加對(duì)其的需求，這又會(huì)使得房價(jià)上升，在這種市場(chǎng)規(guī)律的反復(fù)作用下，房價(jià)不斷上升和下降，但隨著時(shí)間的推移，這種影響效果也會(huì)逐漸減弱，并最終消失。

(六)方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠描述VAR模型中FDI沖擊和住房價(jià)格沖擊分別給住房價(jià)格所帶來的動(dòng)態(tài)影響效果，并不能夠說明它們對(duì)住房價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度，但方差分解可以實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，進(jìn)而可以對(duì)這兩種不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性作出評(píng)價(jià)。方差分解分析如表5所示。

表5 LNFJ方差分解表

從表5可以看出，F(xiàn)DI增加對(duì)住房價(jià)格上升的貢獻(xiàn)度在初期不斷增加，隨著期數(shù)的增加，最終保持在44%以上，處于穩(wěn)定狀態(tài)，當(dāng)外商決定對(duì)某地區(qū)進(jìn)行投資時(shí)，由于房地產(chǎn)建設(shè)周期較長導(dǎo)致其供給不會(huì)馬上增加的特點(diǎn)，在需求大于供給的情況下，在短期內(nèi)(本文是前2期)對(duì)住房價(jià)格變化的影響作用程度變化非?？?，但隨著時(shí)間的推移，房地產(chǎn)市場(chǎng)供給增加，在市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制的作用下，F(xiàn)DI對(duì)住房價(jià)格變化的影響作用程度變化變得緩和，并最終趨于穩(wěn)定；住房價(jià)格上漲對(duì)其自身的貢獻(xiàn)度在初期不斷降低，隨著期數(shù)的增加，最終保持在56%以下，處于穩(wěn)定狀態(tài)，當(dāng)住房價(jià)格上漲時(shí)，由于我國居民的收入水平在短期內(nèi)很難有所改變，因此會(huì)造成對(duì)住房的需求減少，而此時(shí)房地產(chǎn)商會(huì)增加對(duì)住房的供給，在需求減少和供給增加的情況下，在短期內(nèi)(本文是前2期)對(duì)住房價(jià)格變化的影響作用程度變化非?？?，但隨著時(shí)間的推移，房地產(chǎn)供給商發(fā)現(xiàn)并其沒有獲得預(yù)期的收益而不會(huì)持續(xù)的增加住房供給，以及我國居民收入水平的增加和購買力的提升，其對(duì)住房價(jià)格變化的影響作用程度變化也將變得緩和，并最趨于穩(wěn)定。

三、結(jié)論與啟示

本文利用中國2000—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過對(duì)基于VAR模型的FDI和住房價(jià)格的實(shí)證分析考察了FDI對(duì)住房價(jià)格的影響。結(jié)果顯示，F(xiàn)DI的增加與住房價(jià)格的上升存在著密不可分的關(guān)系，F(xiàn)DI的增加促進(jìn)了我國住房價(jià)格的上漲。由此可以得出，近年來我國房價(jià)的持續(xù)上漲，有一部分原因是來自于FDI進(jìn)入量的連續(xù)增加，F(xiàn)DI的進(jìn)入加劇了我國房地產(chǎn)市場(chǎng)的競爭，一方面在很多地方(例如，物業(yè)整購方面)國外投資者的經(jīng)濟(jì)實(shí)力優(yōu)于國內(nèi)的投資者，另一方面，F(xiàn)DI進(jìn)入量的增加使得我國房地產(chǎn)市場(chǎng)上的需求量增加了，根據(jù)市場(chǎng)需求供給模型，這就會(huì)提高住房價(jià)格。

因此，為了正確引導(dǎo)FDI的進(jìn)入，使其對(duì)我國的房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生積極的影響，降低其對(duì)我國房地產(chǎn)市場(chǎng)帶來的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)性。根據(jù)以上結(jié)論，提出以下相應(yīng)的政策建議：一要制定和完善和房地產(chǎn)有關(guān)的法律法規(guī)和政策，使得外資在我國房地產(chǎn)市場(chǎng)上的投資有法可依，合理引導(dǎo)外資的投資方向，促進(jìn)我國房地產(chǎn)市場(chǎng)的持續(xù)、健康發(fā)展，盡最大努力保證房地產(chǎn)市場(chǎng)運(yùn)行的端正和規(guī)范；二要嚴(yán)格監(jiān)控FDI在我國房地產(chǎn)市場(chǎng)上的投資流向，對(duì)非正規(guī)渠道進(jìn)入的FDI進(jìn)行投機(jī)套利的非法行為給予堅(jiān)決的打擊，切實(shí)提高我國的金融經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)的安全性[9]；三要建立健全FDI和房地產(chǎn)市場(chǎng)交易的監(jiān)測(cè)預(yù)警機(jī)制，杜絕FDI進(jìn)入房地產(chǎn)市場(chǎng)而可能造成各種風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生，完善風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)監(jiān)測(cè)體系，健全FDI在房地產(chǎn)市場(chǎng)上進(jìn)行交易的登記體系；四要緩解人民幣升值預(yù)期，中央銀行、國家外匯管理局等有關(guān)部門應(yīng)積極相互配合，通過各種渠道緩解人民幣升值預(yù)期，充分運(yùn)用利率和匯率杠桿對(duì)住房價(jià)格實(shí)行調(diào)控。

[1]李艷麗,李利軍.論我國房價(jià)收入的不合理性及解決思路[J].石家莊鐵道學(xué)院學(xué)報(bào),2000(1):81-84.

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Empirical Research on the Impacts of FDI on Housing Price in China Based on VAR Model

WANG Fu-jun, NING Qing-yue

(School of Economics and Management, Fuzhou University, Fuzhou 350108, China)

By selecting the foreign direct investment (FDI) and housing price data (2002-2012) in China, using the unit root test to make the stationary test of the variables, establishing VAR model, using co-integration test, error correction model, Granger causality test, the impulse response function and variance decomposition to make analysis, the relationship between FDI and housing price are deeply studied.The results show that in the sample interval, there is a long-term equilibrium relationship between FDI and housing price; there is a one-way Granger causality between FDI and housing price; FDI has a positive and significant impact on the housing price.Finally, according to the above results, some corresponding policy recommendations on FDI how to play a positive role better in real estate market in China are put forward.

FDI (foreign direct investment); housing price; VAR model; impulse response function; variance decomposition; housing securtiy

2095-0365(2015)01-0030-05

2014-09-05

王福軍(1989-)男，碩士研究生，研究方向：技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長。

F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

10.13319/j.cnki.sjztddxxbskb.2015.01.06

本文信息:王福軍，寧慶月.基于VAR模型下的FDI對(duì)中國住房價(jià)格影響的實(shí)證研究 [J].石家莊鐵道大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2015，9(1)：30-34.