网站原创基金项目：本文为2006年国家社会科学规划基金项目（06BJY084）和教育部人文社会科学研究2005年规划基金项目（05JA790036）的阶段性成果,并获“南京大学985工程经济转型和发展研究基地”子课题“经济增长与结构转型研究”项目资助.
作者简介：宋勃（1973-）,男,湖南常德人,博士研究生,主要从事产业经济、城市与房地产经济等方面研究.
摘 要：本文在考虑通货膨胀的条件下,利用我国1998―2006年的实际利用外资和房地产的季度数据建立误差纠正模型（ECM）,使用Granger因果检验方法对我国的房地产和国际资本流动的关系进行实证检验.得出结论,短期而言,房地产上涨吸引了外资的流入；长期来说,外资的流入对我国的住房上涨产生了影响.在现阶段控制外资过度流入房地产市场,有利于保持我国房地产的稳定.
关 键 词：通货膨胀；资本流动；房地产
中图分类号：F293.3文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2007）03-0055-07
一、引言及文献回顾
一般来说,国际资本流动是指国家之间为特定的经济目标而进行的各种形式的资本转移、输入和输出.对于国际资本流动产生的原因,不同的流派有不同的解释.以麦克道格尔（G.D.Macdougall）和肯普（M.C.Kemp）为代表的利率论认为：各国资本要素供需关系的不同引起利率差异,引起国际资本流动；以费雪尔（S.Fisher）和福伦克（J.Frenkel）为代表的债务周期理论认为：资本流动具有周期性,以借贷资本为例,资本输入时债务周期开始,外资流入推动促进出口,增加外汇债务周期随着清偿而结束；垄断优势论,海默（S.H.Hymer）认为:由于技术垄断,生产不存在完全竞争,如果一个企业比外国同类企业具有垄断优势,就对外直接投资；对外投资论,小岛清认为：对外直接投资从比国外具有比较优势的产业开始；以巴克莱（P.Buckley）、卡森（M.Casson）和拉格曼（A.Rugman）为代表市场内部化理论认为：资本输出在跨国公司所属子公司之间进行,从而形成内部市场,通过内部化减少外部成本建立长期稳定的供求关系[1].
国际资本流动可以在国际间调剂资本的余缺,使资本寻求到最有效的利用场所和机会.国际资本流动对世界经济的发展起着巨大的作用,成为影响发展中国家经济发展的一个极其重要的因素.近年来,随着我国经济快速发展和人民币升值的预期下,国际资本通过外商直接投资、证券投资和其他渠道大量流入我国.在钉住一篮子货币的汇率制度下,外汇储备出现快速和大幅度上升.国家外汇储备到2006年10月底为止,已经突破一万亿美元,成为全球外汇储备第一的国家.此前,外资进入的第一大行业是通信设备、计算机及其他电子设备制造行业,在最近几年,房地产行业成为外商的第二大投资行业.外资进入我国房地产主要涉及购房投资和开发两个领域.从需求角度看,国际资本以投资增值为目的,流入境内房地产需求市场,扩大了商品房的需求,拉动部分地区商品房上涨；从供给角度看,随着房地产市场的发展和国家房地产金融政策的调整,我国房地产行业对资金的需求量持续增加,但国内资金尤其是商业银行资金的流入开始受到制约,房地产开发商融资成本加大,这就为外资进入我国房地产市场提供了更多的机会.
国际资本流入可以弥补我国房地产行业的资本短缺和不足,降低国内银行信贷风险,扩大房地产市场的供给和需求,增强了房地产行业的竞争,促进了房地产行业的发展和壮大；此外,外资的流入也为我国房地产行业带来先进的技术、设备和理念,促进房地产市场机制的发展与完善.另一方面,外资大量流入房地产行业也带来了一些负面影响：加剧国际收支失衡和人民币升值的压力,削弱了我国货币政策独立性与有效性；外资在我国房地产市场主要是进行高档楼盘的开发,加剧了我国房地产市场的供求结构失衡；大量的短期资本流入房地产市场,会带来投机活动的高涨产生“羊群效应”,促使房地产泡沫膨胀.因此,从实证角度出发,分析外资流入对国内房地产的影响,有很强的理论和现实意义.目前国内对此的经验研究处于空白,为了验证外资对我国房地产的影响,本文利用房地产市场的最新数据,运用误差纠正模型,对其进行实证检验.
二、指标选择与模型的构建
单方程模型得出的结论对模型选择和函数形式非常敏感,相对于单方程模型而言,向量自回归（VAR）模型可能具有更高的可靠性.尽管直接根据VAR模型做出正确推断往往要求变量具有平稳性,然而,当变量非平稳但具有协整关系时,基于VAR模型做出的推断常常也是可靠的.
一般而言,研究国际资本流动对房地产的影响可以从两个角度入手,其一是从开放经济模型入手进行理论推导和计量检验.其二是在房地产指数与国际资本流动之间建立模型,并进行计量检验.本文从第二个角度入手研究国际资本流动对我国房地产的影响.为了提高实证研究的有效性,本文运用我国季度数据,在误差纠正模型（anerror-correctionmodel,简称ECM）框架下利用格兰杰因果检验（Granger-causalitytest）方法对我国的房地产和国际资本流动之间的关系进行实证性检验.
若以FI、RP、π分别表示国际资本流动、房地产指标（由房屋销售指数HP和土地交易指数LP构成）和通货膨胀率,房地产和国际资本流动之间的VAR关系模型可表示为:
αi和βi为方程的系数.其中,变量RP、FI前的系数（即α1i,β2i）分别表示考虑通胀因素下,房地产对国际资本流动的影响以及居民消费对房地产的影响.μ是白噪声误差项；t表示时间；i表示滞后阶数.对变量取对数是为了防止出现异方差.
1998年以来,我国停止福利分房,住宅市场日趋活跃,逐步建立起货币化、市场化的住房制度,房地产的价值占居民财富的比重不断上升,与国民经济的关系日益紧密；另一方面,土地出让也越来越多地采取招、挂、拍的形式.因此,我们截取1998年第三季度至2006年第二季度的房地产指数与实际利用外资额的数据进行分析.以实际利用外资额作为国际资本流动指标值,以房屋销售指数作为房价指标值,土地交易指数作为地价指标值,居民消费指数作为通货膨胀指标值.根据各年的《中国统计年鉴》、《中国经济景气月报》和中国商务部网站的数据计算出1998―2006年的实际利用外资额和房地产的季度数据,然后对其进行相关性检验、单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验.由于实际利用外资额数据存在明显的季节波动,我们用X-11方法对其做出季节调整Shiskin,J.TheX-11VariantoftheCensusMethodⅡ.SeasonalAdjustmentProgram.1965,11.,调整后的数据用FISA表示,如表1所示.
三、实证检验
1.相关性分析
我们根据1998―2006年的实际利用外资额变动率（上年同期为100）、房屋销售指数、土地交易指数和居民消费指数的季度数据作时间序列图（如图1所示）.
从图1中我们可以发现,实际利用外资额变动率的曲线和HP、LP、π曲线的波峰和波谷存在一定程度的重合,两两之间存在一定的相关性.
根据表1提供的数据,应用EVIEWS5.0对我国实际利用外资额FISA和房地产指标RP（由房屋销售指数HP和土地交易指数LP构成）和通货膨胀率之间进行相关性分析,得到的相关系数为：
r（FISA,HP）等于0.758401（p等于0.0001）
r（FISA,LP）等于0.754784（p等于0.0001）
r（FISA,π）等于0.61002（p等于0.0012）
由以上的相关系数和p值我们可以看出FISA与HP、LP和π之间有较强的相关性,国际资本流动对我国的房地产可能起到一定的推动作用,或者房地产上涨吸引了国际资本的流入.为了明确通货膨胀条件下,国际资本流动和房地产之间的确切关系,下面我们对其进行单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验.
2.单位根检验
格兰杰、纽博尔特（1974）,菲利浦（1986）指出当使用非平稳序列进行回归时,会造成虚检测回归,并且沃深（1989）也证明当变量存在着单位根,即非平稳时,传统的统计量,如t值、F值、DW值和R2将出现偏差.因此,为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性,我们根据表1的数据,利用扩展的迪基-富勒（AugmentedDickey-Fuller,简称ADF）检验方法来检验样本数据的时间序列特征,ADF平稳性检验是基于以下回归方程：
Δyt等于β1＋β2t＋（ρ-1）yt-1＋αi∑miΔyt-i＋εi（3）
εt为纯粹白噪音误差项,滞后阶数的选择使得εt不存在序列相关.原检测设H0：ρ等于1,备选检测设H1：ρ<1.?接受原检测设意味时间序列含有单位根,即序列是非平稳的[2].利用EVIEWS5.0先后对相关变量的原始序列和一阶差分序列进行ADF检验,检验结果如表2所示.?
由表2中的数据可知lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ时间序列的ADF的统计量大于5％的显著水平下的临界值,接受原检测设,时间序列含有单位根,是非平稳序列,其一阶差分序列的ADF值小于5％显著水平下的临界值,是一个平稳序列.由于lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ都是一阶非平稳序列,他们之间可能存在协整关系.
3.协整检验
检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔-格兰杰（Engel&Granger,1987）两阶段法,但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差,因此本文将采用检验法（Johansen,1988,Juselius,1990）对相关变量（lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ）进行协整检验.检验法是基于动态分布滞后模型（VAR）：
Yt等于∑ki等于1iYt-i+∑ki等于0θiXt-i+μi（4）
来估计模型的长期均衡关系,以得出一个有效无偏估计.其检验方法是首先计算回归方程的迹,然后逐一与不存在协整关系、存在一个和存在两个协整关系等检测设前提下的迹值进行比较,当回归方程的迹值大于检测设条件下的Johanson临界分布值时,拒绝其前提检测设；反之,接受其检测设.我们根据表1数据,利用EVIEWS5.0对相关变量进行协整检验,结果如表3所示.
由表3的数据我们可以看出,以检验水平5％判断,lnFISA、lnHP和lnπ之间在5％的显著水平下存在2个协整关系.也就是说,国际资本流动、住房和通货膨胀率之间存在着长期稳定的经济关系；以检验水平5％判断,lnFISA、lnLP和lnπ之间在5％的显著水平下存在2个协整关系.也就是说,国际资本流动、土地和通货膨胀率之间存在长期稳定的经济关系.
Granger（1988）指出,若变量之间存在协整关系,则这些变量至少存在一个方向的Granger因果关系.[8]因此,下面进一步探讨国际资本流动和房地产变化之间的因果关系.
4.格兰杰因果检验
Granger因果检验通常有两种方法：一种是传统的VAR模型,另一种是误差修正模型（ECM）.Granger（1998）指出,若非平稳变量间存在协整关系,使用VAR模型作因果检验可能会有错误的推论.由于lnFISA、lnHP、lnLP和lnπ都为I（1）时间序列,且存在协整关系,根据Granger定理（Engle&Granger,1987）,[9]必然可以建立多变量误差纠正模型（ECM）,通过ECM模型来检验我国房地产变化与国际资本流动之间的因果关系.
EC项表示上一期变量偏离均衡水平的误差,等于协整回归所得的残差,代表变量间存在长期协整关系的误差纠正项；μ是白噪声误差项；t表示时间；i表示滞后阶数.如果有关房地产的变量ΔlnRPt-i的系数α1i或者误差纠正项的系数α4i在统计上具有显著性,则房地产导致国际资本流动的零检测设不成立,即房地产变化是国际资本流动的原因.其中系数α1i具有显著性表示房地产变动是国际资本流动的短期格兰杰原因,系数α4i具有显著性表示房地产变动是国际资本流动的长期格兰杰原因.同样,ΔlnFISAt-i的系数α2i和误差纠正项的系数α4i是否具有统计上的显著性是判断国际资本流动是导致房地产的格兰杰原因的主要标准.β2i显著性代表短期性格兰杰原因,β4i显著性代表长期性格兰杰原因Jones和Joulfaian(1991)、Perman(1991)等人认为传统的格兰杰因果检验只考虑有限滞后项的影响,只考虑变量间的短期关系,而变量间存在的重要的长期关系被忽略,因此在作格兰杰因果检验时,应该加上代表长期关系的EC项.
.利用Eviews5.0对我国房地产变动和国际资本流动的长短期格兰杰因果检验结果如表4所示.
从表4中我们可以得出,通货膨胀条件下,房地产变化是国际资本流动的短期格兰杰原因（χ2值在5％的水平上显著,拒绝原检测设）；相反,通货膨胀条件下,国际资本流动不是房地产变化的短期格兰杰原因（χ2值在5％的水平上不显著,接受原检测设）；在土地与国际资本流动的长期格兰杰因果检验中,χ2值在5％的水平上不显著,接受原检测设,两者之间不存在因果关系；在住房和国际资本流动的长期格兰杰因果检验中,存在国际资本流动是住房变化的单向格兰杰因果关系（χ2值在5％的水平上显著）,即国际资本流动对住房带来影响.因此,通过以上的实证检验我们知道,短期来说,房地产上涨吸引了外资的流入；从长期而言,外资的流入对我国的住房变动产生了影响.
由于住房和实际利用外资之间存在长期的因果关系,为了明确实际利用外资对住房的正负影响,根据表1中数据,利用Eviews5.0计量软件,我们可以得出两者的误差修正模型：（括号内为t值）
ΔlnHPt＝0.00042＋0.00461ΔlnFISAt-1－0.64417ΔlnHPt-1＋0.39542Δlnπt-1－0.00133ECt-1
（0.18078）（0.2701）（-4.22092）（1.76468）（-0.04532）
R2等于0.464565F等于5.205843DW等于2.3543
可以看出上述误差修正模型的建立是与经济意义相符合的.ΔlnHPt和ΔlnFISAt-1的符号为正,表明实际利用外资和住房是同向均衡关系,实际利用外资增加会导致住房上涨.一旦上述经济关系偏离协整关系时,会有一个反向的误差项对模型进行修正（表现为ECt-1项符号为负）,使其又恢复到协整关系上来.
四、结论与政策含义
随着国际资本流动的不断增强和我国居民收入的增加,房地产财富在居民家庭财富中所占的比重不断上升.2005年我国实际利用外资达到638亿美元,外资的流入对我国房地产的影响已成为一个不容忽视的问题.在考虑通货膨胀的条件下,通过对我国1998―2006年的房地产和实际利用外资的季度数据进行Granger因果检验,我们得出以下结论：
1.短期而言,房地产上涨吸引了外资的流入；长期来说,外资的流入推动了我国的住房上涨.从房地产行业对外资的准入政策来看,中国是目前全球为数不多的、对境外机构和个人投资开发和销售环节没有重大限制的国家.即使发达国家的房地产市场十分繁荣,但房地产市场的投机是会受到严格限制的.国际货币基金组织IMF《2003年各国汇兑安排与汇兑限制》显示：187个国家当中,137个国家对非居民投资房地产有各种限制,如新加坡、韩国、澳大利亚和加拿大等国,对于外资购房不仅有比例上的严格限制,而且还得获得政府或银行审批,外国购写者接受审批时要说明用途,不符合规定将被禁止购写房屋.
2.由资本逐利的本质所决定,当房地产市场快速发展时,会吸引大量外资流入房地产市场,导致投机盛行,往往会滋生房地产泡沫,而房地产的大幅度上涨和下跌,会导致宏观经济波动.因此,我们一方面要充分利用外资对房地产开发建设的积极影响,另一方面也要考虑外资过度流入房地产市场和投机所带来的房地产泡沫的负面效应,防止泡沫的过度膨胀和破裂的风险.
3.从开放经济的视角关注房地产的波动,关注国际资本流动对我国房地产的影响,通过调整税收、金融政策,限制交易环节的过度投机,控制外资过度流入房地产市场,有利于保持我国房地产的稳定,避免大起大落,以促进中国经济持续、稳定和健康发展.
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［13］Shiskin,J.TheX-11VariantoftheCensusMethodⅡ［J］.SeasonalAdjustmentProgram,1965,11.
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