近年來，房地產業(yè)FDI在我國利用外資總量中占的比重有較快的提升。自1991年以來，我國已連續(xù)19年成為吸收外資最多的發(fā)展中國家。截至2010年，F(xiàn)DI資本的流入在其投資行業(yè)中已經躍升為僅次于制造業(yè)的外商直接投資的第二大行業(yè)。

　　摘要：本文利用2000～2010年的數(shù)據(jù)研究了中國對外直接投資對房價的影響。利用多元回歸分析方法分析了FDI對房價的影響并進行了多重共線性的檢驗。研究結果表明：在穩(wěn)定人均可支配收入的前提下，在樣本區(qū)間對外直接投資對房地產價格指數(shù)有正向影響且其影響是長期均衡的。

　　關鍵詞：FDI,房地產價格,回歸分析

　　一、引言

　　近年來，房地產業(yè)發(fā)展迅速，已經成為是中國的支柱產業(yè)。同時，房地產市場存在的投資過旺、房價居高不下的問題已成為我國關乎國計民生的頭號熱點。在經濟一體化趨勢在全球蔓延的背景下，國際間的資本流動日益加速。從時間上看，國際的資本流動時間日益模糊，長短期資本的相互轉化呈現(xiàn)快速化趨勢；從種類上看，金融工具多樣化發(fā)展，特別是金融衍生品迅速發(fā)展、金融自由化改革和技術進步使得國際的資本流動時間轉化更加便利、快速。作為投資的動產與不動產之間的關系邊界日益單薄化，這是基于資本利潤最大化的客觀要求，也是國際投資市場進一步開放和繁榮的最終目的。因此，很有必要基于市場化的國際資本組成視角探討國際間資本流動對房地產市場帶來的影響。

　　二、變量和模型設定

　　在建立線性回歸時，除了考慮因變量和自變量之外，還需要驗證幾組必要的控制變量。基于房價的自變量除了FDI之外，還有國內生產總值和利率，以及消費需求。因此，本文的初始變量選取如下。

　　房地產價格指數(shù)：Y；人均可支配收入：PI；人均消費性支出：CS；對外直接投資：FDI。消除異方差效應，對變量Y、PI、CS和FDI分別采用對數(shù)形式表達。

　　LNY=b0+b1*LNPI+b2*LNCS+b3*LNFDI+u

　　本文數(shù)據(jù)來源于2012年中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)庫，運用的統(tǒng)計測量軟件為Eviews6.0。

　　三、實證分析

　　（一）單位根檢驗

　　本文引用數(shù)據(jù)均為時間序列，而大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，若將非平穩(wěn)時間序列當作平穩(wěn)時間序列直接進行回歸分析，則可能帶來非真實的結果，如虛假回歸問題。文中我們采用ADF檢驗數(shù)據(jù)單位根，回歸以下方程。

　　ΔXt-c0+c1t+cXt-1+■βt-1ΔXt-1+μt

　　其中，c0為常數(shù)項，t為時間趨勢項，k為滯后階數(shù)，μt為殘差。分析中的零假設H0：c2=0，備擇假設H1：c2≠0。如果c2的ADF值大于臨界值則拒絕原假設H0，表明該序列是平穩(wěn)序列；否則即有單位根，為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，需要進一步檢驗，直到確認數(shù)據(jù)是d階單整，即I（d）序列。加入k個滯后項是為了使殘差為μt白噪聲序列。

　　結果：三個序列皆為零階單整，其中LNY在0.1的水平上顯著，LNPI在0.01的水平上顯著，LNCS在0.05的水平上顯著，LNFDI在0.05的水平上顯著。所以，可以對數(shù)據(jù)直接進行回歸分析。

　　（二）回歸分析

　　本文四個變量都是平穩(wěn)數(shù)據(jù)，因此可以直接進行OLS回歸。結果如下。

　　LNY=3.758465-0.014LNPI+

　　T3.7281-0.0452

　　0.113LNCS-0.003LNFDI

　　0.28480.0680

　　R-squared=0.3892AdjustedR-squared=0.1275F=1.4871DW=1.2279

　　從結果來看，人均可支配收入和外商直接投資與預期的符號相反，同時可決系數(shù)也比較低，且T檢驗結果表明PI、CS和FDI對房價的影響均不顯著，估計模型可能存在多重共線性。

　　（三）多重共線性檢驗

　　運用逐步回歸檢測法檢驗數(shù)據(jù)的多重共線性。逐步回歸的基本思想是對變量進行逐個引入模型，每引進一個自變量后，都要展開F檢驗并對選進的自變量逐個開展t檢驗，當原來引入的自變量因為后面自變量的引入而變成不顯著時，隨即將其剔除，確保每次檢驗新的變量之前方程中只包含顯著的變量。這是一個不斷重復的過程，直到既沒有出現(xiàn)顯著的自變量選入回歸方程，也沒有出現(xiàn)不顯著的解自變量被剔除為止，保證最后得到的自變量組合是最優(yōu)的。

　　從表1來看，LNPI和LNCS的相關系數(shù)非常高：0.9925，因此數(shù)據(jù)存在多重共線性。逐步回歸分析可以解決產生的多重共線性問題。先選取變量LNCS作線性回歸，結果如下。

　　LNY=3.7996+0.0952LNCS-0.0041LNFDI

　　T9.35361.7992-0.1157

　　R-squared=0.3891AdjustedR-squared=0.2363F=2.5474DW=1.2076

　　R-squared沒有得到很大提高，系數(shù)仍然不顯著。所以，再選取變量LNPI作線性回歸，結果如下。

　　LNY=0.2012+0.8354LNPI+0.0481LNFDI

　　T0.752031.38091.8061

　　R-squared=0.9958AdjustedR-squared=0.9957F=939.48DW=1.9031

　　R-squared提高為0.9958，表示模型擬合的很好，并且各系數(shù)都通過了T檢驗；DW值為1.9031，接近于2，表明不存在一階自相關。

　　（四）回歸結果

　　通過修正過的多重共線性結果（LNY=0.2012+0.8354LNPI+0.0481LNFDI）可以看出，在穩(wěn)定人均可支配收入之后，對外直接投資對房價有一定的影響并且呈正相關關系。

　　四、結論與建議

　　一是政府必須嚴密關注房地產行業(yè)FDI資本流入的類型和結構，對多種形式的短期資本流入加以限制。必須防范國內多數(shù)以FDI形式出現(xiàn)的國外資本利用它們流動性便利的優(yōu)勢涌入我國大中型城市的房地產行業(yè)，防止房地產市場供求結構失衡及房地產價格進一步大幅上漲的現(xiàn)象出現(xiàn)，預防房地產市場風險危機的進一步上升。所以說，宏觀經濟的協(xié)調穩(wěn)定增長是房地產市場長期健康穩(wěn)定發(fā)展的基石。

　　二是通過多種渠道穩(wěn)定人民幣的升值預期。首先，逐步放寬資本項目的控制，激勵中小企業(yè)、風險投資企業(yè)積極在海外上市。其次，強調央行在公開市場業(yè)務的對沖手段，從而下調銀行支付給非居民人民幣存款的利率。再次，針對國有銀行和商業(yè)銀行資金不足問題，可以利用我國充裕的外匯儲備注資，對外匯營運資金和資本金補充，沖抵商業(yè)銀行的外匯、呆賬，同時對保險公司的外匯資金買賣業(yè)務加大推廣力度，最終達到合理分配、分級儲蓄、減輕人民幣匯率升值壓力的目的。

　　三是要針對房地產業(yè)的FDI流向建立監(jiān)控制度。首先，對外商資本投資項目的審批要嚴格化、制度化、規(guī)范化。各主管部門從立項開始時就應嚴格把關，對污染嚴重的項目要堅決禁止。其次，對于國有資產評估，相關的資產評估機構要客觀根據(jù)市場供求情況和價值規(guī)律來定價，嚴防國有資產的流失。最后，對FDI的稅收管理及對獨資、合資、跨國企業(yè)財務管理方面的審查要格外加強，嚴防國家稅收的流失。

　　四是對住房需求的類別進行嚴格的甄別，充分利用匯率、利率杠桿調控房價。對購買第二套及多套住房的購買者全部取消優(yōu)惠政策，利用稅收和貸款措施進行限制；關于按揭購房，在規(guī)定期限內不得隨意轉讓，引導真實居住需求，鼓勵正確的投資需求，抑制投機性炒房行為；合并開征物業(yè)稅，將現(xiàn)行土地增值稅、房產稅及土地出讓金等費用合并，轉化為統(tǒng)一征收的物業(yè)稅。

　　參考文獻：

　　[1]魏后凱.外商直接投資對中國區(qū)域經濟增長的影響[J].經濟研究，2002（04）.

　　[2]閆之博.GDP與FDI對中國房地產價格影響的實證分析[J].經濟研究導刊，2007（01）.

　　[3]曹珍.對外直接投資與房價的長期均衡實證分析[J].經濟研究導刊，2011（22）.