【導(dǎo)讀】有關(guān)規(guī)定由本人獨(dú)立完成。文中所引用的觀點(diǎn)和參考資料均已標(biāo)注并。論文研究過程中不存在抄襲他人研究成果和偽造相關(guān)數(shù)據(jù)。如若出現(xiàn)任何侵犯他人知識產(chǎn)權(quán)等問題，本人愿意承擔(dān)相關(guān)。進(jìn)步，在20xx年進(jìn)入WTO后，更是以開放的姿態(tài)面向全世界。房地產(chǎn)市場相當(dāng)活躍，國際熱錢在其中推波助瀾的作用相當(dāng)明顯。對我國房地產(chǎn)市場產(chǎn)生更加重大而深遠(yuǎn)的影響。我將對國際熱錢做出深入的剖析，包括它的種類、特征、數(shù)量及流動特。為國際案例讓平時不易察覺的國際熱錢浮出水面。更加容易的摸清它對我過房地產(chǎn)市場影響的整個脈絡(luò)，起到啟示的作用。道對房地產(chǎn)市場的可能影響，進(jìn)一步確定不同渠道流入的熱錢的作用范圍。指標(biāo)，并嘗試分析出主要的熱錢流入渠道，以便分門別類的進(jìn)行具體的計(jì)量分析，這是本研究的最大的創(chuàng)新點(diǎn)與難點(diǎn)所在。隨后，進(jìn)入到統(tǒng)計(jì)模型的構(gòu)建與檢驗(yàn)過。就是加強(qiáng)外匯管理，加強(qiáng)宏觀調(diào)控力度，以及對市場中熱錢的監(jiān)管。影響，如果出現(xiàn)新的情況就需要新的應(yīng)對方案。

　　

【正文】 情況下，越來越多的企業(yè)家改行去做投資客。而一個國家想要發(fā)展，沒有實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支撐最終只能是空中樓閣，迪拜神話的轟然倒塌已經(jīng)再次向世人證明了這一點(diǎn)。因此，對于政府來說， 不應(yīng)該被土地出讓金的利益所蒙蔽，應(yīng)該更加注重對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的培養(yǎng)，擺脫房地產(chǎn)行業(yè)對地方政府的束縛。尤其像上海這樣的大都市，更應(yīng)該努力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，在城市規(guī)劃中應(yīng)該預(yù)留更多的土地來發(fā)展商業(yè) 與 服務(wù)業(yè)，這樣才是城市發(fā)展的長久之計(jì)。 最后，目前的高房價可以說已經(jīng)超過了普通老百姓的承受上限，行業(yè)泡沫化已經(jīng)不再是一句空話。而在當(dāng)前國民經(jīng)濟(jì)增長依舊倚重房地產(chǎn)行業(yè)的情況下，政府不可能放任房地產(chǎn)行業(yè)出現(xiàn)大幅波動，這意味著高房價在未來的一段時間內(nèi)仍將持續(xù)，并且繼續(xù)透支著居民的消費(fèi)能力。在市場環(huán)境好的情況下，投資 與 投機(jī)的資金尚可以保 持行業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的正貢獻(xiàn)，但房地產(chǎn)行業(yè)不可能始終處于景氣周上海理工大學(xué)本科生畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文） 17 期，政策的扶持也只能盡可能地減小波動，而不可能扭轉(zhuǎn)趨勢，一旦房地產(chǎn)行業(yè)陷入景氣低谷，單靠已被過分透支的消費(fèi)能力何以能夠支撐起中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中國經(jīng)濟(jì)或?qū)⒉坏貌怀惺芊康禺a(chǎn)泡沫破滅后那山呼海嘯般的沖擊。 當(dāng)然，我國對金融體系 與 房地產(chǎn)行業(yè)的監(jiān)管是謹(jǐn)慎而嚴(yán)格的，我國對本幣匯率、國際熱錢 與 通脹預(yù)期也擁有著相當(dāng)?shù)墓芾砟芰?，這些都為我國房地產(chǎn)市場保持相對穩(wěn)定提供了基礎(chǔ)。但不可否認(rèn)的是，當(dāng)前房地產(chǎn)市場已經(jīng)存在著泡沫化的風(fēng)險，因此如何通過結(jié)構(gòu)性的調(diào)整來化解風(fēng)險，防止迪 拜危機(jī)在我國重演，保證我國房地產(chǎn)行業(yè)以及 整個宏觀經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康的發(fā)展，應(yīng)該成為政府有關(guān)部門認(rèn)真思考的問題。 國際熱錢流入對我國房地產(chǎn)市場影響分析 18 第 3 章 基于 EViews 模型分析國際熱錢對房地產(chǎn)的影響 3． 1 指標(biāo)選擇與模型構(gòu)建 單方程模型得出的結(jié)論對模型選擇 與 函數(shù)形式非常敏感 ,相對于單方程模型而言 ,向量自回歸 (VAR)模型可能具有更高的可靠性。盡管直接根據(jù) VAR 模型做出正確推斷往往要求變量具有平穩(wěn)性 ,然而 ,當(dāng)變量非平穩(wěn)但具有協(xié)整關(guān)系時 ,基于VAR 模型做出的推斷常常也是可靠的。 一般而言 ,研究國際資本流動對房地產(chǎn)價格的影響可以從兩個角度入手 ,其一是從開放經(jīng)濟(jì)模型入手進(jìn)行理論推導(dǎo) 與 計(jì)量檢驗(yàn)。其二是在房地產(chǎn)價格指數(shù)與國際資本流動之間建立模型 ,并進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。本文從第二個角度入手研究國際資本流動對我國房地產(chǎn)價格的影響。為了提高實(shí)證研究的有效性 ,本文運(yùn)用我國季度數(shù)據(jù) ,在誤差糾正模型 ( an error correction model,簡稱 ECM)框架下利用格蘭杰因果檢驗(yàn) (Granger causality test)方法對我國的房地產(chǎn)價格 與 國際資本流動之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證性檢驗(yàn)。 若以 FI、 RP、π分別表示國際資本流動、房地產(chǎn)價格指標(biāo) (由房屋銷售價格指數(shù) HP與 土地交易價格指數(shù) LP構(gòu)成 )與 通貨膨脹率 ,房地產(chǎn)價格 與 國際資本流動之間的 VAR 關(guān)系模型可表示為 : α i 與 β i 為方程的系數(shù)。其中 ,變量 RP、 F I 前的系數(shù) (即α 1 i ,β 2 i )分別表示考慮通脹因素下 ,房地產(chǎn)價格對國際資本流動的影響以及居民消費(fèi)對房地產(chǎn)價格的影響。μ是白噪聲誤差項(xiàng) 。 t 表示時間 。 i 表示滯后階數(shù)。對變量取對數(shù)是為了防止出現(xiàn)異方差。 1998 年以來 ,我國停止福利分房 ,住宅市場日趨活躍 ,逐步建立起貨幣化、市場化的住房制度 ,房地產(chǎn)的價值占居民財(cái)富的比重不斷上升 ,與國民經(jīng)濟(jì)的關(guān)系日益緊密 。另一方面 ,土地出讓也越來越多地采取招、掛、拍的形式。因此 ,我們截取 1998年第三季度至 20xx年第二季度的房地產(chǎn)價格指數(shù)與實(shí)際利用外資額的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。以實(shí)際利用外資額作為國際資本流動指標(biāo)值 ,以房屋銷售價格指數(shù)作為房價指標(biāo)值 ,土地交易價格指數(shù)作為地價指標(biāo)值 ,居民消費(fèi)價格指數(shù)作為通貨膨脹指標(biāo)值。根據(jù)各年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》 與 中國上海理工大學(xué)本科生畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文） 19 商務(wù)部網(wǎng)站的數(shù)據(jù)計(jì)算出 20xx— 1010 年的實(shí)際利用外資額 與 房地產(chǎn)價格的季度數(shù)據(jù) ,然后對其進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn) 與 格蘭杰因果檢驗(yàn)。由于實(shí)際利用外資額數(shù)據(jù)存在明顯的季節(jié)波動 ,我們用 X 11 方法對其做出季節(jié)調(diào)整 ,調(diào)整后的數(shù)據(jù)用 F ISA 表示 ,如表 1 所示。 表 31 F I、 HP、 LP 與 π的季度數(shù)據(jù) 年份季度 實(shí)際利用外資額F I(億美元 ) 房屋銷售價格指數(shù) HP(以上年同期為 100) 土地交易價格指數(shù) LP(以上年同期為 100) π (以上年同期為 100) 20xx 年 3季度 112152 10113 10311 99130 20xx 年 4季度 125126 10110 10113 99120 20xx 年 1季度 78136 9917 10215 98160 20xx 年 2季度 120xx2 9916 9915 97190 20xx 年 3季度 112177 9919 9815 99120 20xx 年 4季度 110144 10017 9915 98160 20xx 年 1季度 77102 10017 9912 99180 20xx 年 2季度 103139 10111 10012 100150 20xx 年 3季度 100102 10115 10019 100100 20xx 年 4季度 140147 10112 10015 101150 20xx 年 1季度 83198 10119 10114 100180 20xx 年 2季度 131160 10215 10014 101140 20xx 年 3季度 119197 10217 10110 99190 20xx 年 4季度 132141 10118 10411 99160 20xx 年 1季度 105125 10413 10719 99140 20xx 年 2季度 149192 10218 10514 99120 20xx 年 3季度 156164 10410 10613 99120 20xx 年 4季度 138130 10315 10718 99120 20xx 年 1季度 135119 10418 10815 100150 20xx 年 2季度 176153 10510 10711 100160 20xx 年 3季度 104121 10411 10818 100170 20xx 年 4季度 145147 10511 10819 101120 20xx 年 1季度 146171 10717 10715 102180 20xx 年 2季度 205173 11014 11115 103160 20xx 年 3季度 159118 10919 11116 103190 20xx 年 4季度 129110 11018 11010 104105 20xx 年 1季度 140186 10918 10718 102153 20xx 年 2季度 160119 10810 11017 102143 20xx 年 3季度 156193 10611 10918 102110 20xx 年 4季度 180107 10615 10719 101183 20xx 年 1季度 153157 10515 10517 101150 20xx 年 2季度 149101 10517 10614 101123 國際熱錢流入對我國房地產(chǎn)市場影響分析 20 資料來源 :《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 ,《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》 (各年度 與 月度 ) ,中國商務(wù)部網(wǎng)站。 實(shí)證檢驗(yàn) 相關(guān)性分析 根據(jù)表 31提供的數(shù)據(jù) ,應(yīng)用 EV IEWS 510 對我國實(shí)際利用外資額 F ISA 與 房地產(chǎn)價格指標(biāo) RP (由房屋銷售價格指數(shù) HP 與 土地交易價格指數(shù) LP 構(gòu)成 )與 通貨膨脹率之間進(jìn)行相關(guān)性分析 ,得到的相關(guān)系數(shù)為 : r ( F ISA, HP) = 01758401 (p = 010001) r ( F ISA, LP) = 01754784 (p = 010001) r ( F ISA,π ) = 0161002 (p = 010012) 由以上的相關(guān)系數(shù) 與 p 值我們可以看出 F ISA 與 HP、 LP與 π之間有較強(qiáng)的相關(guān)性 ,國際資本流動對我國的房地產(chǎn)價格可能起到一定的推動作用 ,或者房地產(chǎn)價格上漲吸引了國際資本的流入。為了明確通貨膨脹條件下 ,國際資本流動 與房地產(chǎn)價格之間的確切關(guān)系 ,下面我們對其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn) 與 格蘭杰因果檢驗(yàn)。 單位根檢驗(yàn) 格蘭杰、紐博爾特 (1974) ,菲利浦 (1986)指出當(dāng)使用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時 ,會造成虛假回歸 ,而 且沃深 (1989)也證明當(dāng)變量存在著單位根 ,即非平穩(wěn)時 ,傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量 ,如 t值、 F值、 DW 值 與 R2 將出現(xiàn)偏差。因此 ,為了保證回歸結(jié)果的無偏性、有效性 與 最佳性 ,我們根據(jù)表 1的數(shù)據(jù) ,利用擴(kuò)展的迪基 富勒 (Augmented Dickey Fuller,簡稱 ADF)檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征 ,ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)是基于以下回歸方程 : ε t為純粹白噪音誤差項(xiàng) ,滯后階數(shù)的選擇使得ε t 不存在序列相關(guān)。原假設(shè)H0 :ρ = 1,備選假設(shè) H1 :ρ 1。接受原假設(shè)意味時間序列含有單位根 ,即序列是非平穩(wěn)的 [ 2 ] 。利用 EV IEWS 510 先后對相關(guān)變量的原始序列 與 一階差分序列進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn) ,檢驗(yàn)結(jié)果如表 32 所示。 上海理工大學(xué)本科生畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文） 21 表 32 lnF ISA、 lnHP、 lnLP 與 lnπ的單位根檢驗(yàn)結(jié)果 變量 原始序列 差分序列 結(jié)論 ADF 統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 ADF 統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 lnF ISA ADF (0) = 21409132 1 ADF (3) = 41884475 3 I(1) lnHP ADF (0) = 11143279 1 ADF (0) = 51073002 2 I(1) lnLP ADF (0) = 11246514 1 ADF (1) = 41470537 7 I(1) lnπ ADF (1) = 11667284 2 ADF (0) = 41684862 2 I(1) 由表 32中的數(shù)據(jù)可知 lnF ISA、 lnHP、 lnLP 與 lnπ時間序列的 ADF 的統(tǒng)計(jì)量大于 5%的顯著水平下的臨界值 ,接受原假設(shè) ,時間序列含有單位根 ,是非平穩(wěn)序列 ,其一階差分序列的 ADF 值小于 5%顯著水平下的臨界值 ,是一個平穩(wěn)序列。由于 lnF ISA、 lnHP、 lnLP 與 lnπ都是一階非平穩(wěn)序列 ,他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。 協(xié)整檢查 檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的常用方法是恩格爾 格蘭( Engelamp。Granger, 1987)兩階段法 ,但這種方法在處理有限樣本時的估計(jì)具有偏差 ,因此本文將采用 JJ 檢驗(yàn) 法 ( Johansen, 1988。 Juselius,1990)對相關(guān)變量( lnF ISA、 lnHP、 lnLP 與 lnπ )進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。 JJ 檢驗(yàn)法是基于動態(tài)分布滯后模型 (VAR) : 來估計(jì)模型的長期均衡關(guān)系 ,以得出一個有效無偏估計(jì)。其檢驗(yàn)方法是首先計(jì)算回歸方程的跡 ,然后逐一與不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個 與 存在兩個協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下的跡值進(jìn)行比較 ,當(dāng)回歸方程的跡值大于假設(shè)條件下的 Johanson 臨界分布值時 ,拒絕其前提假設(shè) 。反之 ,接受其假設(shè)。我們根據(jù)表 1 數(shù)據(jù) ,利用 EV 國際熱錢流入對我國房地產(chǎn)市場影響分析 22 IEWS510 對相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn) ,結(jié)果如表 33所示。 表 33 lnF ISA、 lnHP、 lnLP 與 lnπ的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果 協(xié)整向量 Johanson (跡 )統(tǒng)計(jì)量 零假設(shè) 跡統(tǒng)計(jì)量 5%水平臨界值 P 值 lnF ISA、lnHP 與 lnπ rk ( Π ) = 0 rk ( Π )≦ 1 rk ( Π )≦ 2 lnF ISA、lnLP 與 lnπ rk ( Π ) = 0 rk ( Π )≦ 1 rk ( Π )≦ 2 由表 33的數(shù)據(jù)我們可以看出 ,以檢驗(yàn)水平 5%判斷 , lnF ISA、 lnHP 與 lnπ之間在 5%的顯著水平下存在 2 個協(xié)整關(guān)系。也就是說 ,國際資本流動、住房價格 與通貨膨脹率之間存在著長期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系 。以檢驗(yàn)水平 5%判斷 , lnF ISA、 lnLP與 lnπ之間在 5%的顯著水平下存在 2