GDP与FDI对中国房地产价格影响效果的实证分析
FDI对我国经济增长影响的分析
FDI对我国经济增长影响的分析FDI(外商直接投资)对我国经济增长有着重要的影响。
在过去几十年里,中国吸引了大量的FDI,这对于推动经济发展、技术进步和就业创造起到了至关重要的作用。
本文将从FDI对我国经济的贡献、技术传播、产业升级以及风险挑战等几个方面进行分析。
首先,FDI对我国经济增长的最直接的贡献莫过于资金的引入。
外商直接投资为我国提供了海外资金资源,填补了我国发展需要的资金空缺。
这些资金的引入有助于推动经济发展,并且使得许多关键项目得以实施,例如基础设施建设、高新技术产业发展等,从而带动了就业增长和消费需求的提升。
其次,FDI带来了先进技术和管理经验的传播。
外商直接投资带来的外来技术和管理经验,对我国技术水平的提升具有重要影响。
通过与外资企业合作,我国企业能够学习和吸收先进的管理理念、生产技术和研发能力,推动了我国产业的升级和转型。
特别是在高新技术产业和研发领域,FDI的引入使得我国取得了巨大的进步,加速了我国从制造大国向创新大国的转变。
此外,FDI还促进了我国企业的国际化和全球价值链的整合。
通过FDI,我国企业能够与外资企业进行合作,进入全球市场并参与全球价值链中的创造和分配。
这有助于推动我国企业的国际化进程,提高在全球经济中的竞争力。
通过与跨国公司的联盟和合作,我国企业能够获得更多市场机会、技术支持和品牌影响力,从而实现更快速的发展。
然而,FDI也带来了一些潜在的风险和挑战。
首先,FDI的引入可能导致我国经济的过度依赖外资企业。
这种依赖性可能使得我国经济对于外部环境的波动更加敏感,丧失了自主发展和自主创新的能力。
其次,FDI可能导致资源配置不均衡和区域发展不平衡。
大量的FDI主要集中在沿海地区和一些发达城市,而中西部地区的发展相对滞后。
这种不均衡发展可能加剧地区间的差距,增加社会不稳定性。
综上所述,FDI对于我国经济增长具有积极的影响。
它为我国提供了大量资金资源,推动了经济发展和就业创造,促进了技术进步和产业升级。
FDI对我国经济增长影响的分析
本科毕业论文(设计)FDI对我国经济增长影响的分析Analysis of the influence of FDI on China's economic growth学生姓名:学院:专业:班级:学号:0指导教师:审阅教师:完成日期:2012年6月15日独创性说明作者郑重声明:本毕业论文(设计)是我个人在指导教师指导下进行的研究工作及取得研究成果。
尽我所知,除了文中特别加以标注和致谢的地方外,毕业论文(设计)中不包含其他人已经发表或撰写的研究成果,也不包含为获得其他单位的学位或证书所使用过的材料。
与我一同工作的同志对本研究所做的贡献均已在论文中做了明确的说明并表示了谢意。
作者签名:___________ 日期:___________摘要自改革开放以来,我国吸收外商直接投资(FDI)的比重逐年增加;随着全球经济一体化,更使我国的经济发展势头迅猛。
近几年,我国吸引外商直接投资不断达到历史的高峰,但其在我国经济中的角色和作用亦不断引起了质疑。
不可否认,FDI对我国经济的增长的显著贡献,但与此同时伴随的负面影响却是不容小觑的。
本文主要从分析我国利用FDI的现状出发,以近两年我国的外资结构特点为依据,通过研究FDI对我国经济增长做出的巨大贡献,进而深入探讨其给我国经济带来增长的正面效应下,显露的问题或潜伏着的负面效应,最后提出其如何进一步促进我国经济良性发展策略的构想,使我国企业在对外直接投资中能够有所借鉴,从而推动我国经济的走势是快速健康与持续发展。
关键词: FDI;经济增长;正负影响;对策分析Analysis of the influence of FDI on China's economic growthAbstractSince reform and opening up, share of direct foreign investment in China increased year by year, as the global economic integration, but also make rapid momentum of economic development in China. In recent years, attracting foreign direct investment FDI continued in China reached historic peak, but its role and function of China's economy caused has been questioned. There is no denying that the significant contribution of FDI on China's economic growth, but at the same time with the negative impact is to be reckoned with. This article proceeding from the analysis of present situation of utilizing FDI in China, with the foreign structure characteristics of recent two years in China as the demarcation point, through the study of FDI on China's economic growth to make great contributions, and delve into its brought to China's economic growth under the positive effects of, reveal the negative effects of problem or lurking, reveal the negative effects of problem or lurking, finally made its idea of how to further promote the sound development of China's economic policy, China's foreign direct investment can be in reference, so as to promote the economic trend is rapid, and healthy and sustainable development.Key Words:China; Economic growth; Present situation;Positive and negative effects; Suggestions目录摘要 (III)Abstract............................................................................................................................. I V 一、FDI在我国的发展现状 (1)(一)FDI在我国的发展历程 (1)1.缓慢增长阶段(1983-1991) (1)2.快速增长阶段(1992-1995) (1)3.调整后的稳步发展阶段(1996-2001) (1)4.高速增长阶段(2002-2011) (2)(二)FDI在我国的发展现状 (2)1.外商涉及的产业领域越来越广,且趋向独资化 (2)2.外商投资区域格局变化较小 (2)3.香港和自由港的资金投入占外商直接投资比重增加 (3)4.我国房地产业吸引外商直接投资最为显著 (4)5.2012年我国吸入外资额持续下降,吸收外资压力增大 (5)二、FDI对我国经济增长的影响 (6)(一)FDI对我国经济增长的正面影响 (6)1.FDI促进我国贸易的增长 (6)2.FDI的流入加强我国的出口竞争力 (6)3.FDI优化我国企业改革制度 (7)4.FDI对我国民营资本和技术的贡献 (7)(二)FDI对我国经济增长的负面影响 (8)1.加剧外资企业的市场垄断 (8)2.外资企业技术外溢的可能性大大降低 (8)3.进一步阻碍国内优势企业发展 (8)三、进一步使FDI促进我国经济良性发展的策略 (10)(一)遏制外资企业的市场垄断趋势 (10)1.加强我国立法工作的制定与完善 (10)2.大力促使我国外资并购预警机制的建立 (10)3.积极引导我国跨国并购审查机构的设立 (10)(二)尽快提高国内企业的国际竞争力 (10)1.尽快提高国内企业的自主创新与加工配套能力 (10)2.积极推进具有较强国际竞争力的大企业集团的建立 (10)(三)积极利用内资,发展我国优势企业 (11)1.产业升级与区域协调发展相结合 (11)2.避免同构化 (11)结论 (12)参考文献 (13)致谢 (14)自改革开放以来,我国在吸收FDI上取得了举世瞩目的成就,目前全球最大的直接投资吸收国非我国莫属,外资成了我国经济增长不可或缺的拉动力。
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【摘要】本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.利用1996-2016年的数据进行单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、建立误差修正模型,以衡量我国外商直接投资对经济增长的支持程度.选取国内生产总值GDP、外商直接投资FDI、国内固定资产投资额K和劳动人口L为研究指标进行分析,得出结论:我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对GDP有显著的正面效应;外商直接投资与经济增长互为Granger原因.在此基础上,针对我国外商直接投资与经济发展过程中存在的问题,提出相应的政策建议.【期刊名称】《赤峰学院学报(自然科学版)》【年(卷),期】2017(033)022【总页数】4页(P84-87)【关键词】外商直接投资;单位根检验;协整检验;格兰杰因果检验【作者】宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【作者单位】合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601【正文语种】中文【中图分类】F120.4随着对外开放程度日益扩大和国际经济的日益全球化,我国经济在发展过程中保持稳定较快且持续态势,然而经济增长已离不开外商直接投资(FDI)的必要支持.我国作为最大的发展中国家,经济改革的不断深化,体现了FDI如何推动我国经济稳定且快速发展.FDI不仅可以推动技术进步、弥补资本形成不足,更是在促进就业、增加税收等方面具有重要意义.因此为了促进我国经济健康快速的发展,势必将FDI所具有的积极作用发挥出来.外商直接投资对于我国经济的影响一直是学术界关注的焦点问题且已取得丰富的研究成果,总体可分为以下两个方面:DeGregorio(1992)对拉美12个国家36年的数据进行统计分析,得出FDI对这些国家的GDP有显著的正向影响;Balasubramanyam等(1996)认为印度和中国实施的出口导向战略可有效利用外资促进经济的发展;Abende-Nabende,J.L.Ford(1998)以台湾为例分析了外商直接投资对GDP的推动作用;DeMello(1999)认为FDI有效的补充了经合组织和非经合组织国家资本的不足,从而促进了经济增长.沈坤荣、耿强(2001)以内生增长模型为基础,选取我国1987-1998年省级面板数据进行回归分析,得到FDI的增长能促进GDP的增长;叶莉、郭继鸣(2004)从内生技术进步层面研究,得出外商直接投资对GDP的增长有至关重要的作用;贺红波、屠新黍(2005)分析得出外商直接投资与经济增长之间存在长期共存关系.大多学者认为,发达国家FDI净溢出效应显著为正,而发展中国家则不显著甚至为负.L.P.King与B.Varadi(2002)研究发现外商直接投资对GDP短期存在促进作用,长期存在阻碍作用;Chung Chen,Yimin Zhang(1995)得出1978年之后,外商直接投资对我国GDP有推动作用,而张诚、赵奇伟(2006)以京津冀1980-2003年数据为对象,研究得出以1995年为拐点,FDI溢出效应逐渐消失,且与GDP增长存在显著负相关;江锦凡(2004)研究FDI对GDP增长的影响中,发现同时存在资本效应和外溢效应;曹裕等(2008)研究得出中部地区GDP与FDI 不存在长期共存关系,经济增长的主要动力仍来自国内投资;程鹏、柳卸林(2010)从资本形成的角度研究FDI对不同地区GDP分别存在短期和长期效应. 近年来,少有学者对宏观数据进行分析,而FDI的净溢出效应是不断变化的;建立ECM(误差修正)模型的研究也寥寥无几,因而本文研究FDI对我国经济的影响具有一定的理论和实际意义.本文选取的样本区间为1996-2016年,其中G表示国内生产总值、F表示外商直接投资的年流入量、K表示国内固定资产投资总额、L表示劳动力人口,数据来源《中国统计年鉴》,美元兑换人民币汇率来自中国人民银行网站,折算出年度汇率.由于对时间序列数据进行自然对数变换不仅能够消除异方差,而且可以避免因数据变化带来的剧烈波动,使得研究结果更加精确,因此在分析中对各变量进行取对数处理,分别记为lnG、lnF、lnK与lnL.对所选指标做出如下假设:1.选择采用lnG表示国内生产总值(GPD)的自然对数值.由经济模型中存在的相关因果关系可知,国内生产总值(GDP)的自然对数值lnG为被解释变量,其余三个变量lnF、lnK与lnL为解释变量.2.选择采用lnF表示外商直接投资(FDI)年流入量的自然对数.由相关理论可知,GDP的自然对数值lnG与lnF之间存在正相关关系,也即表明若增加FDI的年流入量,则GPD也将被正向促进.3.选择采用lnK表示国内固定资产投资总额的自然对数值.由相关理论可知,GPD 的自然对数值lnG与lnK之间存在正相关关系.4.选择采用lnL表示劳动力人口的自然对数值.由相关理论可知,GPD的自然对数值lnG与lnL之间存在正相关关系.本文以内生增长理论为基础,建立柯布-道格拉斯生产函数;以国内生产总值(GDP)为被解释变量,外商直接投资(FDI)、国内固定资产投资和劳动力作为解释变量,其函数关系式如下:在上式中,A代表技术进步系数;而希腊字母α、β、γ代表偏弹性系数.对公式两边取对数得线性化函数如下:为了研究取对数后得到的线性化函数中4个变量之间的具体关系,先对4个序列进行时序图分析,分析结果如下:由上图看出随着时间的变化各变量都存在不断增长的趋势,且变动的方向和步调较为一致,由此判断它们之间具有一定的共同趋势性.在计量分析时,变量的平稳性是基本要求之一,如果模型中含有非平稳序列,基于传统计量方法的估计和检验都没有意义,其推断的结论也可能是错误的.因而下面通过单位根检验来判断数据的平稳性.为防止出现“伪回归”,保证模型的有效性,首先进行单位根检验.单位根过程是非平稳过程,进行单位根检验时的原假设是变量序列存在单位根.本文用Augmented Dickey-Fuller检验各个时间序列的平稳性进行检验,检验结果如下表:检验结果看出,变量序列lnG、lnF、lnK、lnL的ADF值均大于对应的5%临界值,说明这些序列均不具有平稳性,接着需要对变量序列进行一阶差分,然后再分别对其进行单位根检验;一阶差分序列的ADF统计量依然都比对应的临界值要大,还需继续进行二阶差分处理;二阶差分序列的ADF值明显小于对应的5%临界值,表明二阶差分序列均能够拒绝“存在单位根”的原假设,即不存在单位根.因此,变量序列lnG、lnF、lnK、lnL全都属于二阶单整序列,满足协整分析的条件,可以继续进行协整检验.在研究中发现,虽然有些序列自身的变化是非平稳的,但序列彼此之间却存在十分密切的长期均衡关系,即协整关系.协整的经济意义在于每个变量虽然具有各自的长期波动规律,但若是协整的,则它们之间必然存在着一个长期稳定的比例关系.本文考察多变量间的协整关系,故采用Johansen协整检验法进行检验,考虑到lnF、lnK、lnL要素对于lnG的促进作用一般具有滞后性,对其进行了一阶滞后处理,迹检验结果如下表所示:从检验结果可以看出,在5%的显著性水平下拒绝了没有、至少1个、至少2个和至少3个的原假设,不能拒绝至少4个的原假设,所以各个变量之间具有三个协整关系,可以认为我国的外商直接投资与其他几个变量之间存在长期稳定的均衡关系.进一步对变量的协整关系进行分析有效,提取标准化协整向量,可以得到如下结果:将协整方程写成数学表达式如下:经检验这个协整方程式是显著的,从以上协整关系可以看出,尽管LNG、LNF、LNK、LNL尽管都是不平稳的,但它们的线性组合却存在长期稳定的均衡关系.可以看出我国外商直接投资(FDI)、国内固定资产投资(K)和劳动人口(L)对我国经济增长均呈现明显正相关关系.从以上协整检验结果可以看出FDI与我国经济增长存在长期稳定的均衡关系,然而这种均衡关系是否能够构成因果关系,就需要通过格兰杰因果检验来验证,即检验外商直接投资、固定资产投资、劳动人口和GDP之间是否存在格兰杰因果关系.但是需注意的是:如果变量之间有协整关系,则至少存在一个方向上的格兰杰原因;反之,在不存在协整关系的情况下,任何原因的推断都将是无效的,检验结果如表4所示:从表4可以看出,我国外商直接投资是我国经济增长的Granger原因,经济增长也是外商直投资的Granger原因;说明我国GDP的增长依赖于FDI的存在,FDI 会通过技术溢出和资本溢出促进经济增长,同时我国经济的发展也对吸引外商直接投资产生了很大的作用.而lnK和lnG呈现互为促进、互为引导的双向因果关系;lnL和lnK呈现单向因果关系,lnL有着促进lnG变化的作用,但lnG则不能反作用于lnL;lnK、lnL是lnF的格兰杰原因,我国就业人数的增加、固定资产投资的增加也可以吸引更多的外商直接投资来我国建设生产基地,推动我国外商直接投资的利用水平.虽然我国外商直接投资与经济发展存在长期稳定的均衡关系,但是从短期来看,可能会出现一些误差,因而本文选择误差修正模型来分析变量之间的关系,以提高模型的精度.结果分析如下所示:根据上表数据,得到误差模型的修正结果如下:误差修正项反映了当变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时,它将其调整到均衡状态的程度,即对偏离长期均衡的调整力度.从上式结果看出,当短期波动偏离长期均衡1%时,误差修正项将以0.813%的力度作反方向的修正,将非均衡状态修正到均衡状态.本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,选取1996—2016年的数据,分别运用单位根检验、协整检验、格兰杰检验和误差修正模型,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.结果表明,我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对我国GDP有显著的正面效应;Granger因果关系检验结果表明,我国外商直接投资与我国经济增长互为Granger原因,即引进外商直接投资能够推动我国经济的增长,而经济增长后,反过来能够吸引更多的外商投资,进而形成了一种交替促进、良性循环的状况. 针对以上分析,提出以下建议:建立健全相关的法律法规,同时对我国的外资政策重新考量,使政策和现状保持统一,以便做到及时调整;出台相关政策筛选出高质量的外商直接投资企业;完善人才培养制度,从外资企业吸收借鉴先进技术,提高自身技术水平;优化外商投资结构,促进产业结构调整;改善投资环境,提高人力资本存量.【相关文献】〔1〕曹伟.外商直接投资对我国经济增长影响的实证分析[J].世界经济研究,2005(8):39-43. 〔2〕刘文勇,蒋仁开.FDI对我国经济发展影响的实证分析与政策建议[J].经济理论与经济管理,2006(4):21-26.〔3〕康晓剑.FDI对山西省经济增长的计量分析[J].工业技术经济,2008,27(6):69-71. 〔4〕翟勍,谢富纪.外商直接投资对我国经济影响效应的实证研究[J].科学技术与工程,2009,9(2):487-490.〔5〕张婧,马仁峰,王能洲.基于计量经济学模型的FDI对经济增长的影响分析[J].经济论坛,2009(13):84-86.〔6〕孔凡文,才旭,于淼.格兰杰因果关系检验模型分析与应用[J].沈阳建筑大学学报,2010,26(2):405-408.〔7〕张晓婧.我国经济增长的影响要素分析[J].我国市场,2013(41):117-133.〔8〕李颖.外商直接投资对安徽省经济影响的实证分析[J].经济论坛,2015,9(9):35-41. 〔9〕庞浩.计量经济学[M].北京:科学出版社,2015.〔10〕Yan Liang.Does Foreign Direct Investment Provide Desirable Development Finance?The Case of China[J].Chinaamp;World Economy,2007,(2):104-120.。
FDI、出口和GDP关系的实证分析:以中国东部省份为例
FDI、出口和GDP关系的实证分析:以中国东部省份为例FDI、出口和GDP关系的实证分析:以中国东部省份为例1.引言中国的经济增长、出口增加和FDI流入显然不是孤立的,而是彼此联系、相互影响的。
本文运用时间序列分析和面板数据向量自回归方法来探讨这三者之间的因果关系,以求对它们的相互作用获得一个客观的认识。
2.模型设定经济增长、出口和FDI三者之间两两关系已经被分别被用相关、回归或格兰杰双边因果检验等方法研究过了。
但是很少有把三种变量放到一起进行研究和使用面板数据(panel data)因果分析。
当把GDP、出口和外商直接投资(FDI)这三个变量联系在一起时,虽然我们在直觉上感觉到FDI、出口可能促进GDP的增长,出口、FDI之间存在某种联系,但是我们还是不清楚究竟它们在经济模型中有怎样的联系。
一般我们线性地扩展一个生产函数把它们联系起来。
这里我们使用有理论支持的源于国民收入模型的计量经济模型。
简单起见,我们假设货币市场均衡和不考虑政府,那么,均衡条件下的凯恩斯模型总需求和总供给的关系是:(1)这里Y,C,I,F,X,M,r,e分别是真实GDP,真实消费,真实国内总投资,真实外商直接投资(FDI),真实出口,真实进口,利率,和外国货币关于国内货币的汇率。
X-M(Y,e)是东道国国内货币表示的货物的总剩余。
由于我们感兴趣的是经济的真实方面,忽略金融变量,用更一般的方程形式,我们得到:(2)因此,我们检验真实变量Y,X,F之间的因果关系。
如果某种规则条件满足,非线性函数C(Y),I(Y,r)和M(Y,e),或更直接,方程(2)能使用泰勒扩展被对数扩展。
取变量的线性部分,对每个变量做其他两个变量和每个变量滞后项回归进行计量分析,我们得到了向量自回归模型的雏形进行格兰杰因果分析。
方程(3)展示了向量自回归模型的最后形式,该模型可以被写成水平形式和差分形式。
3.实证分析3.1 平稳性检验计量经济分析需要把真实的变量值转化为对数值。
中国房地产业经济增长与FDI的实证研究
中国房地产业经济增长与FDI的实证研究摘要:本文采用1996—2010年数据,以计量经济分析方法为工具,对fdi与房地产业经济增长进行了定量分析。
结果表明,fdi 对房地产业的经济增长具有很强的促进作用;在5%的显著水平下,中国当期房地产业的经济增长是滞后3期fdi的granger原因;在5%的显著水平下,中国当期fdi是滞后3期房地产业的经济增长的granger原因。
根据本文的实证研究结果,为如何利用fdi推动房地产业的经济增长进行探讨研究。
关键词:房地产业;经济增长;fdi;协整关系;因果关系一、引言自1998年中国实施住宅市场化以来,中国房地产业得到快速发展。
2003年,房地产业开始进入快速发展通道,房地产业的经济增值由2003年的740.33亿美元增加到2010年的3296.49亿美元,增长445.27%,房地产业成长为中国经济的支柱产业。
1997年,中国吸引fdi452.57亿美元,其中制造业281.2亿美元,占比62.13%,房地产业51.69亿美元,占比11.42%。
2010年,中国的fdi达到900.33亿美元,其中制造业467.71亿美元,占比51.95%,房地产业167.96亿美元,占比18.66%。
由此,可以看出外商直接投资结构中,制造业的比重仍旧占据一半以上,但已经出现明显的下降,而房地产业的比重增加明显。
我国房地产业得到快速发展,2010年房地产产值为3296.49亿美元,相比1996年的314.83亿美元增长了10倍多。
同时,房地产业的外商直接投资也由1997年的51.69亿美元增加到2010年的167.96亿美元。
外商直接投资对于我国房地产业的发展有着重要的贡献作用。
为了进一步研外商直接投资是如何促进房地产业的发展、房地产业和外商直接投资二者之间存在何种的关系以及政府如何用好fdi,本文试图用计量经济的方法进行实证研究。
二、文献综述中国在快速发展经济的过程中,各级政府非常重视外商资本的引进。
FDI我国经济增长关系实证论文
FDI与我国经济增长关系的实证研究摘要:fdi是资本流动的一个主要去向,gdp是经济增长中重要的可测量指标,在经济全球化的今天,经济增长指标是衡量一个国际综合国力的重要因素,因而研究fdi与gdp之间的内在关系,探求经济增长的道路是十分有必要的。
本文从索洛模型入手,运用实际数据分析fdi对gdp的促进作用,然后引入格兰杰因果检验,分析fdi 与gdp之间的因果关系,最后总结性的指出二者的关系,以及今后如何发挥fdi对gdp的促进作用。
关键词:fdi;gdp;索洛模型;granger检验近年来,对华投资排名前五名的国家和地区为中国香港、美国、新加坡、中国台湾和日本。
2000年到2005年间外商来华直接投资规模稳步上升,由2000年的384亿美元增至2005年的855亿美元;2006年,按国际收支统计口径,2006年外国来华直接投资流入866亿美元,较上年增长1%,我国对外直接投资185亿美元,较上年增长56%;2007年,美国发生次贷危机,美联储连续降息以应对金融风险,美元贬值压力进一步加大,人民币升值预期持续存在,本外币利差发生变化,人民币资产投资回报相对较高,国际资本流入的动力增加,外国来华直接投资流入1496亿美元,较上年增长73%,对外资本净流出170 亿美元,较上年下降20%。
2008 年外商直接投资大量流入势头减弱,对外直接投资步伐加快,国际收支总顺差由快速增长转为趋于平衡,大量国际资本流出,外国来华直接投资净流入1478 亿美元,增长7%,对外直接投资净流出535亿美元,增长215%。
一、fdi与gdp关系分析中索洛模型的应用理论上而言,fdi与gdp之间的关系是双向的。
但是在实证中,经济学家对fdi与流入国经济增长的检验由于假定条件的不同、计量方法的差异、处理数据手段的不一等因素,以及资本流入国的实际情况导致所进行的检验是不固定的。
(一)利用外资基本状况的说明改革开放以来,外国直接投资为我国经济发展注入了一定数量的资金,并且每年增幅明显,1991-1994年每年fdi大幅增长,增长率平均达到113%,其中1993、1994年度的增长幅度更是超过了160%;1995-2000年fdi基本上平稳增长,1995-1997年间增长幅度在8.5%左右,1998-2000出现了负增长;2001-2006年fdi缓慢增长,2004年增长幅度为13.3%,2005、2006年度增长基本保持0增长;2007-2008年度增幅较大,分别为13.2%和12.9%。
FDI对我国经济影响的实证分析
0 . 0 7 0 8 47
0 . 2 6 2 1 1 3
7 . 6 7 5 5 2 1
1 9 . 8 2 8 9 7
外 商直接 投 资对 国 内生产 总值 的影响 , 所 以把 总投 资分 解 为 国 内资金 来源 的固定 资产投 资 和 国外直接 投 资 ,同 时加 入 另 一 个 重 要 变 量 即 累 计 外 商直 接 投 资 。所 以最 终 把 衍
国内生产 总 值 、总投 资额 和从 业人 员数 。由于本 文 是讨 论
Me  ̄o d :L e a s t S q u a r e s Da t e: 0 6 / 0 8 / 1 2 Ti me ; 1 5 :5 8 S a mp l e :1 9 8 1 2 0 0 I n c l u d e d o bs e  ̄a t i o n s :3 0 V a ri a h 1 e C o ef fi ci e n t S t d . Er r o r t — S t a r i s t i C P r o b.
生模型修正为l n Y = a 0 + a 1 l n K d + a 2 l n K f + a 3 l n l f + a 4 l n L + u 。其
二、F D I 对 中国经 济发展影响 的模型建立
1 、理论 模型 建立 分析 : 关于 经济 增 长 因子 的贡献 率 分析 , 目前 理论 界 比较成 熟 的 是柯 布 一 道格 拉 斯 生产 函数 ,取 对 数可 得 到 生产 函 数 的衍 生 模 型为 l n Y = a 0 + a 1 ] n K + a 2 l n L + u ,其 中Y 、K 、L 分 别 为
l 经 济 研 究
房地产价格影响因素的实证研究_基于我国各省的面板数据分析
经济研究导刊ECONOMIC RESEARCH GUIDE总第223期2014年第5期Serial No .223No .5,2014引言2007年,美国房地产泡沫的破灭,引发了次贷危机;我国房地产市场也出现了衰退的迹象,房价持续下降。
2009年,受多重因素的影响,各种资金纷纷进入楼市,房地产市场量价齐升,迅速从复苏走向过热。
弄清影响房价的主要影响因素,探究我国房地产投资是否过热,房价是否合理,是否存在泡沫以及如何有效控制房地产价格迫在眉睫。
A braham 和Hendershott (1996)通过构造一个包含滞后项过程的住宅价格模型,揭示了住宅价格与建设成本、就业率和收入直接相关,而价格上涨幅度和利率呈负相关。
Takatoshi 等(1995)认为,在20世纪80年代日本房地产价格泡沫中,银行对房地产行业信贷的急剧增加起到了诱发的作用。
C ollyns 和Senhadji (2002)以中国香港、韩国、新加坡、泰国作为样本,证实信贷增长显著影响了房地产价格。
乔志敏(1995)用实证分析表明,生产成本的波动对房地产价格的波动有明显的作用。
平新乔(2004)认为,地价的上升推动了房价的上升。
崔光灿(2008)通过上海房地产信贷与房地产市场关系的实证研究,得出了房地产信贷同房地产价格存在着长期的协整关系,房地产信贷对房地产价格有明显的促进作用。
王松涛(2009)认为,住房价格波动不仅受到城市经济维度与房地产市场维度因素的影响,而且也受到开放经济维度因素的影响。
综上所述,国内外学者对房地产价格影响因素的研究很丰富。
本文归纳他们的研究,主要从市场需求、供给和金融角度出发,利用我国1997—2009年的面板数据对这一问题进行检验。
一、中国房地产价格影响因素和理论假说(一)需求方因素:人均GDP 和居民可支配收入从理论上看,人均GDP 和居民可支配收入作为收入水平的衡量指标,它的上升会增强居民的购买能力,提供房屋的有效需求;另一方面,由于房产本身可以作为投资品的这种特殊性,会刺激投资性的需求。
房地产业FDI与GDP相关性检验及互动分析
资的增 加 带来持 续 的信 心 。
村 金 融 研 究 ,0 3 ( ) 3 —3 . 2 0 ,1 :5 6
[ ] 韩 泽 县 .任 有 泉 .投 资 者 情 绪 与 证 券 市 场 收 益 [ ] 9 M .
北 京 : 国 时代 经济 出 版 社 ,0 6 4 — 4 . 中 2 0 :4 5
张 建 森 , .上 海 : 海 三联 书 店 , 0 3 1 5 l 5 译 上 20 :7 一 8 .
[ ] 张 秀 丽 .关 于理 性 交 易者 与 噪 声 交 易 者 划 分 的 进 一 步 5 探 讨 [] 金 融 教 学 与 研 究 ,0 4 ( ) 3 —4 . J. 20 ,6 :9 1 [ 3 章 融 , 雪 军 . 噪 声交 易 的 分 类 研 究 [] 6 金 对 J.财 贸 经 济 ,
20 0 8年 6月
J n .,0 8 u e 2 0
房地产业 F 与 G DI DP相 关 性 检 验 及 互 动 分 析
朱 仁友 , 陈静 思
( 广西 大 学 商学 院 , 广西 南 宁 50 0 ) 3 0 4
[ 摘 要] 文章利 用 向量 自回 归模 型 和 最 小二 乘估 计 对 1 9 - 2 0 9 7 0 6年 中 国房 地产 业 中 F I 外商 D(
[ 关键 词] 房地 产 业 ; DIGD F ; P
FDI技术流动效应与中国GDP增长的协整分析——以1982—2008年数据为例
和经济 增长 之间 的 G agr rne 因果关 系要 弱于经 济增长 和 F I D
之间的因果关 系。D e o(9 9 eM l 19 )使 用一些 O C ( l E D 经合组 织) 国家和非 O C E D国家的时间序列数据 和面板数据研 究 了 FI D 技术 流动对于这些 东道 国的资本 构成 、产 出和全要 素生 产 率增长的影 响,结果发现 ,虽 然 F I D 会通过 技术提升和 知 识外溢等途径促进东道 国的经济增长 ,但是 这种促进 的程 度 取决 于 F I D 与东 道 国的 国 内投资 之 间的 互补 性 和替代 性 的 水平 。 在对 中国的实证研究 中 ,吕光明 ( 0 3 20 )认 为 ,到 目前
中 图分 类 号 :F0 2
文献 标 识 码 :A
1 引言
无论是发达国家还是发展 中 国家 ,已经有 了大量实证 分 析来探讨 F I D 技术流动效应与经 济增长之 间的关系 问题 。新 古典增长理论 ( ec si l r t T er)与 内生 经济增 长 N ol s a G o h hoy a c w 理论 ( h ho f noeosGo t) 为大多数 这些 讲究 T eT er o dgnu rwh y E 提供 了理论基 础。在 R br M Sl ( 9 6 oet . o w 15 )的新 古典 增 长 o 模型框架中 ,F I D 通过新 技术 的发 明和使用对 产 出增 长率 的 影响会受到实物资本 中规模 报酬递减 的限制 ,因此 F I的技 D 术扩散只能够对 人均 收人 发挥一 种水平 效 应 (ee e et , 1 l f c) v 而不会 是一种增长率效应 (a f c) rt eet。换句话说 ,F I e D 的技 术变化仅能在短期 内影响东 道国 的经 济增 长 ,在长期不 会改 变总产 出的增长率 ,并且 F I 术流动对 经济增长 的短 期影 D技 响依赖于稳定均衡的路径。在 2 0世纪 8 0年代 中期 ,以 R w r o e ( 96 ( og—t m go t n nr s grt n ) 和 L c 18 ) L n e rwhadice i e rs r an u ua s ( 98 ( h e ako c ai feoo cdvlp e t 18 ) T erm r nmeh s o cnmi ee m n) n m o 两篇代表作为标志 ,诞生 了内生经济增 长理论 ,它克服 了新 古典增长模 型不能 解 释世 界各 国人均 收人 差 异 和实 际人 均 G P增长率差异 的局 限性 ,因而使 经济增长理 论再 次成 为经 N 济学研究的热点 。这个理 论认为经 济长期增长是 技术进 步的 函数并提供 了一个 分析框架 ,F I D 能够通 过技术转 移 、技 术 扩散和技术外溢 等途 径来 持久 地提 高东道 国 的经 济增 长率 。 因此 ,一些经济学家认为 F I D 也是 经济增长 的发动机 。Fn— id l 17 )认为 F I a y(9 8 D 会通过 它对技术进步 的影 响来促进东道 国经济的增长 。 些优秀的实证研究 ,例 如 Bo t m (9 2 l S o 19 )和 B n m r o r— s i (9 8 tn 19 )等 发现 F I e D 与经济 增长 存在 着正 相关 的关 系。 另外 ,由于 F I D 技术 流动与贸易在 有着显著 的替代效应 的 同
地区FDI对GDP影响的实证研究
面板数据计量分析天津财经大学统计系数量经济学霍建新2008310238我国各地区引进外商投资对本地区GDP 影响的实证分析 ——基于Panel Data 模型随着经济的发展,我国加工制造业呈现迅猛发展的态势,吸收外资成为了促进经济发展的直接动力源泉。
因为东部沿海等发展城市的交通便利、经济发展政策宽松、生产技术和条件优越,所以在因为外资方面表现好,外资的加入能有效促进技术进步,资本形成和经济的增长;相比较而言,西部多省市因为发展受制约,潜力的开发缓慢,所以外资的引进困难。
通过实证,我们得到FDI 的大小对GDP 影响非常显著,国家的政策导向和对企业的鼓励政策应该通过有效举措改变。
本文数据全部来源于中国国家统计局网站,真实可靠。
选择了31个省市在1995-2008年的FDI 和GDP 数据,因为重庆直辖市的数据并不完备,所以在建立模型的时候应用的是1997-2008年的数据。
本文面板数据模型的设计思路是:首先,进行随机效应模型和固定效应模型的Hausaman 检验,如果是随机效应模型就最终选择随机效应模型,如果是固定效应模型就进行第二步;其次,固定效应模型分为三类:可混合,个体固定,时间固定,分别设定为这三类模型,进行检验;再次,通过以上检验,得到最为精确的模型,通过模型来进行结构分析。
做固定效应模型和随机效应模型的Hausman 检验: :0H 应该建立随机效应模型,:1H 应该建立固定效应模型对模型进行检验时,首先选择随机效应模型,做拒绝和接受的检验,结果是:Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: UntitledTest cross-section random effectsTest Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f.Prob.Cross-section random5.436457 1 0.0197 Cross-section random effects test comparisons:Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.FDI 1.509593 1.445962 0.000745 0.0197Cross-section random effects test equation:Dependent Variable: GDPMethod: Panel Least SquaresDate: 07/22/10 Time: 23:06Sample: 1997 2008Periods included: 12Cross-sections included: 31Total panel (balanced) observations: 372Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C 1797.366 171.4281 10.48466 0.0000FDI 1.509593 0.060088 25.12285 0.0000Effects SpecificationCross-section fixed (dummy variables)R-squared 0.862594 Mean dependent var 5138.224Adjusted R-squared 0.850066 S.D. dependent var 5388.683S.E. of regression 2086.570 Akaike info criterion 18.20653Sum squared resid 1.48E+09 Schwarz criterion 18.54363Log likelihood -3354.414 Hannan-Quinn criter. 18.34040F-statistic 68.85222 Durbin-Watson stat 0.333562Prob(F-statistic) 0.000000在表中能得到0197=p.5=m。
FDI对我国区域经济增长差异影响的实证分析
FDI对我国区域经济增长差异影响的实证分析摘要:通过对我国自改革开放以来的数据进行分析,fdi分布不均衡会导致地区经济发展不均衡。
导致我国区域经济发展不平衡的重要原因有两方面:fdi的实际数量差异;fdi推动经济增长效率的差异。
本文通过对我国不同地区fdi对区域经济增长的贡献率进行分析,发现导致区域经济增长差异的重要原因是fdi分布不均衡,本研究有利于改善我国利用fdi来调节区域经济发展的政策。
关键词:fdi;区域经济中图分类号:f061.5 文献标识码:a 文章编号:1001-828x(2011)12-0418-01一、引言1978年以来我国经济增长取得迅速的增长,这与fdi大量的流入是分不开的。
然而这种增长却呈现出地域的不均衡性,各地区经济发展出现不平衡,而且这种态势越来越突出。
二、fdi在我国各地区的现状在我国,衡量fdi的发展状况仅仅用fdi的绝对数量是不够科学的,因为我国在地区省级行政单位数量和行政区域规模上得差异等客观因素,须得用一个更加客观的指数来衡量,就是fdi的业绩指数。
fdi的流入业绩指数目前已成为世界公认的衡量一个国家吸收fdi状况的标准。
其定义是指在某段时间内该国fdi流入量占全球fdi流入量的比例与该国gdp占全球gdp的比例的比值。
其数学公式可以表现为:indi=(fdii/fdiw)/(gdpi/gdpw)[1]。
而为了更好地衡量一个国家内部fdi业绩指数,理解fdi与gdp之间的关系,还可用:indi=(fdii/fdiw)/(gdpi/gdpw)[2]。
虽然后面的公式与前面的公式都是通过恒等变形得到,计算结果一致,但其含义上却不同。
后面的公式能够更好的引入到一个国家内部来测算fdi业绩指数。
以我国东、中、西部地区为例,我们通过公式[2]计算出1997年-2008年之间这三大地区的ind(fdi业绩指数)。
如下表所示:从表中可看出,我国区域fdi业绩指数发展是不平衡的,东部地区业绩指数一直大于1,而中西部地区业绩指数一直小于1。
FDI对我国价格贸易条件影响的实证分析
的价格贸易条件全部低 于 lO 到 18 , 国的价格 贸 O , 99年 我
易条件指数仅 为 8 。19 4 90—19 94年 , 国的价 格 贸易条 我
件 指 数 基 本 稳 定 在 9 ., 格 贸 易 条 件 仍 处 于 恶 化 阶 段 , 6 6价
谭 本艳 孙 琴
( 湖北大学 ’ 商学 院, 湖北 武汉 4 06 ) 302
[ 摘
要】本 文利 用 18 06年的统计数据 , 95~20 建立 了包含价 格 贸易条件、 初级产品进 口额 、 业制成品 出 工
口额 、 易 顺 差 和 外 资企 业 出 口 占我 国 出 口 总 额 的 比 重 这 5个 变量 的 协 整 模 型 和 误 差 修 正 模 型 , 外 商 直 接 贸 对
图 1 我国价格 贸易条 件状 况(9 5 2 0 年 ) 18 — 06 从图 1 可以看出 , 国的价格贸易条件在 绝大多数年 我
来看 , 国内学者 对我 国贸易 条件 的研 究 绝大 部分 集 中于
贸 易条件 的变 动趋 势及 原 因 的论述 , 而缺 乏对 影 响因
份都是小 于 10的 , 0 可见我 国价格贸易条件在总体上是处
但与 1 0 9 年之前 比有 所改善 。1 5 20 年 , 格贸易 9 9 — 06 价 9 条件则明显处于直线下降状态。
投 资对我 国价格 贸 易条件的影响进行 了实证分析 , 实证结果表 明工业制成品 出口是 导致价格 贸易条件 恶化的 重要原 因 , 而初级产品进 口对改善 价格 贸易条件有正 效应 , 正效 应 目前 还不显著 ,D 对 改善 我 国的价格 贸 但 FI
易条件有显著 的正效应。在此基础上 , 本文提 出了改善我 国价格 贸易条件的政策建议。
FDI对我国国内投资的总效应分析
FDI对我国国内投资的总效应分析【摘要】本文旨在分析外商直接投资(FDI)对我国国内投资的总效应。
通过对FDI对我国国内投资的直接影响和间接影响进行分析,揭示FDI对我国国内投资的影响机制。
研究FDI对我国国内投资的政策影响,探讨政府对外商投资的调控作用。
随后,探讨FDI对我国国内投资的产业结构和创新效应影响,阐述FDI对我国经济的转型升级带来的影响。
总结FDI对我国国内投资的总体影响,并展望未来研究方向,为相关政策制定提供参考。
通过本文的研究,可以更好地理解FDI对我国国内投资的作用及对经济发展的意义。
【关键词】FDI, 国内投资, 直接影响, 间接影响, 政策影响, 产业结构影响,创新效应, 总体影响, 研究方向, 结论。
1. 引言1.1 背景介绍外商直接投资(Foreign Direct Investment, FDI)是指投资者在海外投资并控制或参与经营管理的行为。
近年来,我国吸引外商直接投资的规模持续增长,成为推动经济增长、促进产业升级的重要力量。
根据中国商务部发布的数据,我国2020年实际使用外资达到了1482.81亿美元,创下历史新高。
随着全球化进程的不断加深,外商直接投资对于我国国内投资的影响也日益凸显。
从直接影响方面来看,外商直接投资带来了资金、技术、管理经验等方面的直接投入,促进了我国经济的快速增长和产业结构的优化升级。
外商直接投资也可能带来一些负面影响,如资源外流、环境破坏等问题亟待解决。
对于外商直接投资对我国国内投资的总体效应进行深入分析,对于科学制定相关政策、保护国内产业和经济安全具有重要意义。
本文旨在从多个角度探讨外商直接投资对我国国内投资的影响,为相关部门和研究者提供参考借鉴。
1.2 研究意义FDI对我国国内投资的总效应分析引言作为全球化背景下的重要经济现象,外商直接投资(FDI)对于我国国内投资具有重要的影响。
研究FDI对国内投资的总效应,有助于深入理解这一现象背后的机制和影响,为我国的经济发展和产业升级提供理论参考和政策建议。
FDI对我国经济增长影响实证研究
FDI对我国经济增长影响实证研究外商直接投资(FDI)指跨国公司或外国私人投资者,在一个或数个国家(或地区)通过直接投资建厂,建立原材料生产基地或产品销售市场等实物性资产投资手段,以获得一定收益的行为。
它是一个包含资本、知识技术的复合体。
正是FDI的这一特性使得它对经济增长的影响一直以来都是学者们关注的焦点。
一、文献综述关于FDI与经济增长间关系的研究,我国一些学者认为FDI对GDP的增长起了不可忽视的作用。
胡鞍钢指出据世界银行研究,外资所带来的GDP总量增长率的贡献为0.9个百分点,其贡献率为8.6%,近年来这一贡献率已经超过10%。
姜巍认为FDI对我国经济保持健康稳定的高速增长具有重要的推动作用。
在研究投入要素与经济增长间的关系时,把FDI作为独立的投入要素引入到增长方程中,把固定资产投资来源分为国内投资与国外投资两个部分,然后通过回归估计来检验FDI与经济增长的关系。
研究数据范围为1985~2001年,最后结论是:FDI对我国国民产出的贡献率大约在5%~6%之间,平均贡献率为5.9%。
另一些学者则认为FDI的流入和商品出口对我国最重要的意义并不在于FDI 本身所带来的GDP增长,而是体现在其带来的创造就业和技术外溢等方面。
理由是外资在我国投资构成中一直都在1/3以下,而净出口始终维持在GDP约2%~3%的水平,因此从粗略定量的角度可以认为我国经济增长是内需主导的形式。
还有一些学者通过不同的经济增长模型对FDI与GDP的关系做了研究。
赵晋平认为“FDI带来大量资本,弥补国内资本短缺,我国经济增长率中2%~3%应当归功于外资贡献”,并用计量分析的方法假定GDP与FDI间存在如下关系:LN(GDP)=α×LN(FDI)+β。
假定FDI是资本要素投入的一部分,其他要素包括劳动要素投入的影响集中反映在常数项中,而且主要是劳动要素的影响。
由此可得出结论,我国劳动要素价格低廉,劳动密集型产业发展对总支出增长贡献率较大,FDI对经济贡献率保持在3%左右。
关于FDI的影响因素实证分析
关于FDI的影响因素实证分析作为安徽省省会城市,合肥位置居中,连接东西,沟通南北,地理位置得天独厚。
近年,长三角世界级城市群副中心和“一带一路”重要节点城市都有合肥市的身影;2017年6月国家工信部批复合肥成为“中国制造2025”试点示范城市。
国家层面频繁赋予合肥全新定位,又一轮投资热潮即将到来。
为了抓住机遇,本文基于2002年-2015年合肥市相关数据,运用Eviews9.0实证检验影响FDI的经济因素。
分析得出GDP、进出口总额、就业人数与外商直接投资之间存在联系,并提出合理引用外资的建议。
标签:合肥市;引用外资;FDI实证分析一、引言上个世纪80年代,外国资本就已进入中国,激发起我国经济发展的潜力。
安徽省,虽然没有像东部沿海城市,首先获得外商投资青睐,但随着改革开放不断推进,外商投资对省内经济发展产生了正面影响。
合肥市更是首当其冲,在本省16市中表现突出。
为了进一步发挥外商投资对经济增长的有益作用,本文将探究FDI背后的推动因素,针对性地给出建议。
二、文献综述对于“对外直接投资理论”的研究国内学者迟于国外学者。
早在一九五几年,国际投资活动蓬勃开展时,Stephen·Herbert·Hymer为支持美国企业的对外投资行为发表了“国内企业的国际化经营:一项对外直接投资研究”;邓宁创新地构建OLI模式,将所有权优势、区位优势和内部化优势的组合起来,为企业实现国际营销选择具有优势的方式;S.Jordan,F.Sun认为对外直接投资有利于中国经济增长,并且经济增长又能进一步改善FDI投资环境。
国内,丁津平,许小雨通过测算全要素生产率,进一步细分经济增长动因,得出外商直接投资促进固定资产投资,使长三角经济增长模式从粗放型向集约型转变;魏后凯认为FDI对区域经济增长有很大影响:对于东部地区助推资本形成,增加地区就业,加速经济发展,西部地区则缺乏影响;郑芳泉在资本,技术因素,进出口和GDP之间建立模型,得出FDI能完善山东出口产品整体结构,提高出口贸易质量;傅元海从湖南利用FDI现状出发,分别从经济发展,企业管理水平,就业率贡献度,产业结构升级等八个方面进行研究来提高湖南利用FDI的质量。
我国房地产价格波动率的影响因素及实证分析(一)
我国房地产价格波动率的影响因素及实证分析(一) 概述房地产市场是我国经济发展中十分重要的一环,房价波动对我们的生产生活都有着深刻的影响。
本文旨在探究我国房地产价格波动率的影响因素及其实证分析。
波动率的定义波动率是反映市场价格波动的风险指标之一,它的计算一般是以某一个时间段内价格变动的标准差平均值为度量。
具体表现为价格波动程度的大小,价格波动越大,波动率就越高。
在房地产市场中,波动率是指房价价格的总体变动程度,反映了市场变动的频率和幅度。
影响因素分析宏观经济环境1.GDP增长率宏观经济环境对房地产市场有着重要的影响,特别是GDP增长率。
在经济增长的环境下,人们的收入增加,购买力增强,房价显然也会上涨。
2.通货膨胀率通货膨胀率是指物价总水平上升的速度,由于物价上涨会导致人们的购买力下降,因此通货膨胀率对于房价也有着很大的影响。
3.利率变动利率对房价波动也有很大的影响,因为房屋的购买和销售往往需要借贷,而房贷利率的变化会直接影响人们的购买力和偿还能力,从而进一步影响房价。
政策环境政策环境对于房地产市场也有着很大的影响,下面我们将从两个方面进行分析。
1.土地政策土地政策的变化可以直接影响房价。
当政府加强对土地的流转管控,土地供应减少,房价自然会上涨;反之,当政府开放土地供应,房价会上涨,但是房价过快上涨会引起经济的泡沫,因此土地流转需要平衡。
2.购房政策购房政策的变化同样会直接影响房价。
当政府出台支持购房人的政策时,房价会增加;相反,当政府出台限购政策时,房价则会下降。
竞争环境其他房地产企业的竞争环境也会对房价产生影响,竞争环境的激烈程度直接影响着开发商的盈利水平,从而影响房价。
实证分析为了验证上述影响因素是否真正对房价波动率产生了影响,本文使用了中原地产数据,并采用了多元回归模型进行实证分析。
具体结果如下:房价波动率 = 0.104 + 0.512 * GDP增长率+ 0.054 * 通货膨胀率+ 0.865 * 利率变动+ 0.066 * 土地政策变化- 0.038 * 购房政策变化+ 0.063 * 竞争环境激烈程度从上述模型结果可以看出,GDP增长率、通货膨胀率、利率变动、土地政策变化、竞争环境激烈程度对于房价波动率均有显著影响,而购房政策变化对于房价波动率的影响不显著。
宏观经济环境对我国房地产市场供求影响分析
宏观经济环境对我国房地产市场供求影响分析摘要:本文结合金融危机爆发后三年来的国内外经济形势变化对我国房地产市场供求状况影响进行分析,通过数据、图表等进行比较,研究得出作为人们关心的住房问题,应该加强对宏观经济环境的监测,以经济政策来调节,并通过其他政策工具规范房地产市场。
关键词:宏观经济;房地产;供求20世纪后半叶以后全球经济形势风云变幻。
世界经济先后经历了20世纪后30年经济繁荣发展时期,以及2l世纪初(尤其是2008年)严重的金融危机时期。
城市及国家宏观经济环境正悄然发生着深刻的变化。
本文将简要概述宏观经济环境,并分析当前对我国房产市场供求的影响。
1当前宏观经济环境历经2008年的美国“次贷危机”以及各国在此之后采取的一系列刺激经济复苏计划。
1.1国内宏观经济环境央行发布的2010年四季度《货币政策执行报告》显示,“2010城镇新增开工项目计划总投资19.1万亿元,同比增长25.6%,增速处于较高水平”。
当前我国工业生产加速回升,企业景气指数上升到较高水平;内需保持平稳增长,出口强劲回升;房地产投资过热,房价仍高位运行;物价明显上涨,通胀压力增大。
受十二五规划开局年的影响,国内今年的投资整体上将延续去年的高增长态势,投资冲动依然持续。
1.2国际经济形势IMF今年1月发布的《全球经济展望》中指出,世界经济的“双速复苏”仍将继续,预计2011年世界经济将增长4.5%,相对2010年10月份的预测上调了约0.25个百分点。
其中,美国经济“二次复苏”今年将得以延续,全年GDP平均增速可能在3%~3.5%,且经济增长结构将明显改善,私人需求的持续增长将接替政府刺激,成为经济的主要推动力。
美国的财政政策将是大选将至、两院分制格局下博弈和妥协的结果。
由于金融危机期间的大量政府支出,目前美国地方政府债务的可控性十分堪忧,可能成为今年美国经济增长最大的不确定性之一。
欧元区债务问题虽然未找到制度性的根本解决方法,但对金融市场的影响正在逐步弱化。
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上海 、 京等大 城 市产 生资 本聚 集效 应 , 国内投 机资本 炒 作房价 现 象 。但是 , 北 有 中国房 地产 市场 运行 是否平
稳、 是否 受 到境 外 “ 热钱 ” 冲击还有 待深 人分 析 。 的
( ) 变量 与 自变 量 二 因
目前 , 于外 商直接 投 资的研究 通常集 中在其 对 中国经 济 的拉 动作 用 、 经济 结构 调整等 宏观经 济变 量 对 对
一
、
背 景
我 国房地产 业 自 19 9 8年住 房体制 改革至今 经历 了七 年的高速 增长 , 其增长 速度之快 超过美 国 、 国等发 英 达 国家 。中 国房地 产业“ 泡沫说 ” 受到越来 越多人 的关注 , 为专家学者 争论 的焦点 。 成
( ) 一 中国房地 产经济 泡 沫 问题
.--— —
1 7 ・— 7 - - —
维普资讯
入研 究 。
( ) 型 设 计 二 模
协整 概念 由恩 格 尔 ・ 格兰 杰 ( n l— rne ) 出的 。其为 在两个 或 多个非 平稳变 量 间寻找均 衡关 系 , E g G a gr提 e 以 及 用存 在协 整关 系 的变 量建 立误差 修 正模型 奠定 了理论 基础 。 1 整检 验 。设 两个 差分 阶 数相 同的过 程 X , tld , 具有 如下 关 系 : tf tU , tKO , 中 , t . 协 tY  ̄ ( )且 Y = X + tu  ̄ ) 其 3 Y= f t 示长期 均 衡关 系 , tY—3 t 示非均 衡误 差 , 称 和 y 具 有 协整关 系 。 3 表 X U = tf 表 X 则 £ 检验 协整关 系用 E G两步 法 : 一步 是用 O S法估计 协整 参数 向量 , 第 L 得到协 整方 程 。第二 步则 是对第 一 步得 到 的残差进 行估 计 , 若平 稳 , 存在 协整关 系 。 则 2误 差修 正模 型 ( C 。 由 E G表现定 理: . E M) — 若 , £ 间存 在协 整关 系 , y之 则可 以用 误差 修正 模型 ( C E M) 表现 , 反之 亦然 。E M 的优 点是 其包含 的全 部差 分变量 和非 均衡误 差项 都具有 平稳 性 , 以 , C 所 可以用 O S法 L 估计 参数 且不 存在 虚假 回归问题 。而且 它将变 量 间存 在 的长期 静态 关 系和短 期动 态关 系充 分表 现 出来 , 是
二 、 据 和模 型 数 革 始 于上 个世 纪 8 0年 代 , 以 , 所 考察 1 8 - 2 0 9 7 0 5年 的 中国房 地 产市 场 商 品房 销售 平 均价 格 ( t 、 K ) 国内生 产总 值 G P G )外 商直 接投 资 F IF ) D (t、 D ( t时间序 列数 据 。为 了消 除价 格 ( t的影响 和房 P)
的影 响方 面 , 对房地产 领域 的微观研究 还不多 见。 针 从房地产 金融研究 角度看 , 多数研究集 中在房地产投 资 大
对 G P影响方 面 , 将房 地产价格作 为 G P的解 释变量进 行研究 , 处于被忽视 的地位 。为填补这两方 面空 D 但 D 仍
白, 本文从 这个角度 出发 , 以中 国房 地产价 格为切 人点 , 引人 G P和 F I 为 因变 量进行 计量分 析 , 图从 定 D D作 试 量水平解 释两者对 房地产价格 的影 响 , 以期把握 未来 中国房 地产政策导 向 。
影 响 效 果 的 实 证 分 析
闫 之 博
( 津财 经 大 学 经济 学 院 , 天 天津 3 0 2 ) 0 2 2
摘
要 : 国房 地 产 以 2 %的 高发 展 速 度持 续增 长七 年 , 国房 地 产 “ 沫说 ” 我 0 中 泡 受到 关 注 。 取 18 - 20 选 9 7 0 5年 我
变 化特征 又 比较相 似 , 以 , 所 考虑 三者 之 间可能 存 在长期 稳 定 的关系 , 于是 采 用协 整分 析方 法对 数据进 行 深
收 稿 日期 : 0 6 0 — 7 2 o — 7 1
作者简介 : 闰之 博 (9 1 )女 , 南洛 阳人 , 士 研 究 生 , 事 国际金 融 研 究 。 18 一 , 河 硕 从
维普资讯
20 年 第 1 07 期
经济研究导 刊
EC 0N0MI C RES ARCH E GU DE I
N .,20 o1 07
总第 8 期
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GDP 与 F DI对 中 国 房 地 产 价 格
国 G P F I 房 地 产销 售 年 平 均 价 格 的 时 序 数 据 , 用误 差 修 正模 型 对 三 者 关 系进 行 计 量 分 析 , 出协 整 关 系 的 D 、D 和 利 得 结论 。定 量 结 果 表 明 , D 、 D 对 房 地 产价 格 有 正 向 的 推 动 作 用 , G P是 主要 影 响 因素 。这 个 结果 基 本排 除 了境 G PF I 但 D 外“ 钱” 热 对房 地 产 市 场 的 冲 击威 胁 假 说 , 对政 策 制 定 有 积极 意 义 。 关键 词 : 差修 正模 型 ; 整 ; D ; D ; 地 产 价格 误 协 G P F I房 中 图分 类 号 : 2 33 文 献 标 志码 : 文 章 编 号 :6 3 2 1 2 0 ) 1 1 7 0 F 9 .0 A 1 7 — 9 X( o 7 0 - 7 - 3 0
价 、 D 、 资额 中存 在 的异方 差 及 量纲 , G P投 定义 三个 变 量 如下 :n tL g K / t ,n tL g F/ t ,n tL g L K = o ( tP )L F= o ( tP )L G = o ( tP ) G / t。用 E iw 软件 做 出 以上三 变量 及它们 的二 阶差分 序 列图 , 现其表 现 出明显 的非 平稳 特征 , 且 v s e 发 而
近几 年 , 民 币升值 预期压 力使人 们 十分关 注境外 资金 的大 量流人 。有人 认为 , 些 资金 以外商直 接投 人 这
资形式 投人 到 中国房 地产 市场 中 , 造成 房地 产价 格 的虚高不 下 。更有 激烈 的评论 认 为 , 中国房地 产泡沫 即将 破灭 , 可能 引发 中 国经济大 震荡 。 从表 面看 , 中国房地产 经济 存在 泡沫 的可 能性 。 国房 地产 以 2 %以上 的高发 展速 度持续 增长七 年 , 我 0 在