外商直接投資對房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響實證

2014-09-25 05:37:21姜松王釗

軟科學(xué) 2014年7期

姜松+王釗

摘要：基于中國省際面板數(shù)據(jù)，利用DEA-Malmquist方法分解出房地產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步指數(shù)，并建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實證FDI對房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對中國房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響效應(yīng)顯著為負，隨著FDI實踐不斷發(fā)展，其不穩(wěn)定性也不斷增加，制約了中國房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步。此外，貿(mào)易開放、政府支撐力度、人力資本積累對房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步具有制約作用，但現(xiàn)行制度、區(qū)位條件以及對外商行為的政府規(guī)制會對房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步產(chǎn)生顯著促進作用。

關(guān)鍵詞：FDI；房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步；DEA-Malmquist；動態(tài)面板模型

中圖分類號：F293.3;F224文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2014）07-0053-06

The Empirical Research on the Impact of FDI on

Real Estate Industry Technological Progress

——Based on the Interprovince Data of China

JIANG Song1，2, WANG Zhao1

(1.School of Economics and Management, Southwest University,Chongqing 400715;

2.School of Economics and Trade, Chongqing University of Technology, Chongqing 400054)

Abstract： Based on the Chinese interprovincial panel data and DEAmalmquist decomposition of the technological progress index in real estate industry, this paper analyzes the impact of FDI on technological progress. Empirical results show that the effect of FDI on technological progress of the real estate industry is significant negative, with the continuous development of practice, its instability is increasing and it does not promote the technological progress in real estate industry. Trade openness, government support efforts and human capital accumulation have restraining effect on the technological progress, but the current system factors, geographic conditions and government regulation on foreign investment behavior play a significant role in promoting technological progress in the real estate industry.

Key words： FDI; real estate technology progress; DEAmalmquist; dynamic panel model

1引言

隨著經(jīng)濟全球化和區(qū)域經(jīng)濟一體化縱深推進，在開放經(jīng)濟大潮中我國對接“兩個市場”、利用“兩種資源”的能力顯著增強，經(jīng)濟發(fā)展水平以及綜合競爭力顯著提升。作為全球化發(fā)展重要動力的“外來戶”外商直接投資（FDI)在我國經(jīng)濟“蛻變”發(fā)展過程中不斷增長。據(jù)統(tǒng)計資料顯示：1983~2011年我國FDI總額的年均增長速度達到1516%①。伴隨市場化改革，房地產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟發(fā)展中的地位和作用日益夯實，房地產(chǎn)業(yè)也成為“外來戶”的重要“涉獵”領(lǐng)域，房地產(chǎn)業(yè)FDI也不斷增長。據(jù)統(tǒng)計資料顯示：1997~2011年我國房地產(chǎn)業(yè)FDI年均增長速度達1102%，從結(jié)構(gòu)視角來看，其占FDI的比重在2011年已達2284%，年均增長434個百分點。房地產(chǎn)業(yè)的穩(wěn)定、健康發(fā)展直接關(guān)系著人民生活質(zhì)量的提高以及城鎮(zhèn)化演進。在理論層級，F(xiàn)DI會通過資本形成機制、技術(shù)擴散機制、競爭機制等多種形式作用于經(jīng)濟增長［1］，有利于緩解房地產(chǎn)資金需求剛性，對技術(shù)進步具有重大“牽引”作用。但在現(xiàn)實層面，房地產(chǎn)業(yè)FDI表現(xiàn)同其他產(chǎn)業(yè)FDI相比卻顯著不同，行為“異?！?。尤其自2008年金融危機后，房地產(chǎn)業(yè)FDI規(guī)?！绑E然”增加，資金流向動機、穩(wěn)定性十分可疑［2］，房地產(chǎn)業(yè)FDI隱匿的風(fēng)險性、波動性、不穩(wěn)定性也可能對房地產(chǎn)業(yè)長遠發(fā)展產(chǎn)生不良影響［3］。而首當(dāng)其沖的可能會影響到房地產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步，從這個層面來看，開展此項研究的理論意義和實踐運用價值巨大。

國內(nèi)外學(xué)者在關(guān)于FDI認知方面進行了大量研究，提供了一個很好的邏輯范式和理論起點。梳理發(fā)現(xiàn)已有研究主要集中在三個方面：一是關(guān)于FDI正向效應(yīng)的研究。Mody認為FDI在增強企業(yè)全球生產(chǎn)能力和實現(xiàn)企業(yè)跨境兼并中發(fā)揮了重要作用［4］；Blomstrom等研究了FDI對日本經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的影響，認為FDI在維持日本企業(yè)國外市場和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面做出了重要貢獻［5］；Whalley認為若沒有FDI，中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率可能會降低3%~4%［6］；鄭玄祖研究發(fā)現(xiàn)FDI提高了我國全要素生產(chǎn)率（TFP)水平，加速了我國的技術(shù)進步［7］。二是關(guān)于FDI風(fēng)險性識別的研究。傅強、張小波通過實證研究揭示了FDI的風(fēng)險性，認為以資本與金融賬戶開放途徑“流入”的FDI的風(fēng)險存在很強的隱蔽性，會威脅一國的經(jīng)濟安全［8］；毛中根則認為FDI會使東道國經(jīng)常項目“逆差”，引致國際收支危機［9］。三是關(guān)于不同F(xiàn)DI效應(yīng)的差異性的研究。Driffield和Love研究發(fā)現(xiàn)唯有“技術(shù)導(dǎo)向型”FDI才能導(dǎo)致生產(chǎn)力的溢出效應(yīng)［10］；姜松等認為我國FDI已經(jīng)跨越“門檻值”，但其對東中西部房地產(chǎn)業(yè)影響存在顯著差異［3］；王海軍等認為FDI加大了農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)人口的收入差距［11］。

總體而言，關(guān)于FDI認知較為系統(tǒng)和全面，但大多停留于宏觀層面，中觀層面的研究十分鮮見，尤其是對于房地產(chǎn)業(yè)科技進步影響的研究還處于“空白”。在研究方法上大多局限于定性與靜態(tài)計量，動態(tài)計量方法相對較為缺乏。鑒于此，首先運用DEA-Malmquist分離出房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)，運用動態(tài)面板模型以及GMM估計方法分析FDI對房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響及機理，以實證證據(jù)系統(tǒng)評估FDI效應(yīng)，為政府理性決策提供理論支撐與經(jīng)驗參考。

2模型設(shè)定、變量說明及數(shù)據(jù)來源

21模型設(shè)定與估計方法

Malmquist指數(shù)由Malmquist提出［12］。Charnes等將DEA與Malmquist相結(jié)合測算生產(chǎn)率［13］。定義投入x∈Rm+，產(chǎn)出y∈Rn+，生產(chǎn)可能集為St，由所有可行的投入和產(chǎn)出組合構(gòu)成。按照Shephard所定義的距離函數(shù)來進行設(shè)定［14］：

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Dto(xt,yt)=inf{ω|(xt,yt/ω∈St)}

=sup{ω|xt,ωyt∈St}－1 (1)

下標o表示距離函數(shù)是產(chǎn)出導(dǎo)向型的。當(dāng)Dto(xt,yt)=1，意味著(xt,yt)位于生產(chǎn)可能集St前沿上，即生產(chǎn)相對于可能集而言是技術(shù)有效的。將s→t和t→s的Malmquist指數(shù)變化定義為Ms和Mt。

Ms=Ds(xt,yt)Ds(xs,ys)

Mt=Dt(xt,yt)Dt(xs,ys)(2)

式 (2)兩個公式在測度單一投入、產(chǎn)出時結(jié)果相同。但在規(guī)模報酬可變的情況下，結(jié)果會產(chǎn)生不一致。Fare等運用幾何平均值導(dǎo)出產(chǎn)出導(dǎo)向的生產(chǎn)率指數(shù)的變化［15］。

M(xt,yt,xs,ys)=［Ds(xt,yt)Ds(xs,ys)×Dt(xt,yt)Dt(xs,ys)］12 =Dt(xt,yt)Ds(xs,ys)×［Ds(xt,yt)Dt(xt,yt)×Ds(xs,ys)Dt(xs,ys)］12(3)

式(3)中Dt(xt,yt)/Ds(xs,ys)表示s→t的技術(shù)效率變化指數(shù)(EFFCH)，右邊括號內(nèi)的部分即為技術(shù)進步變化指數(shù)(TECHCH)。而此時，Malmquist指數(shù)可以進一步寫成：

Malmquist=EFFCH×TECHCH (4)

我國房地產(chǎn)市場化改革起步較晚，使用時間序列無法獲取較大樣本容量，也就很難發(fā)現(xiàn)有價值的研究結(jié)論。面板數(shù)據(jù)的發(fā)展及其獲取的便利性彌補了研究樣本容量有限的不足，滿足了大數(shù)據(jù)背景下實證研究需求，為研究提供了有效支撐，得到的研究結(jié)論也較為可信。為此，基于式(4)分離出的技術(shù)進步變化指數(shù)(TECHCH)，進一步建立FDI對房地產(chǎn)技術(shù)進步影響的面板數(shù)據(jù)模型。

TECHCHit=θ+αFDIit+CON′itβ+μit(5)

式 (5)中CON′是除FDI外一系列影響房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的控制變量，μit為隨機誤差項。為了控制被解釋變量房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步自身滯后的影響，并解決由此所帶來的解釋變量控制不足所導(dǎo)致的計量估計偏差，進一步將式(5)轉(zhuǎn)變?yōu)閯討B(tài)面板模型。

TECHCHit=θ0+θ1TECHCHi,t－1+αFDIit+CON′itβ+μit(6)

式(6)中，TECHCHi,t－1表示TECHCHit的一階滯后項。對其進行離差變換可得：

TECHCHit－TECHCHi=θ1(TECHCHi,t－1－LTECHCHi)+(CONit－CONit)′β+(μit－μi) (7)

式(7)中，滯后項的平均值LTECHCHi中涵蓋{TECHCHi2,…,TECHCHi,t－1}的信息。所以，(μit－μi)中存在自相關(guān)。對其進行差分處理可得：

△TECHCHit=θ1△TECHCHi,t－1+△αFDIit+△CON′itβ+△μit (8)

式(8)中△μit與△TECHCHi,t－1依然存在相關(guān)關(guān)系，但TECHCHi,t－1與△μit不相關(guān)。在計量估計中，現(xiàn)階段一種有效處理方式就是以TECHCHi,t－2為工具變量實施GMM估計(廣義矩估計)。但當(dāng){TECHCHit}接近布朗運動的理想數(shù)學(xué)狀態(tài)“隨機游走”時，TECHCHi,t－2與△TECHCHi,t－1之間的相關(guān)性較差，會導(dǎo)致工具變量選擇失效，存在“弱工具變量”的問題，但系統(tǒng)GMM估計方法系統(tǒng)GMM估計分為一步GMM和兩步系統(tǒng)GMM，文中選擇最優(yōu)結(jié)果作為分析基礎(chǔ)。則有效化解了這一困境，提高了估計效率和精度。

基于上述分析可知，如何選擇工具變量在廣義矩估計中起至關(guān)重要的作用，直接影響著研究結(jié)論的可信度。因而，工具變量的檢驗就顯得十分必要和迫切。本文基于Sargan檢驗對工具變量的有效性進行檢驗。其零假設(shè)為工具變量和差分方程的隨機誤差項都是無關(guān)的。Sargan統(tǒng)計量為：

Sargan=NJN(φ∧2)=N(1NNi=1Z′i△μ∧i2)′W－1N (1NNi=1Z′i△μ∧i2)~χ2q(9)

另一方面，當(dāng)模型中隨機誤差項存在序列相關(guān)時，廣義矩估計結(jié)果同樣會存在偏誤。為此，需進一步對模型實施序列相關(guān)檢驗。應(yīng)滿足如下條件：

E(△μit△μi,t－1)=－σ2μ

E(△μit△μi,t－2)=0(10)

22變量說明

運用DEA-Malmquist分離TECHCH時，一個重要的步驟就是投入產(chǎn)出變量的設(shè)置。將房地產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資總額和房地產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)設(shè)為投入變量，房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值設(shè)為產(chǎn)出變量。下面著重對其他變量做出說明與介紹。

房地產(chǎn)業(yè)FDI(FDI)。作為資本流入的主要形式，F(xiàn)DI會帶來先進的設(shè)計、技術(shù)和設(shè)備，會提高房地產(chǎn)業(yè)的高科技化和智能化水平，促進房地產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步。房地產(chǎn)業(yè)FDI源自房地產(chǎn)業(yè)利用外資中的外商直接投資部分。同時，影響房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的因素很多，不可能窮盡。為此，在核心變量FDI的基礎(chǔ)上，進一步添加控制變量CON。文中選取的控制變量包括外貿(mào)條件、政府支撐力度、制度因素、人力資本、區(qū)位條件以及政府規(guī)制等。

外貿(mào)條件(COW)。由一般經(jīng)濟原理可知，貿(mào)易開放程度往往與區(qū)域經(jīng)濟競爭力、資源配置能力及在國際市場中分享分工收益的能力直接掛鉤［16］。且一般而言，貿(mào)易開放程度越高，外資進入成本和壁壘也就越?。?7］，各種優(yōu)勢資源以及卓越的管理經(jīng)驗會涌入房地產(chǎn)業(yè)，促進廣義技術(shù)進步。用外貿(mào)依存度作為貿(mào)易條件的代理變量。

政府扶持 (FCL)。推動房地產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步離不開政府的扶持。政府科技政策導(dǎo)向?qū)τ趶娀夹g(shù)交流與合作，提高房地產(chǎn)業(yè)開發(fā)企業(yè)的綜合競爭力具有重要作用。用財政科技支出表示。

制度因素(SYS)。制度設(shè)計在降低交易費用、充實動力等方面對技術(shù)進步具有重要作用。房地產(chǎn)業(yè)科技進步需要制度激勵、制度保障、制度誘導(dǎo)。用國有及國有控股企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來衡量。

人力資本(HUM)。技術(shù)進步是實現(xiàn)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心，起著舉足輕重的作用，但人力資本在技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)擴散中的作用不容“小覷”，是關(guān)鍵中的關(guān)鍵。技術(shù)進步作為主體行為與生產(chǎn)過程，對人力資本存量、質(zhì)量具有較高要求。用平均受教育年限來衡量。平均受教育年限=文盲或半文盲比重×2+小學(xué)文化程度比重×6+初中文化程度比重×9+高中文化程度比重×12+大專及以上文化程度人口比重×16。

區(qū)位條件(DIS)。我國幅員遼闊，各地區(qū)在自然條件、地理區(qū)位及經(jīng)濟社會發(fā)展等諸多方面均存在顯著差異［18］。為體現(xiàn)區(qū)位條件對房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響差異，引入虛擬變量，東部設(shè)置為1，中西部設(shè)置為0。

政策規(guī)制(POL)。政策規(guī)制一般是政府通過制定產(chǎn)業(yè)進入、資金流動及信息整合與發(fā)布相關(guān)政策以實現(xiàn)市場主體行為的規(guī)范與良性競爭。而《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》則是政府規(guī)制在外商直接投資上的主要體現(xiàn)。《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2004修訂版)》中將房地產(chǎn)業(yè)置放于“鼓勵投資產(chǎn)業(yè)”目錄中，《外商投資指導(dǎo)目錄(2007修訂版)》和《外商投資指導(dǎo)目錄(2011修訂版)》則將其放置在“限制性產(chǎn)業(yè)”目錄。為體現(xiàn)政府規(guī)制效應(yīng)，引入虛擬變量，將2007年前設(shè)置為1，以后則為0。

23數(shù)據(jù)來源及說明

實證數(shù)據(jù)是涵蓋中國大陸28個省份1999~2010年的省際面板數(shù)據(jù)。其中，甘肅、西藏、新疆三省份由于相關(guān)指標數(shù)據(jù)缺失嚴重，在實證時將其剔除。所有數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、中宏教研支持系統(tǒng)等。各變量的散點圖見圖1。

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3實證結(jié)果及分析

31面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

計量建模時一般要求實證數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，否則易出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，為避免“偽回歸”現(xiàn)象提高建立模型的精度，首先綜合運用LLC(Levin，Lin & Chu)、ADF-Fisher和PP-Fisher方法對變量進行面板單位根檢驗以驗證其平穩(wěn)性。表1給出面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的檢驗結(jié)果。TECHCH、FDI、COW、FCL、SYS、HUM虛擬變量DIS和POL在實施平穩(wěn)性檢驗時不包含在內(nèi)。等變量均在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，所有變量均為平穩(wěn)序列，建?；貧w時不會存在“偽回歸”現(xiàn)象。

32動態(tài)面板模型估計

為避免變量間由于存在的精確相關(guān)關(guān)系或者高度相關(guān)關(guān)系存在“多重共線性”而使模型整體失真的問題。文中首先構(gòu)建FDI與TECHCH間的動態(tài)面板模型［模型(1)］，并在此基礎(chǔ)上逐步引入控制變量COW、FCL、SYS、HUM、DIS、POL［模型(2)~(7)］，以使結(jié)果更具信度。表2給出了各模型估計結(jié)果通過對比發(fā)現(xiàn)兩步系統(tǒng)GMM方法明顯優(yōu)于一步系統(tǒng)GMM估計結(jié)果。。由結(jié)果可知，各模型均不存在二階自相關(guān)，Sargan檢驗表明工具變量的選取恰當(dāng)，Wald表明模型整體顯著性較強。

由模型(1)可知， TECHCHt-1、TECHCHt-2對TECHCH表1實證面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的檢驗結(jié)果

變量檢驗類型LLCADFPP結(jié)論TECHCH(C,0,0)-22487(0000)***325661(0000)***467584(0000)***平穩(wěn)FDI(C,0,0)-4258(0000)***88184（0004)***86001(0006)***平穩(wěn)COW(C,0,0)-5505(0000)--平穩(wěn)FCL(C,T,0)-4914(0000)***--平穩(wěn)SYS(C,0,0)-7739(0000)***68992(0004)***173177(0000)***平穩(wěn)HUM(C,0,0)-41256(0000)***501074(0000)***515779(0000)***平穩(wěn)注：()內(nèi)為P值，***表示在1%的顯著性水平下顯著

①此散點圖矩陣中并不涵蓋虛擬變量。影響顯著為負且彈性遞減，說明房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步并不存在“路徑依賴”。FDI對TECHCH的影響顯著為負。隨著金融創(chuàng)新深化，長期與短期投資界限也愈顯模糊，按傳統(tǒng)劃分標準應(yīng)列入長期投資的FDI的不穩(wěn)定性也不斷提高［2］，受短期利潤誘使、投資收益“匯回”所導(dǎo)致的經(jīng)常性項目赤字壓力，F(xiàn)DI并沒有推動房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，反而具有制約作用。由模型(2)可知， COW對TECHCH的影響為負，這說明貿(mào)易開放并沒有起到促進房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的作用。由模型(3)可知，F(xiàn)CL與TECHCH之間存在顯著負向效應(yīng)，政府財政科技投入對房地產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步并沒有產(chǎn)生顯著的促進作用。由模型(4)可知，SYS對TECHCH影響為正，這說明現(xiàn)行的制度安排能有效促進房地產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步。由模型(5)可知， HUM對TECHCH影響顯著為負，這也在另一個側(cè)面說明房地產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員素質(zhì)低、專業(yè)能力不強、人員流動性大已成為房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的“桎梏”。模型(6)和模型(7)的結(jié)果說明我國東部顯著的區(qū)位條件有利于房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2007修訂版)》和《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2011修訂版)》中將FDI放置于限制性投資目錄中對房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的影響為負。

進一步參照Chang和Kaltani的做法［19］，分別檢驗FDI與一個控制變量的交互作用。模型(8)至模型(13)分別報告了引入交互項FDI×COW、FDI×FCL、FDI×SYS、FDI×HUM、FDI×DIS、FDI×POL的結(jié)果。AR(2)檢驗、Sargan檢驗以及Wald表明模型不存在二階自相關(guān)，工具變量選擇合適，模型整體顯著性較強。引入交互項后，F(xiàn)DI對TECHCH的影響系數(shù)的符號變得不穩(wěn)定，這主要是因為彈性變化所致。表2實證模型的系統(tǒng)廣義矩估計結(jié)果

變量模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)常數(shù)項TECHCHt-1TECHCHt-2FDICOWFCLSYSHUMDISPOLAR(1)AR(2)SarganWald0.7930.6070.0590.1590.044-0.0490.642(15.74)***(9.83)***(0.95)(2.28)*(0.55)(-0.52)(5.38)***-0.761-0.715-0.899-0.917-0.996-0.985-1.071(-72.28)***(-24.32)***(-127.95)***(-66.50)***(-52.39)***(-37.52)***(-37.61)***-0.0030.051-0.309-0.322-0.569-0.549-0.726(-2.25)*(1.68)*(-27.15)***(-19.34)***(-22.05)***(-14.36)***(-17.04)***-0.181-0.167-0.017-0.017-0.017-0.029-0.029(-18.34)***(-14.12)***(-1.66)*(-1.26)(-1.30)(-3.13)***(-1.88)*-0.190-0.242-0.1810.009-0.122-0.029(-5.70)***(-11.72)***(-6.70)***(0.25)(-2.29)**(-2.60)**-0.207-0.186-0.213-0.152-0.678(-29.11)***(-27.46)***(-21.37)**(-13.53)***(-8.99)***[4]0.1790.2130.6120.201[4](3.15)***(2.39)***(4.34)***(1.01)***[5]-0.139-0.136-0.117[5](-48.13)***(-22.99)***(-29.61)***[6]0.5490.394[6](3.84)***(2.30)**[7]-0.441[7](-8.64)***-4.309-4.353-5.026-5.025-5.139-5.051-4.697-0.578-0.7331.6571.3451.0910.9101.63927.53927.66027.80327.65827.44227.37927.6425763.4206572.62063777.11040547.20071555.27027008.23013943.370注：()內(nèi)為Z值，*、**、***代表變量在10%、5%、1%顯著水平下顯著，無標記則代表變量不顯著(下同)

表3引入交叉項的系統(tǒng)廣義矩估計結(jié)果變量模型(8)(9)(10)(11)(12)(13)常數(shù)項TECHCHt-1TECHCHt-2FDIFDI×CONAR(1)AR(2)SarganWald0.7800.1470.2790.8210.7840.262(9.83)***(6.76)***(5.14)***(16.05)***(17.21)***(8.50)***-0.702-0.949-0.914-0.759-0.766-0.889(-24.89)***(-145.94)***(-53.25)***(-59.67)***(-47.03)***(-141.56)***0.066-0.381-0.275-0.074-0.017-0.242(2.11)**(-34.72)***(-15.22)***(-3.40)***(-0.75)(-40.92)***-0.2220.0020.033-0.219-0.187-0.083(-12.77)***(0.39)(2.31)**(-20.73)***(-16.42)***(-14.18)***-0.068-0.0440.251-0.0160.0190.033 (-8.59)***(-44.36)***(13.08)***(-10.80)***(1.85)*(35.34)***-4.389-5.067-4.888-4.287-4.241-5.030-1.0272.397-1.5130.879-0.5152.83527.47727.91427.40627.50727.77927.7965372.4484679.266805.6112345.147465.6841200.57

endprint

FDI×COW對TECHCH的影響顯著為負，這說明經(jīng)濟開放度的提升沒有為房地產(chǎn)業(yè)要素質(zhì)量提高、先進管理經(jīng)驗引入帶來新機遇，成為房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的新契機。FDI×FCL對TECHCH的影響為負，說明政府科技投入總量不足、結(jié)構(gòu)性矛盾問題制約著房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步。FDI×SYS對TECHCH的影響顯著為正，說明穩(wěn)健的制度安排和創(chuàng)新是促進房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的重要保證。FDI×HUM與TECHCH間存在顯著的負向效應(yīng)，這說明FDI能否帶來技術(shù)進步依賴于房地產(chǎn)業(yè)人力資本積累［20］。FDI×DIS對TECHCH影響為正，在東部顯著的區(qū)位條件下FDI的技術(shù)進步效應(yīng)更易發(fā)揮。FDI×POL對TECHCH影響顯著為正，《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2007修訂版)》和《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2011修訂版)》將FDI放置于限制性投資目錄下，有利于將FDI總量限制于“合意”范圍內(nèi)，抑制其投機性動機，促進技術(shù)進步。

4研究結(jié)論與政策建議

隨著體制轉(zhuǎn)軌與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，房地產(chǎn)業(yè)利用外資總量不斷擴大、結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。但受人民幣升值預(yù)期、房地產(chǎn)投資熱潮牽引，F(xiàn)DI也已“背離”充足企業(yè)資金、激活要素配置、促成公平競爭的原始初衷，投機性、不確定性陡增，不但制約著房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，也為房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展埋下隱患。從控制變量以及控制變量與FDI的交互項來看，貿(mào)易開放、政府扶持、人力資本積累制約房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，但現(xiàn)行制度、區(qū)位條件以及對外商行為的政府規(guī)制會促進房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步。根據(jù)實證結(jié)論，提出如下政策建議。

(1)實施系統(tǒng)評估，重新定位FDI角色。實證結(jié)論表明，F(xiàn)DI已經(jīng)成為制約房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的重要“屏障”。且過多的FDI涌入房地產(chǎn)市場還可能進一步“膨化”房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展“泡沫”，引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險，使房地產(chǎn)業(yè)成為引發(fā)經(jīng)濟危機的“導(dǎo)火索”。所以，應(yīng)在系統(tǒng)調(diào)研的基礎(chǔ)上，在政府部門主導(dǎo)下開展房地產(chǎn)業(yè)FDI及其效應(yīng)系統(tǒng)評估與診斷，重新定位FDI角色及地位，分區(qū)域、分時段制定動態(tài)性及其差異性發(fā)展戰(zhàn)略。同時，房地產(chǎn)企業(yè)也應(yīng)“窮則思變”，創(chuàng)新融資模式，避免對FDI的過度依賴。

(2)創(chuàng)新體制，藏富于民。房地產(chǎn)業(yè)FDI不斷攀升對技術(shù)進步所帶來的負向效應(yīng)，實際上是非理性的體制做出的非理性的選擇，雖然在以政績考核為導(dǎo)向的經(jīng)濟增長中發(fā)揮了重要作用，但為此所付出的代價則是房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步漸入瓶頸、國民福利的流失與凈損。這種體制機制下，也容易產(chǎn)生對FDI的過度依賴，不利于房地產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此，加快體制機制創(chuàng)新，重塑“大國發(fā)展戰(zhàn)略”，減少對FDI的過度依賴，不斷沖減其負向效應(yīng)。同時，進一步加快房地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級步伐，整合產(chǎn)業(yè)發(fā)展鏈條，推動房地產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新，為房地產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展注入不竭動力。

(3)加強對員工的職業(yè)教育與技能培訓(xùn)，實現(xiàn)人力資本積累。FDI促進房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的一個重要前提就是要有人力資本存量積累與質(zhì)量提升。隨著房地產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，對人才需求層次、需求質(zhì)量、需求范圍也不斷拓展和提高。因此，應(yīng)不斷加強房地產(chǎn)業(yè)員工的職業(yè)教育和培訓(xùn)，全面提升房地產(chǎn)業(yè)員工素質(zhì)與技能，實現(xiàn)人力資源向人力資本的轉(zhuǎn)化，增強員工崗位適應(yīng)性與技能匹配性。同時，要不斷完善收入分配制度、考核激勵制度，明晰人力資本產(chǎn)權(quán)，為人力資本積累打下堅實基礎(chǔ)，促進房地產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步。

(4)強化政府規(guī)制，規(guī)范FDI投資行為。實證揭示《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2011年修訂)》將房地產(chǎn)業(yè)置于限制性投資目錄中有利于房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的提高。要推動房地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，政府規(guī)制作用不容忽視。所以，要繼續(xù)以《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2011年修訂)》規(guī)范和指導(dǎo)FDI投資行為，為房地產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展“保駕護航”。

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(責(zé)任編輯：何彬)