鄔麗萍　周建軍

摘要：房地產(chǎn)資產(chǎn)是我國(guó)居民最重要的資產(chǎn)財(cái)富，房?jī)r(jià)波動(dòng)通過(guò)財(cái)富效應(yīng)影響居民消費(fèi)支出行為。對(duì)全國(guó)和特定地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)、因果關(guān)系檢驗(yàn)和加入房?jī)r(jià)變量的消費(fèi)函數(shù)模型實(shí)證檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)支出有顯著的抑制作用，房?jī)r(jià)波動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)在不同地區(qū)之間存在很大的差異。不同類型商品房屋的財(cái)富效應(yīng)是不同的，財(cái)富效應(yīng)分析可作為考量房地產(chǎn)市場(chǎng)需求結(jié)構(gòu)和價(jià)格合理性的一個(gè)測(cè)度。

關(guān)鍵詞：房?jī)r(jià)波動(dòng)；財(cái)富效應(yīng)；人均消費(fèi)支出；地區(qū)差異；結(jié)構(gòu)差異

中圖分類號(hào)：F293.35文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1003-7217(2009)01-0109-04

房地產(chǎn)資產(chǎn)是我國(guó)居民最重要的資產(chǎn)財(cái)富類型，居住保障也是居民最基本的需求。房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)必將導(dǎo)致居民的資產(chǎn)財(cái)富數(shù)量的波動(dòng)以及居民消費(fèi)支出的變動(dòng)。房?jī)r(jià)波動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)如何，對(duì)消費(fèi)支出有著怎樣的影響，在當(dāng)前房地產(chǎn)業(yè)高速發(fā)展、房?jī)r(jià)上漲過(guò)快的背景下，對(duì)這一問(wèn)題的研究具有重要意義。

一、房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)相關(guān)研究綜述

對(duì)于財(cái)富效應(yīng)的分析一直在Milton Friedman(1957)創(chuàng)立的持久收入理論和Franco Modigliani(1963)創(chuàng)立的生命周期理論的傳統(tǒng)分析框架下進(jìn)行的。持久收入假說(shuō)認(rèn)為只有在持久性收入增加的情況下，個(gè)人的消費(fèi)水平才會(huì)提高，暫時(shí)性收入則對(duì)消費(fèi)幾乎沒(méi)有影響。由于個(gè)人必須運(yùn)用儲(chǔ)蓄和借款來(lái)平滑消費(fèi)路徑，因此暫時(shí)性收入的增加只會(huì)提高儲(chǔ)蓄水平…。生命周期理論則認(rèn)為，消費(fèi)通過(guò)高收入時(shí)期的儲(chǔ)蓄和低收入時(shí)期的負(fù)儲(chǔ)蓄(借款)，使消費(fèi)計(jì)劃形成了一種平滑的平均消費(fèi)水平線，即消費(fèi)水平取決于整個(gè)壽命期內(nèi)的總收入，包括家庭的當(dāng)期收入和預(yù)期的未來(lái)收入的現(xiàn)金流，以及其所擁有的財(cái)富存量，只有未預(yù)期到的財(cái)富水平的改變才會(huì)影響消費(fèi)水平。生命周期理論和持久收入理論都考慮到了消費(fèi)與長(zhǎng)期收入的關(guān)系，并將財(cái)富與收入一樣納入消費(fèi)函數(shù)，這一觀點(diǎn)得到許多經(jīng)驗(yàn)研究的支持‘_。因此，在當(dāng)前房地產(chǎn)構(gòu)成了居民財(cái)富重要組成部分的前提下，其價(jià)格波動(dòng)只有能夠帶來(lái)持久而穩(wěn)定收入才會(huì)顯著影響消費(fèi)水平，進(jìn)而在宏觀層面上產(chǎn)生如《新帕爾格雷夫經(jīng)濟(jì)學(xué)詞典》(Q—z)(1992)所定義的財(cái)富效應(yīng)：在其他條件不變的條件下，貨幣余額的變化將會(huì)引起總消費(fèi)支出的變化。

房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)還可能產(chǎn)生間接財(cái)富效應(yīng)，即由于房地產(chǎn)價(jià)格上升導(dǎo)致人們對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的預(yù)期看好，消費(fèi)者信心增強(qiáng)從而消費(fèi)支出增加。Ro—mar(1990)利用美國(guó)1929～1932年間的數(shù)據(jù)實(shí)證研究了股價(jià)變化對(duì)消費(fèi)支出的影響，論證了資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的間接財(cái)富效應(yīng)。Zandi(1999)分析了資產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)者信心的支持作用，證明資產(chǎn)價(jià)格上漲不僅對(duì)參與投資的消費(fèi)者有影響，而且沒(méi)有參與投資的消費(fèi)者也會(huì)由于信心的增加而提高其消費(fèi)支出。間接財(cái)富效應(yīng)主要通過(guò)兩種渠道發(fā)揮作用：一是資產(chǎn)價(jià)格上漲反映了較高的當(dāng)期財(cái)富預(yù)期，直接支持消費(fèi)者信心；二是資產(chǎn)市場(chǎng)是宏觀經(jīng)濟(jì)的先行指標(biāo)，其價(jià)格上漲預(yù)示未來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣，從而產(chǎn)生較高的未來(lái)勞動(dòng)收入與財(cái)富水平預(yù)期，影響消費(fèi)支出水平。

有大量證據(jù)顯示，房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)消費(fèi)具有顯著的財(cái)富正效應(yīng)。Skinner(1989)分析收入動(dòng)態(tài)平行調(diào)查數(shù)據(jù)(PSID)時(shí)發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)導(dǎo)致的居民財(cái)富變化對(duì)消費(fèi)的影響較小但很顯著。En— gelhard(1996)運(yùn)用PSID數(shù)據(jù)對(duì)住宅價(jià)格增長(zhǎng)與住宅所有者消費(fèi)支出之間進(jìn)行的檢驗(yàn)顯示：住宅價(jià)格波動(dòng)的邊際消費(fèi)傾向大約為0.03。由于消費(fèi)者對(duì)住宅價(jià)格波動(dòng)的反應(yīng)存在不對(duì)稱性，即獲得收益的消費(fèi)者傾向于增加儲(chǔ)蓄和消費(fèi)，而遭受損失的消費(fèi)者則不會(huì)減少他們的消費(fèi)，因此他認(rèn)為住宅上漲對(duì)消費(fèi)的影響要比0.03更大一些。另外Case，Quigley and Shiller(2001)利用美國(guó)1982～1999年各州的季度數(shù)據(jù)以及1975～1999年14個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)對(duì)股票市場(chǎng)以及住宅市場(chǎng)的差異進(jìn)行了分析，認(rèn)為住宅市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)甚至比股票市場(chǎng)更強(qiáng)。Elliott(1980)，Sheiner(1995)，Engekhard(1993)分別發(fā)現(xiàn)了住宅價(jià)格上漲導(dǎo)致消費(fèi)增加的證據(jù)。Case(2003)研究結(jié)果表明，房地產(chǎn)財(cái)富增加對(duì)消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，但房地產(chǎn)財(cái)富的下降對(duì)消費(fèi)幾乎沒(méi)有任何影響。

現(xiàn)有的理論與實(shí)證分析表明，房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)消費(fèi)具有促進(jìn)作用，或者在沒(méi)有體現(xiàn)出財(cái)富正效應(yīng)的情況下對(duì)消費(fèi)沒(méi)有顯著影響。從這些現(xiàn)有研究成果來(lái)看，似乎沒(méi)有證據(jù)表明房?jī)r(jià)波動(dòng)與消費(fèi)支出之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。本文將以中國(guó)的數(shù)據(jù)對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證分析，探討兩者之間存在負(fù)相關(guān)的可能性，以求對(duì)這一問(wèn)題有更全面的認(rèn)識(shí)。

二、實(shí)證分析

1模型、變量選擇及其數(shù)據(jù)來(lái)源

模型設(shè)定為在傳統(tǒng)的消費(fèi)函數(shù)基礎(chǔ)上加入房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格變量，即以收入和房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格作為解釋變量，分析消費(fèi)支出的變動(dòng)。

消費(fèi)和收入變量分別取人均消費(fèi)性支出和人均可支配收入。房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格取住宅銷售均價(jià)可反映房地產(chǎn)資產(chǎn)財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)支出的直接影響。此外，商業(yè)用房、辦公樓等其它類型的房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)也會(huì)影響居民的收入預(yù)期和消費(fèi)支出，因此，選擇商品房屋銷售均價(jià)作為房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格解釋變量進(jìn)行分析也是必要的。

所用數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社出版的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各年，以及中國(guó)指數(shù)研究院和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局合作出版的《中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》各年。由于我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的形成以1987年土地使用權(quán)允許進(jìn)入市場(chǎng)進(jìn)行交易為標(biāo)志，但由于當(dāng)時(shí)房地產(chǎn)市場(chǎng)化程度不高、價(jià)格波動(dòng)不顯著，再考慮到資料的可得性，本文的實(shí)證分析數(shù)據(jù)跨度為1995～2006年。為了進(jìn)行特定地區(qū)的比較研究，還需要相關(guān)的面板數(shù)據(jù)，考慮到房地產(chǎn)市場(chǎng)的典型性以及資料的可獲得性，在此選擇北京、天津、上海、重慶四城市進(jìn)行分析(重慶因1997年設(shè)直轄市，所以其數(shù)據(jù)跨度為1997～2006年)。

2穩(wěn)定性檢驗(yàn)一ADF Test

為確?；貧w的真實(shí)性，首先必須對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，也即對(duì)隨機(jī)過(guò)程平穩(wěn)性和單整階數(shù)的檢驗(yàn)，在此采用ADF檢驗(yàn)法。檢驗(yàn)結(jié)果表明，除上海人均可支配收入表現(xiàn)為一階單整外，其余均為平穩(wěn)序列。

3格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(Granger Causal Rela.tlonTest)

在此選擇對(duì)人均消費(fèi)性支出和住宅銷售均價(jià)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。從全國(guó)數(shù)據(jù)來(lái)看，人均消費(fèi)性支出是住宅銷售均價(jià)滯后3階的格蘭杰因，而住宅銷售均價(jià)則不是人均消費(fèi)性支出的格蘭杰因。北京和上海的人均消費(fèi)性支出與住宅銷售均價(jià)不存在格蘭杰因果關(guān)系。天津人均消費(fèi)性支出為住宅銷售均價(jià)的滯后3階格蘭杰因。重慶人

均消費(fèi)陛支出與住宅銷售均價(jià)表現(xiàn)為雙向格蘭杰因，人均消費(fèi)性支出為住宅銷售均價(jià)的滯后1階格蘭杰因，住宅銷售均價(jià)則為人均消費(fèi)性支出的滯后3階格蘭杰因。

4模型實(shí)證檢驗(yàn)

由于商品住宅、商業(yè)用房和辦公用房的價(jià)格波動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的影響存在較大差異，因此設(shè)定兩個(gè)模型，分別以商品房屋銷售均價(jià)和商品住宅銷售均價(jià)作為解釋變量，擬合效果較為理想(見(jiàn)表2和表3)。

實(shí)證分析結(jié)果表明：從全國(guó)來(lái)看，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)有顯著的抑制作用，商品房屋銷售均價(jià)上漲1元。將導(dǎo)致人均消費(fèi)性支出平均減少0.0468元，而商品住宅價(jià)格波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的抑制作用更為顯著，商品住宅銷售均價(jià)上漲1元，將導(dǎo)致人均消費(fèi)性支出平均減少0.1188元；北京商品房屋銷售均價(jià)上漲1元將導(dǎo)致人均消費(fèi)性支出平均下降0.0580元，而商品住宅銷售均價(jià)上漲1元將導(dǎo)致人均消費(fèi)性支出平均減少0.0380元，低于全國(guó)平均水平；上海和天津兩城市的房?jī)r(jià)波動(dòng)表現(xiàn)出正的財(cái)富效應(yīng)。上海商品住宅銷售均價(jià)上漲1元，人均消費(fèi)性支出平均將增加1.8522元，商業(yè)用房和辦公用房的財(cái)富正效應(yīng)更為顯著。天津房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富正效應(yīng)較小，商品房屋和商品住宅銷售均價(jià)每上漲1元，人均消費(fèi)性支出平均分別增加0.0585元和0.0659元。西部城市重慶則表現(xiàn)為：商品住宅均價(jià)表現(xiàn)出正的財(cái)富效應(yīng)，價(jià)格每上漲1元，人均消費(fèi)性支出平均增加0.4367元?？紤]了商業(yè)用房和辦公用房的商品房屋總平均售價(jià)則對(duì)人均消費(fèi)支出有顯著抑制作用，商品房屋平均售價(jià)每上漲1元，人均消費(fèi)性支出平均下降1.3631元。

三、結(jié)論及政策啟示

房地產(chǎn)資產(chǎn)已成為當(dāng)前我國(guó)居民的主要資產(chǎn)形式，其價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)支出行為存在顯著的影響。

1當(dāng)前我國(guó)房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)居民消費(fèi)支出具有顯著的抑制作用。這與財(cái)富效應(yīng)理論相悖，也不同于西方發(fā)達(dá)國(guó)家的歷史經(jīng)驗(yàn)。原因在于當(dāng)前我國(guó)住房市場(chǎng)需求暴發(fā)性增長(zhǎng)的兩大推動(dòng)力：一是城市化的快速發(fā)展及人口流動(dòng)加速而導(dǎo)致的首次購(gòu)房需求，二是居民收入增加而導(dǎo)致的改善居住需求。這兩類需求均為自住性需求，前者具有準(zhǔn)吉芬商品的特性，需求剛性必然導(dǎo)致住宅價(jià)格上漲擠占其它商品的消費(fèi)支出；后者的購(gòu)房目的是自住，房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)并不能實(shí)現(xiàn)，具有一定的虛幻性，因而也無(wú)法對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生推動(dòng)作用。只有用于投資的房地產(chǎn)資產(chǎn)才能隨著房?jī)r(jià)上漲實(shí)現(xiàn)正的財(cái)富效應(yīng)，而當(dāng)前我國(guó)住房需求主要還是自住需求。

2房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)居民消費(fèi)支出的影響存在著較大的地區(qū)差異。就全國(guó)平均水平看，商品住宅價(jià)格每上漲1元，居民消費(fèi)性支出將減少0.1188元。而所選的幾個(gè)主要城市，除重慶商業(yè)用房和辦公用房具有較強(qiáng)的財(cái)富負(fù)效應(yīng)外，其它城市房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)支出的抑制作用均小于全國(guó)平均水平，其中上海房?jī)r(jià)上漲表現(xiàn)出顯著的財(cái)富正效應(yīng)，商品住宅價(jià)格上漲1元導(dǎo)致人均消費(fèi)性支出增加1.8522元，天津房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富正效應(yīng)則較弱。因?yàn)?，?jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)資產(chǎn)流動(dòng)性也較高，房地產(chǎn)資產(chǎn)的變現(xiàn)能力較強(qiáng)，房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)較易實(shí)現(xiàn)。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的投資性購(gòu)房比例較高，房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富正效應(yīng)也較大?？梢?jiàn)，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的影響可作為衡量一個(gè)地區(qū)投資性購(gòu)房比重的一個(gè)測(cè)度。

3商品住宅、商業(yè)用房和辦公用房?jī)r(jià)格波動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)存在較大差異。就全國(guó)平均水平看，住宅價(jià)格上漲對(duì)消費(fèi)的抑制作用遠(yuǎn)大于商品房屋，為其2.54倍。也就是說(shuō)，商業(yè)用房和辦公房具有財(cái)富正效應(yīng)，其購(gòu)買主要是投資行為。

4政策制定時(shí)可將對(duì)財(cái)富效應(yīng)的測(cè)度作為考量房地產(chǎn)商品供給結(jié)構(gòu)和需求結(jié)構(gòu)的一個(gè)測(cè)度，以及合理安排供需結(jié)構(gòu)的理論支持。財(cái)富效應(yīng)測(cè)度同時(shí)也是考量房?jī)r(jià)波動(dòng)合理性的有效手段。