鄧淇中　周　麗

◆ 中圖分類號(hào)：F293.3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文利用湖南省2001-2007年房地產(chǎn)價(jià)格和居民消費(fèi)的季度數(shù)據(jù)建立向量自回歸模型（VAR），使用協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)方法對(duì)湖南省房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)以及對(duì)居民消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),并通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析得出：房地產(chǎn)價(jià)格一單位的正向沖擊，對(duì)居民消費(fèi)存在穩(wěn)定的正效應(yīng)，即湖南省房地產(chǎn)市場(chǎng)存在財(cái)富效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)市場(chǎng) 財(cái)富效應(yīng) 居民消費(fèi)

相關(guān)文獻(xiàn)回顧

根據(jù)新帕爾格雷夫經(jīng)濟(jì)學(xué)大詞典（1992）的解釋，所謂財(cái)富效應(yīng)（Wealth Effect）是指：“貨幣余額的變化，假如其他條件相同，將會(huì)在總消費(fèi)開支方面引起變動(dòng)。這樣的財(cái)富效應(yīng)常被稱作庇古效應(yīng)或?qū)嶋H余額效應(yīng)。一般來說，現(xiàn)代意義上的財(cái)富效應(yīng)，是指居民資產(chǎn)價(jià)值的變動(dòng)對(duì)于居民消費(fèi)需求的影響。由于社會(huì)財(cái)富構(gòu)成日益多樣化且其比重不斷調(diào)整，不僅貨幣實(shí)際余額的變動(dòng)會(huì)影響個(gè)人財(cái)富的價(jià)值，而且其他資產(chǎn)價(jià)值的變動(dòng)同樣可以引起財(cái)富水平的變動(dòng)，從而導(dǎo)致消費(fèi)需求的變動(dòng)。在現(xiàn)代社會(huì)居民所擁有的房產(chǎn)是其居民資產(chǎn)的一個(gè)重要組成部分，這一點(diǎn)在我國(guó)尤為突出。

根據(jù)持久收入假說和生命周期假說，研究房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的實(shí)質(zhì)，就是要研究由于房地產(chǎn)價(jià)格的漲跌所導(dǎo)致的居民資產(chǎn)存量的變動(dòng)而產(chǎn)生的消費(fèi)者開支方面引起的變動(dòng)。它有不同的表現(xiàn)形式：一是兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)。對(duì)于擁有房地產(chǎn)的消費(fèi)者來說，房地產(chǎn)價(jià)格的上漲使得其凈財(cái)富增加，進(jìn)而增加消費(fèi)支出。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲后，如果可以通過再融資方式或出售房產(chǎn)的形式來兌現(xiàn)資本收益的話，則這種收益會(huì)對(duì)消費(fèi)起促進(jìn)作用；二是未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)。如果房?jī)r(jià)上漲，但持有人沒有進(jìn)行再融資或出售房產(chǎn)，這種沒有兌現(xiàn)的財(cái)富仍可能促進(jìn)消費(fèi)，因?yàn)樗岣吡素?cái)富的貼現(xiàn)價(jià)值，因此消費(fèi)者在預(yù)期他們比以前“更富有”時(shí)就會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)。

國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有的研究，對(duì)房地產(chǎn)是否有財(cái)富效應(yīng)頗有爭(zhēng)議。相當(dāng)一部分學(xué)者認(rèn)為房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)不存在。Elliott（1980）把財(cái)富分為金融財(cái)富和非金融財(cái)富，運(yùn)用總體數(shù)據(jù)研究了財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)非金融財(cái)富對(duì)消費(fèi)沒有影響；駱祚炎（2007）通過建立VEC模型分析表明，我國(guó)城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)很微弱；Case（1992）運(yùn)用新英格蘭的總體數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)80年代后期，房地產(chǎn)價(jià)格的上漲對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響；洪濤（2006）對(duì)我國(guó)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與個(gè)人消費(fèi)支出間存在反向關(guān)系。

上述文獻(xiàn)的不足在于：沒有從作用機(jī)制上進(jìn)行較為系統(tǒng)的分析；沒有針對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的時(shí)滯效應(yīng)進(jìn)行專門的研究和全面的分析，都只是涉及了一部分；指標(biāo)的選取和計(jì)量方法存在瑕疵；尤其是國(guó)內(nèi)的文獻(xiàn)基本以全國(guó)的人均數(shù)據(jù)為樣本，而沒有對(duì)局部的房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行分析，難免會(huì)使局部和整體之間產(chǎn)生誤差。鑒于此，筆者通過對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的各種效應(yīng)進(jìn)行歸納，并闡述其作用機(jī)理，以湖南省城鎮(zhèn)居民2001-2007年的季度數(shù)據(jù)為樣本，進(jìn)行分析，為相關(guān)研究和有關(guān)政策部門提供參考。

模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)的選取

根據(jù)Modiliglianni生命周期假說理論，影響消費(fèi)的主要因素是當(dāng)期收入和實(shí)際持有的財(cái)富。在最優(yōu)化消費(fèi)點(diǎn)上，消費(fèi)函數(shù)如下所示：

C =αW_R+bYD_t

公式中，YD_t為當(dāng)期可支配勞動(dòng)收入，W_R為消費(fèi)者實(shí)際財(cái)富。Ludweing和Soik（2001）研究了房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制，認(rèn)為房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮，可以通過實(shí)現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)、預(yù)算約束效應(yīng)等機(jī)制實(shí)現(xiàn)。這些傳導(dǎo)機(jī)制，有些是對(duì)消費(fèi)有正的拉動(dòng)作用，另外一些則是負(fù)向抑制居民社會(huì)品消費(fèi)。由此，本文認(rèn)為消費(fèi)者在考慮當(dāng)期消費(fèi)支出時(shí)，主要考慮的因素應(yīng)該是當(dāng)期可支配收入和當(dāng)期的居民資產(chǎn)。其分析模型如下：

XF_t=C₀+cYD_t+αHP_t+ε_t

公式中，以湖南省商品房銷售價(jià)格（HP_t）來代表房地產(chǎn)財(cái)富變動(dòng)狀況，以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)額（XF_t）代表湖南省居民消費(fèi)支出水平，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（YD_t）代表收入水平，C₀代表自主性消費(fèi)，c和α分別代表YD_t和HPt的MPC。考慮到湖南省房地產(chǎn)價(jià)格在2001年到2007年的高速成長(zhǎng)，本文采用2001年第一季度到2007年第三季度的數(shù)據(jù)作為樣本。數(shù)據(jù)均來自此期間發(fā)布的《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》。

計(jì)量結(jié)果及解釋

（一）單位根檢驗(yàn)

為了保證回歸結(jié)果的無(wú)偏性、有效性和最佳性，本文利用擴(kuò)展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡(jiǎn)稱ADF）檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征。單位根檢驗(yàn)的最佳滯后階數(shù)依照AIC（Akaike Information Criterion）準(zhǔn)則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。利用Eviews6.0先后對(duì)相關(guān)變量的原始序列和一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1中的數(shù)據(jù)可知XF、YD和HP時(shí)間序列的ADF的統(tǒng)計(jì)量大于5%顯著水平下的臨界值，接受原假設(shè)，時(shí)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，是平穩(wěn)序列。由于XF、YD和HP都是一階單整的序列，他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

本文將采用JJ檢驗(yàn)法（Johansen,1988；Juselius,1990）對(duì)相關(guān)變量（XF、YD和HP）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。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(gè)和存在兩個(gè)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Johansen 臨界分布值時(shí)，拒絕其前提假設(shè)；反之，接受其假設(shè)。本文利用Eviews6.0對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

由表2的數(shù)據(jù)可以看出，以檢驗(yàn)水平5%判斷，XF、YD和HP之間在5%的顯著水平下有且僅有1個(gè)協(xié)整向量。且表現(xiàn)為如下方程：

從協(xié)整方程可以看出，居民消費(fèi)、房屋價(jià)格和居民收入之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。這種長(zhǎng)期關(guān)系可以理解為：當(dāng)房?jī)r(jià)上漲1個(gè)單位時(shí)，消費(fèi)支出增加0.358個(gè)單位；當(dāng)人均收入增加1元時(shí)，人均消費(fèi)支出增加0.376元。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)說明了房地產(chǎn)價(jià)格與居民消費(fèi)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但并沒有給出兩者之間是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，為此采用Granger因果檢驗(yàn)，本文運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)序列DXF和DHP進(jìn)行短期Granger因果檢驗(yàn)，根據(jù)AIC最小原則，選入最大滯后值為K＝2，在顯著性水平10％下，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

從表3中可以得出，房地產(chǎn)價(jià)格變化和居民消費(fèi)的短期格蘭杰因果檢驗(yàn)的F值在10%的水平上是不顯著，接受原假設(shè)，兩者在短期內(nèi)（1-2季度）不存在因果關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格變化沒有構(gòu)成是居民消費(fèi)增加的Granger 原因。由此可見，湖南省在該時(shí)期段內(nèi)，居民資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)很微弱。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于居民消費(fèi)水平、房地產(chǎn)價(jià)格、人均可支配收入之間存在協(xié)整關(guān)系，可以通過建立VAR模型并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析VAR模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)是描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差的反應(yīng)，它刻畫的是在擾動(dòng)項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。圖1是基于VAR（2）模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，將滯后階數(shù)設(shè)定為10期，縱軸代表居民消費(fèi)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的響應(yīng)程度，圖中實(shí)線部分為計(jì)算值，虛線部分為響應(yīng)函數(shù)值加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。

根據(jù)圖1的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，居民消費(fèi)在受到房屋價(jià)格一個(gè)單位正向的標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，在滯后的1-10個(gè)季度里沖擊效應(yīng)基本為正，居民消費(fèi)上升，并且呈現(xiàn)出輕微的波浪式的起伏。在滯后的第2季度處于波峰，沖擊效應(yīng)達(dá)到最大；在滯后的第6季度處于波谷，達(dá)到最低值，之后保持比較穩(wěn)定的狀態(tài)。反映出人們對(duì)房地產(chǎn)的增值所帶來的個(gè)人財(cái)富的增長(zhǎng)需要有一個(gè)認(rèn)識(shí)過程，但這種認(rèn)識(shí)一旦形成，就會(huì)對(duì)消費(fèi)有一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的推動(dòng)作用?？傮w和長(zhǎng)期而言，房屋價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)存在穩(wěn)定的正效應(yīng)。

本文結(jié)論

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果可以確定，在2001-2007年間，湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與住房?jī)r(jià)格之間存在著一種共同的趨勢(shì)，即房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)在湖南省這段時(shí)期是存在的，但這種效應(yīng)的力量卻很微弱。

由協(xié)整方程回歸得到的系數(shù)顯示，房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)為正，且在統(tǒng)計(jì)學(xué)上顯著。系數(shù)0.358說明房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)1個(gè)單位，消費(fèi)支出變動(dòng)0.358個(gè)單位；但當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格暴跌時(shí)，其負(fù)面效用也是不容忽視的。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，一個(gè)單位的房地產(chǎn)價(jià)格的正向沖擊，會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生正效用，導(dǎo)致居民消費(fèi)增加。這說明人們已經(jīng)把自己的住宅視為一項(xiàng)最大的個(gè)人財(cái)富，它的增值產(chǎn)生的上漲確實(shí)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了一定的刺激作用。同時(shí)房?jī)r(jià)變動(dòng)的信息對(duì)于消費(fèi)變動(dòng)預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)率還略高于可支配收入變動(dòng)相應(yīng)的貢獻(xiàn)率。

綜上所述，湖南省在該時(shí)期內(nèi)，房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所帶來的財(cái)富效用作用雖然存在，但并沒有成為影響居民消費(fèi)支出變化的主要因素。筆者認(rèn)為，這主要與房地產(chǎn)財(cái)富效用的作用機(jī)制有關(guān)，同時(shí)也受到房地產(chǎn)的規(guī)模及其發(fā)展程度，房地產(chǎn)金融市場(chǎng)的成熟程度、房地產(chǎn)的流動(dòng)性、房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)趨勢(shì)，以及房地產(chǎn)財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向等因素的制約。作為政府的決策部門，不僅要看到房地產(chǎn)市場(chǎng)過度繁榮，往往滋生房地產(chǎn)泡沫，而且更要了解房地產(chǎn)價(jià)格的持續(xù)下降或者大幅度下跌，對(duì)消費(fèi)的負(fù)面影響也是很大的。

參考文獻(xiàn)：

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