王春娟，黃 昊

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，遼寧 大連 116025;2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 研究生院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

迄今為止，關(guān)于住房市場(chǎng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，國(guó)內(nèi)外的研究幾乎都是基于生命周期假說(shuō)或持久收入假說(shuō)來(lái)探討房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)。Elliott證實(shí)了住宅價(jià)格上漲會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)增加［1］。Engelhard分析PSID數(shù)據(jù)時(shí)發(fā)現(xiàn)，住宅價(jià)格增長(zhǎng)對(duì)住宅所有者消費(fèi)支出具有顯著性的促進(jìn)作用，且住宅價(jià)格波動(dòng)的邊際消費(fèi)傾向大約為0.03［2］。Case等利用美國(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)住宅市場(chǎng)和股票市場(chǎng)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)住宅市場(chǎng)具有較強(qiáng)的財(cái)富效應(yīng)［3］。國(guó)內(nèi)多數(shù)學(xué)者基于房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)對(duì)我國(guó)住房市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。劉建江等對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)做了定性分析，并從消費(fèi)函數(shù)理論探討了房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)制，認(rèn)為持續(xù)上漲的房?jī)r(jià)能夠擴(kuò)大短期邊際消費(fèi)傾向［4］。賴溟溟和白欽先進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)存在房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)，房地產(chǎn)市場(chǎng)長(zhǎng)期與居民消費(fèi)協(xié)同趨勢(shì)，短期卻抑制居民消費(fèi)［5］。然而劉旦利用2000—2006年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究表明中國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)不具有財(cái)富效應(yīng)［6］。劉國(guó)風(fēng)對(duì)天津市2002年7月—2008年6月的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)天津市房地產(chǎn)價(jià)格的上漲對(duì)居民消費(fèi)具有一定的抑制作用［7］?？傊M管這些學(xué)者分別對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了探討，但結(jié)論卻不盡一致，因而從生命周期假說(shuō)或持久收入假說(shuō)出發(fā)來(lái)探討房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)可能有悖于我國(guó)在轉(zhuǎn)軌時(shí)期的具體國(guó)情。也有極少數(shù)學(xué)者從流動(dòng)性理論出發(fā)提出住房改革帶來(lái)的未來(lái)支出不斷增加會(huì)減少居民消費(fèi)和促進(jìn)居民儲(chǔ)蓄，如袁志剛和宋錚較早注意到住房改革后在購(gòu)房方面大多數(shù)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為都受到流動(dòng)性約束的影響，提出住房改革是造成轉(zhuǎn)軌時(shí)期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向下降的一個(gè)重要原因［8］，但他們沒有深入探討房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)降低的內(nèi)在微觀作用機(jī)制，也沒有進(jìn)行定量分析。

本文基于流動(dòng)性約束理論研究了住房改革后房?jī)r(jià)造成城鎮(zhèn)居民消費(fèi)不足的理論機(jī)制，之后根據(jù)理論模型進(jìn)行規(guī)范而詳細(xì)的定量分析，以考察住房改革對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響。

二、住房改革引發(fā)流動(dòng)性約束的機(jī)理分析

1.過(guò)度強(qiáng)調(diào)“只售不租”的商品房政策

目前城鎮(zhèn)私有住房占住房總量的85%以上，城鎮(zhèn)居民住房自有率達(dá)到74%左右，住房的自有率高于國(guó)際水平 (50%—70%)［9］。反過(guò)來(lái)看，這說(shuō)明我國(guó)出租住房占總住房面積的比重不到15%，與一些發(fā)達(dá)國(guó)家形成鮮明的對(duì)比，其中美國(guó)為36%，加拿大為44%，法國(guó)為48%，瑞典為43%?？梢钥闯?以出售公有住房和鼓勵(lì)居民購(gòu)買住房為主導(dǎo)的改革，使得居民只能通過(guò)購(gòu)買住房解決住房問(wèn)題。盡管房改的關(guān)鍵是實(shí)現(xiàn)住房商品化，但住房商品化并不等于單一的買賣商品房，其實(shí)現(xiàn)途徑包括出租和銷售兩種途徑，只要租金達(dá)到商品化租金，則住房一樣也能實(shí)現(xiàn)商品化。雖然出租和銷售對(duì)實(shí)現(xiàn)住房商品化的作用是相同的，但是出租或銷售卻對(duì)需要解決住房問(wèn)題的城鎮(zhèn)居民的生活會(huì)產(chǎn)生截然不同的影響。如果我國(guó)加快租房市場(chǎng)建設(shè)，城鎮(zhèn)居民就可避免在當(dāng)前或?qū)?lái)因需支付大筆的購(gòu)房款而發(fā)生的流動(dòng)性約束。相反，如果只強(qiáng)調(diào)購(gòu)房是解決住房的唯一途徑，大部分城鎮(zhèn)居民就可能在當(dāng)前或?qū)?lái)因需支付大筆的購(gòu)房款而發(fā)生流動(dòng)性約束。

2.住房金融發(fā)展滯后

雖然抵押貸款能讓買房者分期支付住房?jī)r(jià)格的70%，但30%的首期付款仍然高于一般家庭的支付能力。以全國(guó)平均標(biāo)準(zhǔn)來(lái)衡量，一個(gè)家庭如果夫婦都有工作，需要拿出年收入的11倍去購(gòu)買一套80平方米的住房［10］。也就是說(shuō)，按每平方米3 000元計(jì)算，一套80平方米的住房需要24萬(wàn)元，其中首期付款就是7.2萬(wàn)元。對(duì)于一個(gè)工薪家庭來(lái)說(shuō)，如果居民當(dāng)期或未來(lái)某期因購(gòu)房需支付7.2萬(wàn)元，那么這個(gè)家庭很可能因購(gòu)房而發(fā)生流動(dòng)性約束。而當(dāng)房?jī)r(jià)由每平方米3 000元上漲到4 000元時(shí)，一套80平方米的住房就需要32萬(wàn)元，其中首付款就達(dá)9.6萬(wàn)元，這就意味著居民也要為首付儲(chǔ)蓄更多的財(cái)富，且居民在當(dāng)期和未來(lái)某期發(fā)生流動(dòng)性約束的可能性也會(huì)增加。

3.住房供給與城鎮(zhèn)居民購(gòu)買力脫節(jié)

近些年，商品住宅平均銷售價(jià)格急劇上漲，部分大中城市房?jī)r(jià)上漲更為迅猛，有的平均房?jī)r(jià)漲幅已連續(xù)好幾年超過(guò)15%。按照國(guó)際上認(rèn)可的住房?jī)r(jià)格收入比，房屋價(jià)格應(yīng)當(dāng)是家庭年收入的3—6倍，由于我國(guó)商品房市場(chǎng)不斷地完善，從2003年起商品住宅價(jià)格指數(shù)每年的增長(zhǎng)幅度都在5%以上，這使得我國(guó)房屋價(jià)格與家庭年收入的比值遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國(guó)際上認(rèn)可的水平。在商品住宅中，中低價(jià)位、中小戶型住宅供應(yīng)比例偏低。在部分城市，100平方米/套以上商品住宅占總量的60%—70%，有的城市高達(dá)87%。2004年全國(guó)經(jīng)濟(jì)適用住房開發(fā)投資出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，占房地產(chǎn)開發(fā)投資的比重由上年的6.1%下降到4.6%，有的地區(qū)甚至停止了經(jīng)濟(jì)適用住房建設(shè)［9］。由于我國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)出現(xiàn)了整體供過(guò)于求，勞動(dòng)工資常常被壓低，使得工資增長(zhǎng)率有限。目前住房補(bǔ)貼的實(shí)施不到位。

4.城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快

隨著我國(guó)城市化和工業(yè)化的進(jìn)程加快，大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力遷往城鎮(zhèn)，使得我國(guó)城鎮(zhèn)人口急劇上升。我國(guó)城鎮(zhèn)化率在歷經(jīng)了1995年之前的停滯后，便以每年的1個(gè)百分點(diǎn)的速度增長(zhǎng)，其中房改后的1999年城鎮(zhèn)化率增長(zhǎng)了2個(gè)百分點(diǎn)，到2009年，達(dá)到47%，比1995年29%的城鎮(zhèn)化率增長(zhǎng)了18個(gè)百分點(diǎn)。城鎮(zhèn)化是一個(gè)農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口的過(guò)程。農(nóng)村人口在面臨當(dāng)前“只售不租”的商品房政策、住房金融的制約以及住房供給的不合理的情況下，他們?yōu)槎ň映鞘卸M(jìn)行購(gòu)房時(shí)更容易發(fā)生流動(dòng)性約束。

三、一個(gè)引入購(gòu)房支出的流動(dòng)性約束模型

基于住房改革后在購(gòu)房方面大多數(shù)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為都受到流動(dòng)性約束的影響的事實(shí)，本文在借鑒Deaton［11］等經(jīng)典文獻(xiàn)的基礎(chǔ)之上，構(gòu)建一個(gè)包含流動(dòng)性約束的持久收入假說(shuō)模型，在模型中加入一次性的購(gòu)房支出，則典型消費(fèi)者面臨的消費(fèi)規(guī)劃問(wèn)題如下:

其中，E0=E［·|0］基于0期所有信息的條件期望;β為貼現(xiàn)因子;u(·)為齊次凹函數(shù);Ct為t期實(shí)際消費(fèi)支出;Wt為t期的收入;r為利率;At為t期資產(chǎn);Zt+1(p)為在第t+1期需要進(jìn)行的購(gòu)房支出，為外生變量且與p正相關(guān)，其中p為商品住宅價(jià)格。上述表達(dá)式暗含Ct、Wt發(fā)生在t期末，At發(fā)生在t-1期末或t期初，居民決策發(fā)生在t期末。

1.不考慮購(gòu)房支出的消費(fèi)決策

由于在住房改革之前，我國(guó)實(shí)行的是公用單位提供福利分房的住房政策，城鎮(zhèn)居民在當(dāng)期或未來(lái)無(wú)購(gòu)房支出。這時(shí)不考慮流動(dòng)性約束問(wèn)題，(1)式所示的最優(yōu)規(guī)劃可轉(zhuǎn)化為:

因此，其最大化問(wèn)題的拉格朗日函數(shù)為:

分別對(duì)Ct和At+1求導(dǎo)，得:

把 (4)代入 (5)式得:

(6)式表明，當(dāng)居民預(yù)期不存在流動(dòng)性時(shí)，最優(yōu)消費(fèi)路徑就為“理性預(yù)期—永久收入假說(shuō)”的歐拉方程所描述的消費(fèi)路徑。即在沒有購(gòu)房支出時(shí)，居民可以通過(guò)自由出售資產(chǎn)或借貸來(lái)實(shí)現(xiàn)其跨期消費(fèi)效應(yīng)總和的最大化。

2.考慮購(gòu)房支出的消費(fèi)決策

住房改革后，無(wú)住房的居民可能在當(dāng)期或未來(lái)某期因購(gòu)房支出而發(fā)生流動(dòng)性約束。若居民預(yù)期流動(dòng)性約束在t期生效，(1)式所示的最優(yōu)規(guī)劃就為:

s.t.At+1≥Zt+1(p)，如果在 t+1期有住房支出

因此，其最大化問(wèn)題的拉格朗日函數(shù)為:

由于Zt+1(p)為預(yù)期在t+1期的購(gòu)房支出，為外生變量。對(duì)At+1求導(dǎo)，得:

其歐拉方程為:

根據(jù)庫(kù)恩—塔克條件，如居民預(yù)期流動(dòng)性約束在第t期生效，即At+1=Zt+1(p)，有λt＞0，則下面的不等式便成立:

其中，α=β(1+r)。即 t期歐拉方程不再成立，但之前和之后歐拉方程仍成立。

從 (12)式可以看出:一旦因購(gòu)房支出而在t期發(fā)生的流動(dòng)性約束時(shí)，居民就會(huì)減小第t期及其之前各期的消費(fèi)，并進(jìn)行強(qiáng)制性儲(chǔ)蓄。

為了更清楚地考察購(gòu)房支出對(duì)居民的第t期以及之前各期的消費(fèi)的影響，可把Ai+1=Zi+1(p)代入 (1)式得:

可發(fā)現(xiàn)居民在第t期的消費(fèi)驟然下降。為防止約束期消費(fèi)大幅度下降，理性居民就會(huì)平滑約束期及其之前各期消費(fèi)，因而位于無(wú)流動(dòng)性約束時(shí)最優(yōu)消費(fèi)路徑的下方。

3.預(yù)期住房?jī)r(jià)格上漲的消費(fèi)決策

假定第t期的勞動(dòng)收入、資產(chǎn)和居民預(yù)期的購(gòu)房面積不變，且第t期借債上限保持不變。當(dāng)居民預(yù)期住房?jī)r(jià)格由p上漲到p'時(shí)，由于Zt+1(p)與p成正相關(guān)，則下面不等式成立:

把 (14)帶入 (1)式中，并與 (13)式進(jìn)行比較，得到:

由于在約束期之前的各期的邊際消費(fèi)傾向相等，即 (11)左側(cè)成立，因而結(jié)合 (15)和(12)式，可知:

其中，0＜a＜1，b＞0，這里我們省略了一個(gè)常數(shù)項(xiàng)。pt+1為居民預(yù)期第t+1期的住宅商品房?jī)r(jià)格。即如果居民預(yù)期因購(gòu)房而在第t期發(fā)生流動(dòng)性約束時(shí)，那么當(dāng)預(yù)期房?jī)r(jià)上漲時(shí)居民就會(huì)進(jìn)一步減少在第t期及其以前各期的消費(fèi)，因而居民預(yù)期第t+1的房?jī)r(jià)與第t期及以前各期的消費(fèi)成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

若假定居民以適應(yīng)性預(yù)期的方式來(lái)判斷第t+1期的住宅商品房?jī)r(jià)格時(shí)，即用當(dāng)期的滯后一期住宅商品房?jī)r(jià)格去判斷第t+1期的住宅商品房?jī)r(jià)格，這時(shí) (16)式可以改寫為:

而 (17)可以進(jìn)一步簡(jiǎn)化為:

四、住房改革、流動(dòng)性約束與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)不足的實(shí)證檢驗(yàn)

1.住房改革對(duì)居民消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)性影響

(1)模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1998之前，我國(guó)的住房制度就是一個(gè)由公有部門逐步將公有住房出售給單位職工的一個(gè)過(guò)程，城鎮(zhèn)居民可以以低于市場(chǎng)價(jià)格買到公有住房，由于住房?jī)r(jià)格與政府出售價(jià)格之間的巨大差異，使得分到住房的家庭獲得了一筆很大轉(zhuǎn)移財(cái)富。由于福利住房制度存在，無(wú)住房的城鎮(zhèn)居民預(yù)期將來(lái)也能獲得福利房，因而他們對(duì)房?jī)r(jià)的變動(dòng)并不關(guān)心。而1998年住房改革結(jié)束了實(shí)行40余年的住房福利分配制度，無(wú)住房的城鎮(zhèn)居民不得不面臨來(lái)自將來(lái)某期購(gòu)房支出的壓力，這種支出很有可能會(huì)引發(fā)居民在未來(lái)某期的面臨流動(dòng)性約束生效。而房?jī)r(jià)上漲則預(yù)示著居民未來(lái)購(gòu)房支出的增加，且發(fā)生流動(dòng)性約束的可能性也會(huì)增加。因此住房改革之前與之后的房?jī)r(jià)可能會(huì)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性的改變。本文選取的研究區(qū)間為1991—2008年，并引進(jìn)虛擬變量來(lái)檢驗(yàn)住房改革所帶來(lái)的結(jié)構(gòu)性變化。模型如下:

為城鎮(zhèn)家庭人均在第t期的消費(fèi)性支出;IPt為城鎮(zhèn)家庭人均在第t期的可支配收入;HPt-1為在第t-1期的住宅商品房的銷售價(jià)格;υt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

盡管我國(guó)1998年末在全國(guó)范圍內(nèi)停止實(shí)物福利分房政策，但從1998—1999年，總體上的福利住房實(shí)物分配并沒有停止，同時(shí)由于我國(guó)土地市場(chǎng)的滯后，導(dǎo)致在2000年才實(shí)現(xiàn)以停止福利分房為核心的住房改革，因此本文以2000年作為斷點(diǎn)。其指標(biāo)包括城鎮(zhèn)家庭人均的消費(fèi)性支出、城鎮(zhèn)家庭人均的可支配支出、住宅商品房的銷售價(jià)格，其數(shù)據(jù)均來(lái)自1991—2008年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并用以1991年為基期的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行價(jià)格平減。

(2)檢驗(yàn)結(jié)果及其分析

本文借助Eviews6.0對(duì)方程 (19)進(jìn)行OLS估計(jì)，并剔除不顯著項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果見表1所示。

表1 OLS法模型檢驗(yàn)結(jié)果

從實(shí)證結(jié)果看，在1999年及其以前，房?jī)r(jià)的滯后一期，即居民對(duì)未來(lái)房?jī)r(jià)的預(yù)期，對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。滯后一期的房?jī)r(jià)上漲1元會(huì)促使平均城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)支出增加0.15元。這說(shuō)明在住房改革完成之前，由于無(wú)住房城鎮(zhèn)居民不必考慮購(gòu)房支出對(duì)其消費(fèi)的影響，而有住房的城鎮(zhèn)居民預(yù)期其財(cái)富隨著房?jī)r(jià)的上漲而增加，進(jìn)而增加當(dāng)前消費(fèi)，從而拉動(dòng)整體居民消費(fèi)上升。在住房改革完成后，房?jī)r(jià)滯后項(xiàng)對(duì)居民消費(fèi)增加具有顯著的負(fù)效應(yīng)，即滯后一期的房?jī)r(jià)上漲1元會(huì)促使平均城鎮(zhèn)家庭人均年消費(fèi)性支出減少0.56(=0.15-0.71)元，這說(shuō)明住房改革完成之后，無(wú)住房城鎮(zhèn)居民必須考慮將來(lái)購(gòu)房支出對(duì)其消費(fèi)的影響，即預(yù)期未來(lái)某期可能因購(gòu)房支出而發(fā)生流動(dòng)性約束，這時(shí)為了避免在流動(dòng)性約束生效時(shí)消費(fèi)驟然劇降，他們會(huì)在當(dāng)期減少消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄。這時(shí)隨著我國(guó)城市化的加快，需購(gòu)房的城鎮(zhèn)居民大幅度增加，有住房的居民占城鎮(zhèn)總?cè)丝诘谋壤诓粩嗟販p少，因而房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)也就非常有限，這時(shí)房?jī)r(jià)上漲就會(huì)抑制城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。

2.住房改革引發(fā)城鎮(zhèn)居民流動(dòng)性約束的實(shí)證檢驗(yàn)

(1)模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

在城鎮(zhèn)居民的住房借貸能力不變及工資和資產(chǎn)水平一定情況下，又由于購(gòu)房支出與房?jī)r(jià)成正相關(guān)關(guān)系，這時(shí)房?jī)r(jià)越高，則居民預(yù)期將來(lái)的購(gòu)房支出就會(huì)越大，因而要為了購(gòu)房?jī)?chǔ)蓄更多財(cái)富，且發(fā)生流動(dòng)性約束的可能性也就越大，因而本文把住宅商品房?jī)r(jià)格作為流動(dòng)性大小的替代變量。由于各個(gè)省 (市、區(qū))的城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著較大的差異，將對(duì)全國(guó)整體數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)果直接推廣到各個(gè)省是不科學(xué)的。因此，本部分的研究對(duì)象為1999—2008年的30個(gè)省 (市、區(qū))(不包括港澳臺(tái)和西藏)的面板數(shù)據(jù)，以進(jìn)一步驗(yàn)證各省住宅商品房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出的相關(guān)關(guān)系。用 CPit表示 i省(市、區(qū))在第t年的城鎮(zhèn)家庭人均年消費(fèi)性支出;IPit表示i省 (市、區(qū))在第t年的城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入;HPit-1表示i省 (市、區(qū))在第t-1年住宅商品房的銷售價(jià)格;υit為誤差項(xiàng)。由于各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著較大差異，所以本文選用面板數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效用模型:

若β2顯著地為負(fù)，則表明房?jī)r(jià)的上漲會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)具有抑制作用，即住房改革后大多數(shù)居民可能預(yù)期因?qū)?lái)的購(gòu)房而產(chǎn)生流動(dòng)性約束，為了防止約束期消費(fèi)驟降，就會(huì)減少當(dāng)前消費(fèi)。

其中城鎮(zhèn)家庭人均的消費(fèi)性支出、城鎮(zhèn)家庭人均的可支配支出和住宅商品房的銷售價(jià)格的數(shù)據(jù)均來(lái)自1999—2008年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》對(duì)30個(gè)省 (市、區(qū))(不包括港澳臺(tái)和西藏)的各年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)，并以各自1999年為基期的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。

(2)單位根與協(xié)整檢驗(yàn)

首先，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在面板單位根檢驗(yàn)中，LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)及Hadri檢驗(yàn)為同質(zhì)面板單位根的代表性檢驗(yàn)方法，IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)為異質(zhì)面板單位根的代表性檢驗(yàn)方法。為了避免因檢驗(yàn)方法本身的局限而對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果帶來(lái)的負(fù)面影響，本文將同時(shí)采用 LLC、IPS、ADF-Fisher和PPFishers四種方法對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。表2給出了三個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。其中，單位根檢驗(yàn)過(guò)程中的最優(yōu)滯后期數(shù)是按Schwarz評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn) (SC)確定。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，無(wú)論是針對(duì)同質(zhì)面板假設(shè)的LLC檢，還是針對(duì)異質(zhì)面板假設(shè)的IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)，三個(gè)變量基本上都是不平穩(wěn)，而在一階差分情況下是平穩(wěn)的，因而認(rèn)為各變量均為一階單位根過(guò)程。

其次，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由于各變量均為一階單整，因而可以進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。目前有兩類面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法:一類是基于回歸殘差的面板協(xié)整檢驗(yàn)，即Engel-Granger二步法的推廣，如Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn);另一類是從推廣Johansen檢驗(yàn)方法的方向發(fā)展的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen-Fisher檢驗(yàn)。由于本文樣本量有限，不能采用該檢驗(yàn)方法，只能采用上述的Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)進(jìn)行面板的協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表3所示。

表3 Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可知，無(wú)論P(yáng)edroni檢驗(yàn)的組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量或組間統(tǒng)計(jì)量，都表明變量之間具有顯著協(xié)整關(guān)系，而且Kao檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，也支持變量之間具有顯著協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。因此認(rèn)為城鎮(zhèn)家庭人均實(shí)際年消費(fèi)性支出與城鎮(zhèn)家庭人均實(shí)際可支配收入及住宅商品房的實(shí)際銷售價(jià)格之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系。

(3)檢驗(yàn)結(jié)果及其分析

因?yàn)槲覈?guó)30個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大的個(gè)體差異性，所以對(duì)方程 (20)進(jìn)行加權(quán)估計(jì);又因?yàn)闅埐羁赡艽嬖谝浑A自相關(guān)，因此通過(guò)添加AR(1)項(xiàng)進(jìn)行修正。估計(jì)結(jié)果見表4所示。

表4 GLS法模型檢驗(yàn)結(jié)果

從 (b)的回歸結(jié)果看，在全國(guó)平均水平上，住宅商品房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求下降。滯后一期的房?jī)r(jià)，即居民預(yù)期將來(lái)的住房?jī)r(jià)格與居民消費(fèi)需求在顯著性水平為1%的條件下成負(fù)相關(guān)關(guān)系。從數(shù)量上來(lái)看，滯后一期的房?jī)r(jià)上漲1元將導(dǎo)致平均城鎮(zhèn)家庭人均年消費(fèi)性支出減少0.16元。這些充分表明了1998年住房改革后大部分城鎮(zhèn)居民可能預(yù)期因?qū)?lái)的巨大的購(gòu)房支出而引發(fā)流動(dòng)性約束，為了防止約束期的消費(fèi)驟降，從而減少當(dāng)前消費(fèi)。房?jī)r(jià)的上漲則預(yù)示著未來(lái)的購(gòu)房支出的增加，這不僅要求居民為未來(lái)的購(gòu)房?jī)?chǔ)蓄更多的財(cái)富，而且也增加了居民因購(gòu)房而發(fā)生流動(dòng)性約束的可能性，這時(shí)理性居民會(huì)進(jìn)一步減少消費(fèi)和增加儲(chǔ)蓄。

五、結(jié)論與政策啟示

通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，本文得出如下兩個(gè)結(jié)論:第一，住房改革后，房?jī)r(jià)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的影響產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性改變。在1999年及其以前，滯后一期的房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，這時(shí)房?jī)r(jià)上漲表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)。在1999年之后，滯后一期的房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)效應(yīng)，這說(shuō)明大部分城鎮(zhèn)居民在住房改革后必須考慮因未來(lái)購(gòu)房支出而可能產(chǎn)生的流動(dòng)性約束。第二，在全國(guó)平均水平上，滯后一期的房?jī)r(jià)，即居民預(yù)期未來(lái)購(gòu)房時(shí)的房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)需求顯著地成負(fù)相關(guān)關(guān)系。即滯后一期的房?jī)r(jià)上漲1元，會(huì)導(dǎo)致平均城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)性支出減少0.16元。這說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲，不僅預(yù)示著他們?cè)谖磥?lái)面臨的流動(dòng)性約束的可能性增大，而且也預(yù)示著他們要為未來(lái)儲(chǔ)蓄更多的財(cái)富以購(gòu)買住房，這使得他們不得不進(jìn)一步減少當(dāng)期消費(fèi)和增加儲(chǔ)蓄。

由于住宅商品房的銷售價(jià)格偏高是制約當(dāng)期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的主要因素，因而有必要抑制房?jī)r(jià)上漲，穩(wěn)定房?jī)r(jià)，以改變大多數(shù)居民對(duì)將來(lái)房?jī)r(jià)上漲的預(yù)期，以防止居民消費(fèi)需求的下降。在穩(wěn)定房?jī)r(jià)的同時(shí)，完善住房貸款機(jī)制、提高居民的可支配收入、加大廉租房建設(shè)和擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)適用房，以降低居民預(yù)期因購(gòu)房而發(fā)生流動(dòng)性約束的可能性，這些都會(huì)有助于拉動(dòng)居民消費(fèi)上漲。

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