郭志芳，劉小二

（1.廈門大學 國際經濟與貿易系,廈門 361005；2.中國人民銀行武漢分行，武漢 430071）

0 引言

房價上漲對消費具有“雙重效應”，即正向促進作用和負向擠出效應，究竟哪種效應起主要作用與房價高低及房地產市場發(fā)展情況有密切關系。我國房地產市場剛剛起步，尚處于以自住消費為主導的增量房市場，在這種背景下，當房地產價格處于合理范圍時，房價上漲不會對居民消費產生太大影響甚至能通過刺激住房支出來擴大消費；當房價超出合理范圍時，房地產業(yè)的發(fā)展就會對居民消費產生擠出效應。因而從定量角度分析我國房地產價格的對居民消費支出的影響機制對于判斷我國房地產發(fā)展目前所處的階段，對于擴大內需以及房地產政策的制定都具有重要意義。

1 理論分析

根據(jù)Alexander Ludwig和Torsten Slok(2001)的分析，房地產價格波動對消費的影響存在以下五種傳導渠道：

一是實現(xiàn)的財富效應。對于有房者來說，房價上升導致凈財富的增加，因為消費者可以通過抵押貸款或賣掉房子來實現(xiàn)受益，這種實現(xiàn)的收益將對個人消費產生積極的影響。該渠道主要通過房地產投資者發(fā)揮作用。

二是未實現(xiàn)的財富效應。如果房價上漲，即使持有人并沒有抵押貸款或出售房產，由于財富貼現(xiàn)值的增加，消費者會有比以前“更富有”的預期，這種預期仍可促進即期消費。

三是預算約束效應。對于租房者來說，房價上漲會對個人消費產生負面影響。由于房價上升，房租隨之上升，租房者預算約束更加緊張，從而不得不減少個人消費。當然，預算約束效應可能對房產出租人也同樣起作用，不過作用要小一些。因為房價上漲不但可能提高房租，其它諸如水電費和裝修費等配套性設施的費用和服務價格也會上升。

四是流動約束效應。房價變動影響消費的第四個重要因素是金融體系是否運行良好。如果房價上漲，消費者會要求取得更多的貸款來應對房價上升。若信貸緊縮或金融系統(tǒng)不能為這種貸款需求提供支持，家庭可能難以承受如此高的房價，從而加大了消費者的流動性約束。這一點也反映了房地產則富的負面效應。

五是替代效應。房價上漲也意味著計劃買房的家庭可能要降低消費標準，因為他們面對較高的首期付款和未來更多的貸款，選擇較小的房子或減少當前消費是家庭必然的選擇。

歸納起來，房地產價格波動對消費支出具有直接和間接兩種影響，直接影響是房價波動增加或減少了居民家庭財富并通過金融市場變現(xiàn)，從而直接影響居民消費支出，這種影響以第一種傳導機制為主，在存量房市場、投資需求為主導并且金融發(fā)展完善的條件下，這種直接影響會非常明顯；間接影響是指房價波動改變了居民的預算狀況從而改變居民的消費傾向，在增量房市場、消費需求為主導并且金融體系不夠完善的情況下，以上傳導機制都會對居民消費產生間接影響。由此引出了本文要考察的兩個命題：

命題1：在增量房市場、消費需求為主導并且金融體系不夠完善的情況下，房地產的直接財富效應具有虛幻性，或者說房價波動對消費支出的直接影響非常微弱。

命題2：在增量房市場、消費需求為主導并且金融體系不夠完善的情況下，房地產往往具有比較明顯的間接財富效應，即房價上漲會通過改變居民的預算狀況從而改變居民的消費傾向。

這就是本文實證研究的出發(fā)點和目的。

2 研究方法

2.1 理論模型

財富效應的分析一般都是基于生命周期-持久收入假說(LC-PIH）假說理論?？紤]一個壽命為T個時期的消費者，該消費者在時期t最大化其一生的期望效用：

根據(jù)Euler方程，該最優(yōu)化問題的一階條件為：

為了簡化分析，假設效用貼現(xiàn)率等于利率，即：ρ=r，且效用函數(shù)的形式為：

則（2）式可以化簡為：

將（4）式代入預算約束，令T→∞，并在兩側取期望，可得：

若假設消費者收入服從AR(1)過程，則財富效應估計的基本方程即為：

其中，At、Yt分別表示財富和當期收入，?、λ為待估參數(shù)，分別表示財富和收入的邊際消費傾向（如果數(shù)據(jù)取對數(shù)則表示消費彈性），目前大多數(shù)文獻都是基于這一模型進行研究的，然而需要說明的是?僅僅反映的是房地產的直接財富效應，該模型未能反映房地產的間接財富效應，這種間接效應需要通過考察不同階段λ的大小來說明。

2.2 計量模型

筆者認為，在中國目前房地產市場處于增量房和居住消費為主的情況下，房價對消費支出的影響可以從兩個方面進行考察，一方面是房價的實際水平是否與居民的支付能力相吻合，另一方面是房價增長速度是否超過了居民的承受能力。為此，本文用房價收入比來衡量房價的實際水平，用房屋銷售價格指數(shù)反映房價上漲速度，從兩方面考察房價對消費的影響。

為驗證命題1的結論，本文首先建立一般的面板數(shù)據(jù)模型如下：

CS代表人均消費性支出，INC代表人均可支配收入，q表示實際房價或者房價上漲速度。

如果命題1成立，則γ應當不顯著地異于零。此時如果按照上述理論消費支出退化為收入的函數(shù)，但是正如命題2所討論的，房價上漲時，居民的預算狀況被迫改變，從而減少了居民消費支出。這種效應可以通過考察不同的房價區(qū)間內居民邊際消費傾向或者消費彈性來加以驗證。為此，命題2的實證模型如下：

其中，I(.)為示性函數(shù)，θ為閾值，當實際房價q≤θ時，房價波動對消費支出的影響服從第一種機制（由α,γ1刻畫），當q＞θ時，房價波動對消費支出的影響服從第二種機制（由α,γ2刻畫），γ1與γ2的差值反映了房價波動對消費的影響力。這里只是對具有一個閾值的模型進行了分析，如果實際中有兩個或者多個閾值，可以類似分析。

3 實證研究

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)描述

相對而言，我國大中城市的房地產發(fā)展比較具有代表性，因此本文以中國35個大中城市2002～2008年的面板數(shù)據(jù)為樣本。本文具體采用的變量及其描述性統(tǒng)計量見表1。

表1 主要變量及其描述性統(tǒng)計量

年鑒中的數(shù)據(jù)均為當年價數(shù)據(jù)，不具有可比性，因此這里利用用居民消費價格指數(shù)(CPI)將城鎮(zhèn)人均消費性支出和城鎮(zhèn)人均可支配收入折算為2002年的不變價數(shù)據(jù)，利用房屋銷售價格指數(shù)將住宅銷售價格換算為2002年的可比價數(shù)據(jù)。根據(jù)我國住房建設部“十二五”住房發(fā)展規(guī)劃目標，選擇戶均建筑面積90m2作為中等收入家庭的住房面積，同時以三口之家的年收入為基礎以計算房價收入比，具體計算公式為：

3.2 單位根檢驗

為了防止由于變量的非平穩(wěn)性導致偽回歸問題，這里首先對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。由于面板數(shù)據(jù)單位根檢驗目前尚未達成一致，為了保證結論的穩(wěn)健性和可靠性，筆者利用Maddala&Wu(1999)的ADF檢驗方法和PP檢驗方法、Levin、Lin&Chu（2002）和Im-Pesaran-Shin(2003)四種方法對取對數(shù)的城鎮(zhèn)人均消費性支出（lncs）、取對數(shù)的城鎮(zhèn)人均可支配收入（lninc）、房價收入比(h)和房屋銷售價格指數(shù)(pi)的平穩(wěn)性進行檢驗。結果（見表2）表明在10%的顯著性水平下，F(xiàn)isher-ADF、Fisher-PP、LLC檢驗均表明各變量不存在單位根，而IPS檢驗證明了lncs、h和pi的平穩(wěn)性，但不支持lninc平穩(wěn)性的結論。鑒于面板單位根檢驗理論尚不成熟以及不同計量方法會導致實證結果存在偏差的客觀事實，并且lninc通過了四個檢驗中的三個，筆者以為可以認定lninc的平穩(wěn)性。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗

3.3 估計結果

根據(jù)前文的分析，本文首先利用線性模型分析房價波動對消費支出的影響，在此基礎上再利用面板閾值方法分析二者之間的非線性關系。

3.3.1 房價波動對消費支出的直接影響機制分析

筆者首先利用普通面板數(shù)據(jù)分析方法進行分析，結果參見表3。無論是選擇房價收入比還是房屋銷售價格指數(shù)作為房價波動的指標，Wald F檢驗都拒絕了混合模型的原假設，Hausman檢驗則拒絕了模型為隨機效應的原假設，因此宜選擇固定效應進行分析。表3的結果表明，房價收入比的系數(shù)為-0.0120，在10%的顯著性水平下勉強可以拒絕系數(shù)不為零的原假設，房屋銷售價格指數(shù)的系數(shù)為-0.000134，顯著性水平僅為0.861，這說明無論是選用房價收入比還是房屋銷售價格指數(shù)，房價波動對消費支出均具有較弱的擠出效應或者說房地產具有微弱的財富效應，從而驗證了命題1。

表3 房價波動對消費支出的直接影響分析結果

3.3.2 房價波動對消費支出的間接影響機制分析

以上的線性分析表明房價波動對消費具有非常微弱的擠出效應。然而，正如前文的分析，這種線性分析只能說明房地產對消費的直接擠出效應不甚明顯，房地產還可能通過影響居民的消費支出結構進而對消費產生間接影響，而且在房價的不同區(qū)間，這種作用機制可能不盡相同，為此在以上分析的基礎上筆者將城鎮(zhèn)人均可支配收入作為機制變量，將房價收入比和房地產銷售價格指數(shù)作為閾值變量，利用面板閾值模型進行分析。利用房價收入比的估計結果見表4。假設檢驗表明該模型存在明顯的雙閾值效應，兩個閾值分別為5.9209和8.6520，并且隨著房價收入比的上升，房地產對消費的擠出效應不斷加強，具體而言，即當房價收入比低于5.9209時，消費的收入彈性為0.7893，而當房價收入比在5.9209和8.6520之間時，消費的收入彈性降為0.7856，也就是說房價上漲產生了0.0027個單位的擠出效應，當房價收入比高于8.6520時，房價上漲對消費進一步產生0.0037個單位的擠出效應，消費的收入彈性降到了0.7819。據(jù)此分析，就居民對房價的負擔水平而言，筆者以為房價收入比在5.9209以下是比較合理的區(qū)間，大于5.9209時會對消費產生不利影響。

表4 利用“房價收入比”衡量房價波動的估計結果

房價收入比可以代表實際房價的高低，它反映的是由于房價超出居民的負擔水平從而對居民消費支出產生了多大的影響，而房屋銷售價格指數(shù)可以看作是房價漲幅指標，利用它代表房價波動水平的預期指標，可以反映居民由于預期未來房價是否會超出自己的負擔水平從而對消費支出的影響。估計結果參見表5，從假設該模型沒有閾值到模型有三個閾值的假設檢驗結果顯示，選擇兩個閾值進行分析較為恰當。即房屋銷售價格指數(shù)小于107.3時，房價的上漲對消費具有促進作用，但當該指數(shù)高于107.3時，則具有明顯的擠出效應。具體而言，當房屋銷售價格指數(shù)小于106.6750時，此時消費的收入彈性為0.8108，而該指數(shù)在106.6750和107.3之間時，房地產對消費產生了0.0033個單位的正向促進作用，達到0.8141，而當該指數(shù)大于107.3時，這種作用減弱了0.0039個單位，降為0.8102。這說明房價的適度上漲對消費支出具有正向財富效應，但是房價上漲過快時會對消費產生明顯的擠出效應。其中原因可能在于我國城鎮(zhèn)居民消費性支出中包括了居住支出，房價適度上漲時，許多消費者在“買漲不買跌”心理下可能會增加該方面的支出，從而出現(xiàn)房價上漲消費性支出越多的局面；而當房價上漲速度過快時，對其他商品的擠出效應則會占主導。

表5 利用“房屋銷售價格指數(shù)”衡量房價波動的估計結果

4 結論分析與政策含義

本文細分了房價波動對消費支出的直接和間接影響機制，并對這種機制進行實證研究后發(fā)現(xiàn)房價波動對消費支出的直接影響雖然非常微弱，但它能通過改變居民的預算狀況從而對消費支出產生明顯的間接擠出效應，這與國內外已有文獻認為房地產財富效應的結論不盡一致。這說明無論房價的實際水平還是房價的增長率都必須保持在合理區(qū)間內，突破這一區(qū)間時，房價上漲對消費會產生明顯的擠出效應。筆者認為可以從以下兩個方面找到原因：

（1）與國外許多國家成熟的房地產市場不同，我國房地產是以住房消費需求為主的增量房市場，住房以一種準吉芬商品而存在，這種需求具有一定的剛性特點。圖1分析了住宅這種準吉芬商品的收入效應和替代效應。對消費者而言，在收入一定的情況下其預算約束為M1，其最優(yōu)選擇在A點，此時他購買Qh1單位住宅和Q01單位其他消費品。住宅價格的上漲導致預算約束移動到M2，替代效應的作用使得該消費者對住房的需求減少，其消費組合移動至C點，但是由于住宅商品的準吉芬物品特性和住宅需求的剛性特征，收入效應又使其對住房的需求增加，并且收入效應和替代效應相互抵消，因此其消費組合移動至B點，此時該消費者對住宅的需求并未減少，此時房價的上漲使得其只能將更多資金甚至“預期收入”都投入到購置住宅商品中，對其他消費品的需求就因此而明顯減少，這就是本文分析的房價過高時會產生“擠出效應”的根源所在。

圖1 住宅商品的準吉芬物品特性

（2）對擁有住房的消費者而言，其擁有的住房分為兩類：一類是自住型的，一類是投資型的。對于擁有住房的自住型消費者而言，房價上漲對其帶來的直接財富效應具有一定的虛幻性，而對于投資者而言，由于我國目前房地產金融市場不甚完善，房地產財富變現(xiàn)存在很多障礙，且近年來我國相繼出臺政策打擊房地產投資行為，因此對住房投資者而言，房地產財富效應也不甚明顯。

我國房地產市場以住房消費型需求為主，這些消費者因為房價過高而減少消費，而擁有住房的消費者并未能從房價上漲中明顯獲益，兩者的綜合作用就使得房價過高時對消費產生了明顯的“擠出效應”。這對于我國內需不足導致的經濟增長缺乏后勁的經濟形勢和房地產調控都具有重要的啟示意義：筆者以為房地產調控不僅僅是要穩(wěn)定房價，控制房價增長速度，而且還必須使房價的實際水平回歸到居民可以負擔的水平上，這樣才有利于居民消費能力的釋放。

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