【摘要】房地產(chǎn)財富效應對消費的作用是正向的、負向的、亦或是無效的？已有的研究成果中各持己見。而在我國判斷房地產(chǎn)的財富效應具有非常重要的實踐和理論意義。因此本文為了揭示房地產(chǎn)價格與居民消費的關(guān)系，應用LC—PIH模型，采用代表性城市北京1999～2011年季度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析和誤差修正模型對房地產(chǎn)市場進行實證分析。研究表明：長期房地產(chǎn)財富呈正效應，但在短期不顯著。
　　【關(guān)鍵詞】房地產(chǎn)財富效應 LC—PIH 協(xié)整分析 誤差修正模型
　　一 引言
　　在西方，對財富效應的研究由來已久。而中國自1998年6月房改工作會議提出了“停止住房實物分配，實現(xiàn)住房分配貨幣化”的變革性制度后，揭開了中國房地產(chǎn)市場化的序幕。中國房地產(chǎn)起步較晚，而房地產(chǎn)在我國卻占有極其重要的地位，房產(chǎn)在家庭財產(chǎn)中占有非常重要的一部分，是民生大計?，F(xiàn)在房價高居不下，國家多次打壓高價住房，屢屢重拳出擊，期望房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)和諧發(fā)展，帶動經(jīng)濟發(fā)展，促進社會消費。本文以代表性城市數(shù)據(jù)北京為例，實證研究房地產(chǎn)的財富效應，也是順應現(xiàn)階段國情，是非常必要的。
　　二 理論模型
　　Robert E.Hall（1978）和Marjorier Flavin（1981）集中探討了理性預期理論和生命周期理論，及持久收入理論的綜合內(nèi)涵。歸總為LC—PIH模型，把持久收入理論對未來預期的強調(diào)與生命周期理論對財富和人口統(tǒng)計變量的強調(diào)，結(jié)合起來，將財富當做總消費最重要的決定因素。最優(yōu)消費方程模型為：
　　本文在計量模型（1）式的基礎(chǔ)上，簡化為
　　其中：W代表財富，Y代表收入，C代表消費，r為資產(chǎn)貼現(xiàn)率，β和γ分別為財富存量和收入的邊際消費傾向。
　　本文的模型便采用（2）式，以此為基礎(chǔ)，建立序列協(xié)整分析，進而建立相應的誤差修正模型。隨著中國（特別是北京）市場化的不斷提高，持久收入假說和生命周期理論已經(jīng)具備了較強的適用性。采用協(xié)整方法反映序列見的長期均衡，并加上誤差修正模型（ECM）進行短期修正。如此將解釋消費變量的長期與短期作用分離看來，更加合理地進行房地產(chǎn)財富分析。
　　三 房地產(chǎn)財富效應實證分析
　　1.變量選取和數(shù)據(jù)處理
　　中國房地產(chǎn)發(fā)展起步較晚，標志性的事件是1998年6月房改工作會議。所以本文選取1999年第1季度到2011年第4季度的數(shù)據(jù)為樣本，針對北京地區(qū)進行分析。中國有房者多為城鎮(zhèn)居民，所以，居民的消費需求以城鎮(zhèn)家庭人均消費支出代替。居民收入以城鎮(zhèn)家庭人均收入代替。房價指標上，采用住宅銷售額與住宅面積之比，考慮到房價的季節(jié)因素影響，采用每個月度的住宅銷售額累計值除以每個月度的住宅面積，初步進行了季節(jié)性差異平均，減少季節(jié)因素影響?？紤]到通貨膨脹的影響，以居民消費價格指數(shù)（CPI）為通貨膨脹率，對家庭人均消費支出和家庭人均收入進行了變量處理。
　　所有數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫的月度數(shù)據(jù)，本文采用三個月平均化，將月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化成季度數(shù)據(jù)。
　　為了更好地對模型意義解釋說明和提出數(shù)據(jù)自相關(guān)影響，本文采用了通用的數(shù)據(jù)對數(shù)化變換，將調(diào)整后的城鎮(zhèn)家庭人均消費支出（C）、城鎮(zhèn)家庭人均收入（Y）和房地產(chǎn)價格（HP）取自然對數(shù)，得到lnC、lnY、lnHP。
　　2.單位根檢驗
　　對lnC、lnY、lnHP以及一階差分項DlnC、DlnY、DlnHP分別進行ADF單位根檢驗，確定各時間序列的單整性。結(jié)果如表1所示。
　　ADF檢驗結(jié)果表明：lnC，lnY，lnHP在有截距項無時間趨勢的單位根檢驗中，落入了接受域中，接受原假設(shè)，即存在單位根，意味著居民消費、居民收入和住宅價格三者是不平穩(wěn)時間序列。三個時間序列的差分項，DlnC、DlnY、DlnHP在有截距的項無時間趨勢的單位根檢驗中，落入了拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，意味著一階差分的居民消費、居民收入和住宅價格三者是平穩(wěn)時間序列。由此可以確定，所用的三個時間序列，屬于一階單整變量，存在協(xié)整關(guān)系的可能。
　　3.協(xié)整檢驗
　　在lnC、lnY、lnHP三組時間序列均為一階單整的基礎(chǔ)上，采用了Johansen協(xié)整檢驗法，檢驗數(shù)據(jù)是否存在長期關(guān)系。表2給出了三者的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果。發(fā)現(xiàn)在10%的置信區(qū)間里，這三組時間序列存在著兩個協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Gonzlo和Granger（1995）的研究，可以認為居民消費、居民收入和住宅價格之間存在一個共同的長期記憶，也就是長期里它們的線性組合會存在一個向均衡收斂的趨勢。
　　4.基于誤差修正模型（ECM）的數(shù)據(jù)分析
　　協(xié)整分析看出了房地產(chǎn)財富效應的存在，為了進一步分析房地產(chǎn)財富效應的大小，需要建立模型估計房地產(chǎn)價格與消費水平之間的邊際消費傾向。對于滯后年限選擇了1期滯后，關(guān)注消費變量作為被解釋變量的方程，得到如下結(jié)果：
　?。?）式為居民消費與住宅價格的長期均衡關(guān)系。（4）式為居民消費與居民收入的長期均衡關(guān)系。（5）式為誤差修正模型。由（3）式協(xié)整方程估計結(jié)果可知：在長期中，房地產(chǎn)價格對居民消費產(chǎn)生了正向拉動影響。在1%的置信區(qū)間里顯著，當房地產(chǎn)價格上升1個百分點，居民消費會提高0.907個百分點，可見，在長期中，房地產(chǎn)在居民消費中所占的權(quán)重影響是非常高的。由（4）式協(xié)整方程估計結(jié)果可知：在長期中房地產(chǎn)價格對居民消費產(chǎn)生了正向拉動影響。在1%的置信區(qū)間里顯著，當居民收入上升1個百分點，居民消費會提高0.954個百分點，這個非常明顯，收入促進消費效應是非常正常的，收入提高消費增加的正向影響可想而知。在長期中，居民消費隨住宅價格和居民收入的上漲而上升，存在著一個穩(wěn)定的系統(tǒng)關(guān)系。
　　由（5）式的誤差修正模型可以看出上一期的消費變動對本期的消費影響是負向的。本期收入變動對本期消費影響是正向的。收入的誤差修正項的長期調(diào)整系數(shù)為0.251（而顯著性水品為5%），說明了當偏離均衡狀態(tài)時，系統(tǒng)將以0.251的調(diào)整力度從非均衡狀態(tài)下拉回均衡狀態(tài)。在短期中，房地產(chǎn)有關(guān)的各個系數(shù)都沒有過多的解釋能力，同時系數(shù)較小。在短期收入的居民邊際消費傾向為0.353，住宅價格的居民消費傾向為0.028，在短期，房地產(chǎn)的影響力顯著減少，相比于收入而言非常微弱，所以消費的過度敏感性降低了房地產(chǎn)財富效用。
　　四 結(jié)論分析
　　綜合協(xié)整和誤差修正模型的實證分析，可以發(fā)現(xiàn)北京地區(qū)的財富效應在一定程度上是存在的。長期的房地產(chǎn)效應較為明顯，房價的上升會促進消費，在短期中，影響效果較為微弱。
　　房地產(chǎn)的財富效應實質(zhì)是虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟產(chǎn)生作用的過程，Alexander和Torsten（2002）提出，資產(chǎn)價格的財富效應通常包括已兌現(xiàn)的財富效應、未兌現(xiàn)的財富效應、流動約束效應、預算約束效應和替代效應。前三種效應是針對有房者，房價上升會產(chǎn)生正向的財富效應。后兩者針對無房者，房價的上升會產(chǎn)生負向的財富效應。就是由這五種效應的總合作用，產(chǎn)生了正或負的房地產(chǎn)財富效應。但是通過實證分析房價的波動對消費的影響需要時間，短期的房價上揚居民不會認為是價格的上升，也不會對消費做出太多的改變。
　　自1998年房改后，中國政府一直對房地產(chǎn)市場實施外在的強有力的干預，出臺政策層次不窮。房地產(chǎn)價格作為反映國民經(jīng)濟運行狀況的“晴雨表”功能也漸進失效。所以中國的房地產(chǎn)價格與市場性漸漸偏離，短期的價格波動人們不會做太大的改變，習慣歸結(jié)于政策影響而非房產(chǎn)的真實增值，因此會持有謹慎觀望的態(tài)度，不會貿(mào)然進行消費。當房價持續(xù)上漲，人們預期房價還會繼續(xù)上漲，暫時性房產(chǎn)財富轉(zhuǎn)換成持久房產(chǎn)財富時，人們真正的感到了“富有”，才會消費。
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