陶麗娜

一、研究背景

房地產(chǎn)業(yè)作為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要支柱，其涉及的產(chǎn)業(yè)鏈較長(zhǎng)，帶動(dòng)相關(guān)行業(yè)發(fā)展的能力較強(qiáng)，吸納社會(huì)公眾就業(yè)的能力較大，在推動(dòng)我國(guó)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中扮演了重要的角色。[1]根據(jù)房地產(chǎn)行業(yè)的歷史發(fā)展數(shù)據(jù)來(lái)看，房地產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)著日益重要的地位。房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資和住宅開(kāi)發(fā)投資額在GDP中的比重日益增高，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資占GDP的比重由2002年的6.43%增長(zhǎng)到2012年的13.09%，住宅開(kāi)發(fā)投資占據(jù)GDP的比重從2002年的4.38%躍升至2012年的9.40%，增長(zhǎng)了兩倍多。因此，房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展變化情況將會(huì)影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。

作為一國(guó)財(cái)富重要組成部分的房地產(chǎn)，既是各類(lèi)投資者重要的投資對(duì)象，也是家庭財(cái)富的主要組成部分，同時(shí)，房地產(chǎn)本身也可歸之于耐用消費(fèi)品。正是在這一背景下，房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)和居民家庭財(cái)富的影響不容忽視。

二、理論分析框架

1.房地產(chǎn)消費(fèi)函數(shù)模型

莫迪利安尼認(rèn)為，消費(fèi)者是理性的，他只是根據(jù)效用最大化原則來(lái)使用一輩子的收入，安排其一生的消費(fèi)，使其一生中的收入等于其一生的消費(fèi)。根據(jù)莫迪利安尼的生命周期理論，消費(fèi)者把自己的財(cái)富分配到自己的整個(gè)生命周期以?xún)?nèi)，根據(jù)一生的全部預(yù)期收入來(lái)安排自己一生的消費(fèi)，這就需要我們?cè)诮⒛Ｐ蜁r(shí)把房地產(chǎn)財(cái)富引入模型，并把房地產(chǎn)財(cái)富分配到生命周期中去。

凱恩斯認(rèn)為,在短期內(nèi)，影響個(gè)人消費(fèi)的主觀因素總是比較穩(wěn)定的，影響消費(fèi)者的消費(fèi)量的主要因素是其收入的多少，隨著消費(fèi)者收入的增加其消費(fèi)支出也會(huì)相應(yīng)的發(fā)生增加，消費(fèi)是完全可逆的，但是消費(fèi)的增長(zhǎng)低于收入的增長(zhǎng)，即存在著名的邊際消費(fèi)遞減規(guī)律。根據(jù)凱恩斯持久收入理論，我們?cè)谘芯肯M(fèi)的影響因素時(shí)應(yīng)該把居民的收入納入考察范圍之內(nèi)。

弗里德曼的觀點(diǎn)是：消費(fèi)者的當(dāng)前的消費(fèi)支出并不是由當(dāng)前的收入決定的，而是和他的長(zhǎng)久收入相關(guān)，即持久收入決定的。所謂的持久收入指的是消費(fèi)者可以預(yù)期到的長(zhǎng)期以?xún)?nèi)的收入，即他一生之中可以取得的所有收入的一個(gè)平均值。根據(jù)弗里德曼的持久收入假說(shuō)，理性的消費(fèi)者為了追求一生的效用最大化，他的理性消費(fèi)行為不是取決于當(dāng)期的收入，而是根據(jù)長(zhǎng)久的收入水平來(lái)做出理性的消費(fèi)行為。他將自己的收入分為暫時(shí)性收入和持久性收入，持久性收入不但包括了收入而且也包括了財(cái)產(chǎn)收入，在本文的討論中主要包含了居民的房地產(chǎn)資產(chǎn)帶來(lái)的收入，這與生命周期假說(shuō)類(lèi)似。

綜合以上因素和相關(guān)理論，影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)因素有：城鎮(zhèn)居民的當(dāng)前收入、家庭所擁有的房地產(chǎn)財(cái)富。根據(jù)這些因素構(gòu)建房地產(chǎn)消費(fèi)函數(shù)模型形式如下：

Ct=b0+b1Yt+b2Ht+ut

(1)

其中，Ct、Yt、Ht分別代表居民消費(fèi)支出、居民收入、房地產(chǎn)資產(chǎn)，ut代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，b0代表必要消費(fèi)量，b1、b2分別代表居民收入、房地產(chǎn)資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向。

考慮到時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能會(huì)存在異方差現(xiàn)象，同時(shí)為了使數(shù)據(jù)變化呈現(xiàn)線性化趨勢(shì)，筆者對(duì)選取的變量數(shù)列做一個(gè)自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，方程兩邊取完對(duì)數(shù)并不會(huì)改變數(shù)據(jù)的線性特征，即把模型轉(zhuǎn)換成如下形式：

lnCt=b0+b1lnYt+b2lnHt+ut

(2)

2.計(jì)量分析流程

本文在現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析框架下，擬采用多種計(jì)量分析方法綜合分析，包括單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)模型，對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行深入的實(shí)證檢驗(yàn)。

圖1 計(jì)量分析檢驗(yàn)流程圖

三、變量和數(shù)據(jù)的選取及處理

1.變量和數(shù)據(jù)的選取

由于我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)是從1998年才開(kāi)始改革的，中國(guó)的房地產(chǎn)才進(jìn)入了市場(chǎng)化，因此筆者選取數(shù)據(jù)的起點(diǎn)是1998年第1季度。同時(shí)為了保證實(shí)證檢驗(yàn)的效果，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和實(shí)證分析的可行性，筆者選取了1998年第1季度至2012年第4季度共60期的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

由于數(shù)據(jù)的可得性，筆者用社會(huì)消費(fèi)品零售額COt來(lái)代表居民消費(fèi)支出Ct，用以衡量居民的消費(fèi)支出變動(dòng)情況；目前國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)研究中，衡量收入的指標(biāo)一般都是全國(guó)性的指標(biāo)，但是房地產(chǎn)財(cái)富主要存在于城鎮(zhèn)，因此為了考察城鎮(zhèn)居民的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，收入指標(biāo)應(yīng)該選取城鎮(zhèn)的收入指標(biāo)，本文擬選用城鎮(zhèn)居民人均收入指標(biāo)，使得研究的結(jié)果更具有說(shuō)服力和可信性,筆者采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入INt來(lái)表示居民收入指標(biāo)Yt衡量城鎮(zhèn)居民的收入變動(dòng)情況；居民家庭的房地產(chǎn)資產(chǎn)數(shù)據(jù)也不易獲得，即使實(shí)地調(diào)查采訪，通過(guò)專(zhuān)業(yè)人士對(duì)每家每戶(hù)的房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行評(píng)估的話，不同人的估價(jià)結(jié)果也是不同的，這對(duì)于展開(kāi)研究是不利的，因此，筆者采用城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)PRt來(lái)替換房地產(chǎn)資產(chǎn)Ht。社會(huì)消費(fèi)品零售額COt來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入INt和商品房銷(xiāo)售均價(jià)PRt的1998年第1季度到2012年第4季度的數(shù)據(jù)來(lái)源于巨靈數(shù)據(jù)庫(kù)平臺(tái)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息數(shù)據(jù)庫(kù)。通過(guò)上述的指標(biāo)轉(zhuǎn)換后，把新的研究指標(biāo)帶入公式(2)，重新得到一個(gè)新的實(shí)證分析模型，如式3所示：

lnCOt=b0+b1lnINt+b2lnPRt+u

(3)

2.數(shù)據(jù)處理

考慮到社會(huì)消費(fèi)品零售額COt、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入INt、城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)PRt可能會(huì)存在季節(jié)性變動(dòng)，為了消除數(shù)據(jù)的異方差，我們進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，調(diào)整后的變量形式分別轉(zhuǎn)化為lnCOsa、lnINsa、lnPRsa，對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換之后不會(huì)改變數(shù)據(jù)的線性特征。

四、中國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立實(shí)證分析模型之前，必須要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。如果數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，那么實(shí)證的結(jié)果可能是偽回歸或者錯(cuò)誤的結(jié)論。在檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性時(shí)一般采用增廣的DF檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)。輸入數(shù)據(jù)，得出以下結(jié)果,見(jiàn)表1。

通過(guò)上述平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，所有變量的原數(shù)據(jù)序列在1%檢驗(yàn)水平、5%檢驗(yàn)水平、10%檢驗(yàn)水平下均接受原假設(shè)，表明社會(huì)消費(fèi)品零售額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)序列數(shù)據(jù)均含有單位根，都是一組非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此，筆者嘗試對(duì)上述3個(gè)變量的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)做單位根檢驗(yàn),結(jié)果如表2。

表1 原數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：根據(jù)eviews6.0計(jì)算結(jié)果整理得出

表2 一階差分?jǐn)?shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：根據(jù)eviews6.0計(jì)算結(jié)果整理得出

通過(guò)上述對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)：所有的時(shí)間序列的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)均是平穩(wěn)數(shù)據(jù)。因此，△lnCOsa、△lnINsa、△lnPRsa為同階單整數(shù)列，都是I(1)，他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

為了對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，需要利用模型估計(jì)結(jié)果生成殘差序列，運(yùn)用eviews6.0計(jì)算結(jié)果整理得出協(xié)整方程如下：

ECM=lnCOsa+2.107553-0.827802lnINsa-0.658745lnPRsa

(4)

(0.000 0) (0.000 0) (0.000 0)

[-9.938 423] [12.084 73] [7.325 135]

其中，方程的可決系數(shù)R2為0.995 973，方程調(diào)整后的可決系數(shù)為0.995 821，非常接近于1，表明模型的擬合效果較好，方程估計(jì)的參數(shù)都非常顯著。

利用上述估計(jì)的方程提取殘差序列，并對(duì)殘差數(shù)列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，選用的方程形式為沒(méi)有趨勢(shì)項(xiàng)沒(méi)有截距項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 殘差數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：根據(jù)eviews6.0計(jì)算結(jié)果整理得出

從表3可以看出，殘差單位根檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)量為-5.140 447，相應(yīng)的概率值P=0.0000,均小于1%、5%、10%的檢驗(yàn)水平，因此拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，即認(rèn)為殘差序列是平穩(wěn)的，根據(jù)協(xié)整關(guān)系的定義，可以認(rèn)為序列l(wèi)nCOsa、序列l(wèi)nINsa和序列l(wèi)nPRsa之間存在協(xié)整關(guān)系，接下來(lái)進(jìn)行誤差修正模型的估計(jì)。

3.誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明：社會(huì)消費(fèi)品零售額COt、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入INt、城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)PRt在長(zhǎng)期內(nèi)具有明顯的均衡關(guān)系，但是短期內(nèi)，其均衡關(guān)系并不明朗，因此可以采用誤差修正模型來(lái)進(jìn)行考量。根據(jù)eviews6.0運(yùn)算出的誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果整理得出誤差修正模型如下：

lnCOsa=0.41566+0.230069△lnINsa-0.703683△lnPRsa-0.515647ECM(-1)

(5)

(0.000 9) (0.016 8) (0.000 4) (0.099 1)

[3.524 175] [2.471 915] [-3.821 791] [-1.679 950]

其中，模型估計(jì)結(jié)果的F統(tǒng)計(jì)量值為6.087 882，相應(yīng)的概率值P為0.001 271，可決系數(shù)R2為0.863 683，從而表明模型估計(jì)整體上是顯著的。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)主要是為了驗(yàn)證房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)是否存在。如果城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)是社會(huì)消費(fèi)品零售額的格蘭杰原因，則表明城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)的變動(dòng)會(huì)引起社會(huì)消費(fèi)品零售額的變化，進(jìn)而認(rèn)為房?jī)r(jià)的變動(dòng)會(huì)影響到居民消費(fèi)支出的變化。反之，如果城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)不是社會(huì)消費(fèi)品零售額的格蘭杰原因，則上述實(shí)證檢驗(yàn)所得的結(jié)果值得商榷。

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)依賴(lài)于檢驗(yàn)回歸模型中的滯后長(zhǎng)度，因此對(duì)表4提供了幾個(gè)滯后長(zhǎng)度的F檢驗(yàn)結(jié)果。lnCOsa、lnPRsa兩變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果①大多數(shù)學(xué)者在采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的手段來(lái)研究房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)時(shí)，均會(huì)檢驗(yàn)房地產(chǎn)價(jià)格、收入、消費(fèi)、金融資產(chǎn)之間的格蘭杰因果關(guān)系，但是筆者僅僅想得到房地產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)之間的因果關(guān)系，因此，其他變量之間的因果關(guān)系沒(méi)有進(jìn)行Granger檢驗(yàn)。

注：根據(jù)eviews6.0計(jì)算結(jié)果整理得出

根據(jù)表4的分析結(jié)果可知，從滯后長(zhǎng)度2至滯后長(zhǎng)度4，城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)均是社會(huì)消費(fèi)品零售額的Granger原因；對(duì)于滯后長(zhǎng)度2和3，社會(huì)消費(fèi)品零售額是城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)的Granger原因；對(duì)于滯后長(zhǎng)度4，其檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量在10%的檢驗(yàn)水平上不顯著，因此不能拒絕原假設(shè)。根據(jù)分析的結(jié)果，可以大致認(rèn)為城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)均是社會(huì)消費(fèi)品零售額的Granger原因，社會(huì)消費(fèi)品零售額是城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)的Granger原因，存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與對(duì)策

根據(jù)單位根和協(xié)整檢驗(yàn)表明，社會(huì)消費(fèi)品零售額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)3個(gè)變量是非平穩(wěn)時(shí)間序列，但是在長(zhǎng)期內(nèi)它們存在一個(gè)長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。這表示房地產(chǎn)價(jià)格、城鎮(zhèn)居民收入、消費(fèi)三者之間是存在相互影響作用的。

根據(jù)誤差修正模型檢驗(yàn)表明：由于前一期消費(fèi)支出偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的影響，為了維持實(shí)際消費(fèi)支出、房地產(chǎn)價(jià)格、實(shí)際可支配收入三者的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，當(dāng)期將會(huì)以-0.515 647的速度(即誤差修正項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值)對(duì)前一期的消費(fèi)支出與收入、房?jī)r(jià)、股價(jià)之間非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其調(diào)整到長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)，這充分說(shuō)明了消費(fèi)者對(duì)未來(lái)的預(yù)期會(huì)影響到消費(fèi)支出的變動(dòng)。

在長(zhǎng)期內(nèi)和短期內(nèi)，房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)和人均可支配收入的變動(dòng)對(duì)于消費(fèi)的作用大小是不一致的。在長(zhǎng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每變動(dòng)一個(gè)單位將會(huì)引起消費(fèi)同方向變動(dòng)0.823 628個(gè)單位，而城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)每變動(dòng)一個(gè)單位將會(huì)引起消費(fèi)同方向變動(dòng)0.692 931個(gè)單位，即城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)對(duì)于消費(fèi)的影響力次于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。與之相反，在短期內(nèi)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)于消費(fèi)的影響力次于城鎮(zhèn)商品房銷(xiāo)售均價(jià)。

這充分證明了生命周期理論和持久收入理論的實(shí)際意義。在長(zhǎng)期內(nèi)，房地產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)具有顯著的刺激作用，而在短期內(nèi)，人均可支配收入才是刺激消費(fèi)的重要原因。這表明人們的消費(fèi)不僅僅取決于當(dāng)期的收入，而是和一生的預(yù)期收入聯(lián)系在一起的；消費(fèi)者會(huì)把當(dāng)期擁有的房地產(chǎn)財(cái)富分配到一生的消費(fèi)過(guò)程中去。

在長(zhǎng)期內(nèi)，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)存在且具有顯著地正向效應(yīng)，對(duì)于居民消費(fèi)支出具有促進(jìn)作用；在短期內(nèi)，房地產(chǎn)呈現(xiàn)出負(fù)的財(cái)富效應(yīng)，對(duì)居民消費(fèi)支出具有一定的抑制作用。在長(zhǎng)期內(nèi)，房地產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)具有顯著的刺激作用，而在短期內(nèi)，人均可支配收入才是刺激消費(fèi)的重要原因。所以，要充分發(fā)揮房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，完善二級(jí)住房市場(chǎng)，轉(zhuǎn)變消費(fèi)信貸觀念，發(fā)揮社會(huì)輿論的影響作用，培育合理的房?jī)r(jià)預(yù)期。 同時(shí)，要抑制房地產(chǎn)負(fù)向財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮，提高居民收入水平，完善社會(huì)保障體系，建立健全多種渠道來(lái)滿足不同人群的住房需求。

同時(shí)，我們也要注意到房地產(chǎn)具備的投資品和消費(fèi)品的雙重屬性。在我國(guó)居民缺少投資產(chǎn)品、投資渠道有限的背景下，房地產(chǎn)行業(yè)持續(xù)繁榮，容易引發(fā)產(chǎn)業(yè)資金的轉(zhuǎn)移，造成產(chǎn)業(yè)空心化，不利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。因此，我們要抑制投資性的需求，從而減少房地產(chǎn)對(duì)居民其他消費(fèi)的替代效應(yīng)，增加財(cái)富效應(yīng)。

[1] 何志強(qiáng)，楊慎.當(dāng)前我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀與發(fā)展前景[N].中國(guó)國(guó)土資源報(bào)，2004-03-04(3).

[2] 陳健,高波.非線性視角下的中國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的測(cè)度研究——基于1996～2008年省際面板數(shù)據(jù)的分析[J].廣東金融學(xué)院學(xué)報(bào),2010(5):101-103.

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