張 樂(lè)

(華僑大學(xué)廈門工學(xué)院 數(shù)學(xué)教研室，福建 廈門 361021)

房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)描述了房?jī)r(jià)變化與居民消費(fèi)的關(guān)系。在我國(guó)，房地產(chǎn)作為城市居民財(cái)產(chǎn)的重要組成部分，其價(jià)格漲跌會(huì)直接影響居民財(cái)富的多少，進(jìn)而影響到居民的消費(fèi)行為。理論上講，房?jī)r(jià)上漲，居民持有的財(cái)富增多，會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生積極的影響。然而，自2003年以來(lái)，我國(guó)各地房?jī)r(jià)持續(xù)高漲，尤其是一、二線城市表現(xiàn)的尤為驚人，但伴隨而來(lái)的卻是十幾年來(lái)居民消費(fèi)的節(jié)節(jié)走低。中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)是否存在財(cái)富效應(yīng)？各層次城市之間有何差異？這類問(wèn)題值得我們進(jìn)行深入的研究。

國(guó)外學(xué)者對(duì)這一問(wèn)題的研究開始的較早，成果也比較豐富，具體可分為以下三類：

第一，住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)具有不確定性。Tracy等認(rèn)為，對(duì)于這一問(wèn)題應(yīng)分為長(zhǎng)期居住和短期居住兩種情況討論，對(duì)前者而言，隨著房?jī)r(jià)的上漲，居住成本的增加相對(duì)更高，人們的消費(fèi)可能不升反降；而對(duì)于后者而言，財(cái)富效應(yīng)一般大于居住成本，可能會(huì)帶來(lái)消費(fèi)的增加[1]。Tan和Voss以澳大利亞為樣本，對(duì)比研究了其股市和房地產(chǎn)市場(chǎng)，最終發(fā)現(xiàn)前者有很強(qiáng)的財(cái)富效應(yīng)，后者并不顯著[2]。Fisher等利用澳大利亞房地產(chǎn)市場(chǎng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)70年代中期到2004年其財(cái)富效應(yīng)并不顯著，2004～2008年有輕微的財(cái)富效應(yīng)[3]。

第二，住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)較小。Hoynes和McFadden認(rèn)為，房產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)的影響微乎其微[4]；Poterba認(rèn)為，自住性房產(chǎn)通常被看作是一種長(zhǎng)期資產(chǎn)，具有較低的邊際消費(fèi)傾向[5]。Ludwig認(rèn)為在金融業(yè)發(fā)達(dá)的國(guó)家或地區(qū)，房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)消費(fèi)的影響完全不能夠和股票市場(chǎng)相提并論[6]。

第三，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)較大。Yoshikawa和Ohtake針對(duì)日本市場(chǎng)研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是租房者還是房主，房?jī)r(jià)上漲，其消費(fèi)都有隨之增多[7]；Case等采用14個(gè)國(guó)家作為樣本研究，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)變動(dòng)和消費(fèi)之間存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，彈性系數(shù)介于0.11和0.17之間[8]； Carroll等研究認(rèn)為，美國(guó)房地產(chǎn)短期的MPC為0.02，長(zhǎng)期的MPC為0.09，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)要大于股票資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)。這也為美國(guó)2000年和2001年的股市大幅下跌，但消費(fèi)和投資仍保持強(qiáng)勁增長(zhǎng)給出了合理的解釋[9]。

總的來(lái)看，國(guó)外學(xué)者支持房地產(chǎn)具有顯著財(cái)富效應(yīng)的相關(guān)結(jié)論較多，小部分學(xué)者持不同意見。國(guó)內(nèi)學(xué)者從九十年代中期開始研究財(cái)富效應(yīng)，但大多集中于股票市場(chǎng)，對(duì)住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究比較少，且以理論分析為主，主要成果如下：

第一，財(cái)富效應(yīng)為正。劉建江研究認(rèn)為，相比股票市場(chǎng)，房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)更加顯著，若房?jī)r(jià)持續(xù)下跌，會(huì)對(duì)消費(fèi)帶來(lái)嚴(yán)重的擠出效應(yīng)，并抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[10]。鄔麗萍分析認(rèn)為，房?jī)r(jià)上漲在刺激消費(fèi)的同時(shí)，也拉大了我國(guó)的貧富差距[11]。李亞明和佟仁城以上海、北京、天津、深圳和重慶五個(gè)城市為樣本進(jìn)行研究，結(jié)論指出除重慶房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響不顯著外，其它四個(gè)城市這都顯著為正[12]。王子龍、許簫迪、徐浩然研究認(rèn)為，我國(guó)房?jī)r(jià)上漲會(huì)帶來(lái)財(cái)富效應(yīng)[13]。駱祚炎認(rèn)為我國(guó)居民住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)雖然不強(qiáng)，但是存在[14]。

第二，具有負(fù)向財(cái)富效應(yīng)。洪濤利用2000～2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示商品房屋平均銷售價(jià)格上漲會(huì)擠占居民的消費(fèi)能力[15]。張存濤利用1987～2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為房?jī)r(jià)上升嚴(yán)重抑制了居民消費(fèi)，不存在財(cái)富效應(yīng)[16]。高春亮、周曉艷以2001～2004年34個(gè)城市為樣本進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明住宅財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向?yàn)樨?fù)[17]。李成武分區(qū)域研究表明，我國(guó)中西部地區(qū)房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)消費(fèi)影響不顯著，而在東北和東部地區(qū)顯著為負(fù)[18]。

以上研究采用多種方法對(duì)我國(guó)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行探討，大都以全國(guó)為研究對(duì)象，但結(jié)論卻不盡一致，這可能是由于變量選取的不同、研究方法的不同和樣本區(qū)間的差異所造成的。由于我國(guó)大范圍的住房體制改革始于1998年，之前的數(shù)據(jù)難以反映市場(chǎng)化的情況，兼顧到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文的樣本區(qū)間選擇在2001～2010年之間。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展基本面以及房地產(chǎn)發(fā)展水平的角度，將全國(guó)大中城市劃分為一線城市、二線城市及三線城市三種類型，首先利用2001～2010年間的季度數(shù)據(jù)，以全國(guó)為對(duì)象研究消費(fèi)支出與住宅財(cái)富之間的關(guān)系，然后采用Panel Data模型對(duì)2001～2010年間不同類型城市的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行解讀。

一 住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制

(一)房?jī)r(jià)上漲時(shí)正向財(cái)富效應(yīng)

第一，實(shí)現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)，指房產(chǎn)價(jià)格上升，房產(chǎn)所有者售出此房產(chǎn)或進(jìn)行再融資而使得財(cái)富增加，從而增加當(dāng)期的消費(fèi)水平。

第二，未實(shí)現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)，即房地產(chǎn)升值時(shí)，即使不出售房產(chǎn)或者進(jìn)行再融資，但由于房產(chǎn)所有者對(duì)未來(lái)財(cái)富增加的預(yù)期增大，對(duì)當(dāng)期消費(fèi)形成刺激效果。

第三，流動(dòng)性增加效應(yīng)，指房?jī)r(jià)上升時(shí)，房屋所有者可以用住房申請(qǐng)更多的貸款，從而降低了消費(fèi)者的流動(dòng)性約束，刺激了消費(fèi)的增長(zhǎng)。

第四，信心效應(yīng)，也稱作間接財(cái)富效應(yīng)。當(dāng)房產(chǎn)價(jià)格持續(xù)走高，房產(chǎn)所有者的收益從短期轉(zhuǎn)為持久性，這一變化增強(qiáng)了市場(chǎng)信心，增加了他們的消費(fèi)支出，而這部分人的行為又會(huì)對(duì)其他人起到示范和帶動(dòng)作用，從而進(jìn)一步強(qiáng)化了市場(chǎng)信心。

(二)房?jī)r(jià)上漲時(shí)負(fù)向財(cái)富效應(yīng)

第一，對(duì)于租房者來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)上漲，房租隨之提高，導(dǎo)致了居住成本的增加。

第二，對(duì)于有置業(yè)計(jì)劃的人來(lái)說(shuō)，隨著房?jī)r(jià)上漲，未來(lái)的購(gòu)房成本提高，在預(yù)算有限的情況下，人們必然會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)用以負(fù)擔(dān)高昂的首付和貸款。

本文僅分析了房?jī)r(jià)上漲時(shí)的財(cái)富效應(yīng)(圖1為傳導(dǎo)機(jī)制圖)，下跌時(shí)的情形與之相反。

圖1 住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制

二 理論模型

本文以LC-PIH模型為理論基礎(chǔ)，認(rèn)為影響消費(fèi)的主要因素有：消費(fèi)者的現(xiàn)期收入，對(duì)未來(lái)收入的期望值、現(xiàn)有資產(chǎn)和年齡。消費(fèi)者一生中收支的流量的貼現(xiàn)值應(yīng)該是相等的，即：

(1)

Etu′(Ct+1)=(1+θ)/(1+r)u′(Ct)

(2)

由(2)可得：EtCt+k=Ct，將其代入約束條件，令T→∞，兩邊取期望，得：

(3)

由上式可以得到：

Ct=a1Wt+a2Yt

(4)

(4)式為財(cái)富效應(yīng)的基本公式。其中，Yt為現(xiàn)期收入，Wt為現(xiàn)有資產(chǎn)，分為金融資產(chǎn)(存款、股票等)和實(shí)物資產(chǎn)(住房、汽車等)。基于本文研究目的，我們只考慮住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，并且對(duì)樣本值取對(duì)數(shù)，即

lnCt=a0+a1lnHt+a2lnYt

(5)

由于對(duì)樣本值做了對(duì)數(shù)處理，因此系數(shù)a1、a2分別表示住宅的邊際消費(fèi)傾向(住宅財(cái)富每增加1%，消費(fèi)支出增加的數(shù)量)和收入的邊際消費(fèi)傾向，a0為截距項(xiàng)。

三 房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)實(shí)證分析

(一)樣本描述與區(qū)域劃分

由于我國(guó)農(nóng)村房地產(chǎn)市場(chǎng)尚未啟動(dòng)，所以下文中的收入和消費(fèi)指標(biāo)均采用城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和人均消費(fèi)支出，并使用CPI指數(shù)進(jìn)行平減；房產(chǎn)財(cái)富變化用房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)(H)來(lái)表示。2001～2010年間全國(guó)季度數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)專網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)及國(guó)研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)，2001～2010各城市歷年數(shù)據(jù)分別由中國(guó)統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)及國(guó)研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)相關(guān)數(shù)據(jù)整理得到。

在區(qū)域的劃分上，考慮到房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展嚴(yán)重不平衡的現(xiàn)狀，本文排除了行政區(qū)位和地理區(qū)位意義上的劃分，采用經(jīng)濟(jì)意義上的劃分，將全國(guó)大中城市劃分為一線、二線及三線城市三種類型。具體來(lái)說(shuō)，參考中國(guó)社會(huì)科學(xué)院財(cái)政與貿(mào)易經(jīng)濟(jì)研究所的劃分以及全球著名房地產(chǎn)咨詢公司仲量聯(lián)行發(fā)布的《中國(guó)新興城市30強(qiáng)》報(bào)告，將北上廣深四大城市作為一線城市，新興30強(qiáng)城市作為二線城市，其他具有戰(zhàn)略意義的中等及以上城市作為三線城市[19]。這符合目前產(chǎn)業(yè)界通用的提法，同時(shí)經(jīng)濟(jì)學(xué)含義也更為明顯，因此，將其作為本文區(qū)域劃分及比較分析的主要依據(jù)?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以下的分析中以天津、南京、成都、西安、武漢、廈門作為二線城市的代表，三線城市則以貴陽(yáng)、呼和浩特、銀川、石家莊作為代表進(jìn)行分析。

(二)全國(guó)范圍的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)實(shí)證分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文所有檢驗(yàn)結(jié)果均使用Eviews6.0分析軟件而得。為了排除季節(jié)因素的干擾，本文采用X11方法對(duì)消費(fèi)和支出指標(biāo)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。然后使用ADF方法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，用AIC最小準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期。結(jié)果如下表1所示。

表1 單位根的ADF檢驗(yàn)表

注: *表示通過(guò)10%的顯著水平；**表示通過(guò)5%的顯著水平；***表示通過(guò)1%的顯著水平(下同)。

由表1可以看出，三個(gè)變量lnC、lnY和lnH都是非平穩(wěn)的，而一階差分△lnC、△lnY和△lnH是平穩(wěn)的，即它們都是I(1)的序列。

2.協(xié)整分析

由于上述變量都是單整的，本文采用Johansen極大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)確定滯后階數(shù)，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可以看出，變量之間有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化后協(xié)整方程形式為：

(6)

從協(xié)整方程可以看出：長(zhǎng)期來(lái)看，可支配收入的MPC為0.758，即可支配收入每變動(dòng)1%將會(huì)引起消費(fèi)變動(dòng)0.758%，而房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)每變動(dòng)1%將會(huì)引起消費(fèi)變動(dòng)0.226%，這說(shuō)明從全國(guó)層面來(lái)講，我國(guó)房地產(chǎn)具有一定的財(cái)富效應(yīng)。

3.誤差修正模型

根據(jù)Granger定理，若變量間存在協(xié)整關(guān)系，則一定存在誤差修正模型，屬于動(dòng)態(tài)模型的一種。本文在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，生成誤差修正項(xiàng)ecm，建立誤差修正模型：

由(7)式可以看出，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。從(7)式可知，2001～2010年，無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出都與可支配收入強(qiáng)相關(guān)，房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)為正。從短期來(lái)看，人均可支配收入每增加1%將引起消費(fèi)支出增加0.87%，房地產(chǎn)價(jià)格每上升1%將會(huì)引起消費(fèi)變動(dòng)0.232%。滯后一期的非均衡誤差以0.82的比率對(duì)本年度的消費(fèi)增長(zhǎng)做反向修正。

(三)一、二、三線城市房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證分析

本文采用Panel Data模型對(duì)我國(guó)一、二、三線城市2001～2010年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)分析，假定同一層次內(nèi)的城市經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)大體一致。因此，實(shí)證分析時(shí)采用Panel Data形式的混合效應(yīng)模型進(jìn)行分析，待估方程形式如下：

lnCk,it=a0k+a1klnYk,it+a2klnHk,it

(8)

其中，k=1,2,3，分別代表一線城市、二線城市及三線城市；i=1,2,…,j，代表各層次中的城市；t=1,2,…8，代表時(shí)期。

為了避免偽回歸，在回歸之前需對(duì)各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。選擇相同根檢驗(yàn)方法LLC和不同根檢驗(yàn)方法PP-Fish進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，lnCk,it、lnYk,it和lnHk,it都是一階單整的，可對(duì)其進(jìn)行回歸分析。初步回歸后，三個(gè)估計(jì)式的D.W.值太小，可能存在誤差自相關(guān)，故加入AR(1)項(xiàng)消除自相關(guān)。最終回歸結(jié)果見表3。

表3 不同層次城市房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量；“——”表示該變量不顯著，被剔除。

由表3可見，在10%的顯著性水平下，所有變量均通過(guò)了t檢驗(yàn)。一、二線城市房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)顯著為負(fù)，一線城市房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)每增加1%將會(huì)引起消費(fèi)減少0.137%，二線城市房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)每增加1%將會(huì)引起消費(fèi)減少0.225%；而三線城市的房地產(chǎn)具有顯著的正向財(cái)富效應(yīng)，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)每增加1%將會(huì)引起消費(fèi)增加0.368%。

四 不同層次城市房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)解讀

由上文中的實(shí)證估計(jì)結(jié)果可以看出，我國(guó)房地產(chǎn)存在一定的正向財(cái)富效應(yīng)；但分布并不均勻，在一、二線城市，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)顯著為負(fù)，二線城市更為突出；三線城市財(cái)富效應(yīng)顯著為正。下面我們由房地產(chǎn)正、負(fù)財(cái)富效應(yīng)強(qiáng)弱比對(duì)來(lái)解釋。

(一) 我國(guó)一、二線城市房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)顯著為負(fù)

我國(guó)一、二線城市房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)為負(fù)可能是由以下原因造成的：

第一，我國(guó)一、二線城市房?jī)r(jià)“畸高”。房?jī)r(jià)收入比是國(guó)際通用的衡量住房壓力，的指標(biāo)世界銀行研究表明，發(fā)展中國(guó)家合理的房?jī)r(jià)收入比在3～6倍，大于6時(shí)，可視為存在泡沫，當(dāng)這一指標(biāo)超過(guò)7后，則被冠以“國(guó)際房?jī)r(jià)難承受的地區(qū)”。縱觀我國(guó)一、二線城市，房?jī)r(jià)收入比早已遠(yuǎn)超這個(gè)比例。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示：2010年，一線城市的房?jī)r(jià)收入比已達(dá)到15.761，二線城市的房?jī)r(jià)收入比達(dá)到10.523①。面對(duì)如此高昂的房?jī)r(jià)，使得租房者面臨較高的房租，作為房地產(chǎn)市場(chǎng)剛性需求主力的購(gòu)房者(年輕人)也根本無(wú)力負(fù)擔(dān)，由于我國(guó)代際關(guān)系密切，并且“安居樂(lè)業(yè)”的傳統(tǒng)觀念根深蒂固，這就使得買房不僅是年輕人個(gè)人的事情，還是上一代甚至上兩代需要共同面對(duì)的壓力，于是伴隨著住房資產(chǎn)價(jià)格的不斷飆升以及繼續(xù)上漲的預(yù)期，它們對(duì)消費(fèi)的擠占作用也以倍數(shù)效應(yīng)擴(kuò)大。

第二，2001年以來(lái)，一、二線城市的平均人口機(jī)械增長(zhǎng)幅度②超過(guò)25%，外來(lái)人口數(shù)量的迅速增加，必定產(chǎn)生大批有租房或購(gòu)房需求的居民，居民住房自有率降低，這必然導(dǎo)致房地產(chǎn)的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)增大，從而抵消了部分的正向財(cái)富效應(yīng)。

第三，金融市場(chǎng)的不健全造成房地產(chǎn)財(cái)富變現(xiàn)困難。與西方成熟市場(chǎng)相比，中國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富變現(xiàn)較為困難。房?jī)r(jià)上漲，雖然居民預(yù)期財(cái)富增加，但在目前金融體制不健全的情況下，中國(guó)居民很難像西方國(guó)家居民那樣，以房地產(chǎn)作為質(zhì)押，將未來(lái)的財(cái)富變現(xiàn)為當(dāng)期的消費(fèi)，這就使得其刺激消費(fèi)的作用有限。

第四，大多數(shù)本地居民購(gòu)房的目的是自住，而非投資。受傳統(tǒng)觀念的影響，目前我國(guó)居民往往把房子等同為家，而不是可以實(shí)現(xiàn)的購(gòu)買力；同時(shí)，鑒于我國(guó)房產(chǎn)較高的轉(zhuǎn)讓稅，使得房屋所有者在房?jī)r(jià)上漲時(shí)的出售動(dòng)機(jī)進(jìn)一步弱化。因此，即使房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致房屋所有者的財(cái)富增多，也使得這部分財(cái)富的增量比較難向現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)轉(zhuǎn)變。

(二)我國(guó)二線城市房地產(chǎn)的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)高于一線城市

這一結(jié)論可由近些年來(lái)我國(guó)二線城市正處于城鎮(zhèn)化加速期來(lái)解釋。2010年我國(guó)30個(gè)二線城市市轄區(qū)人口為9782萬(wàn)人，相比2001年增幅達(dá)到31.6%，按照0.45%的自然增長(zhǎng)率計(jì)算，人口機(jī)械增長(zhǎng)幅度約為28%。這一數(shù)據(jù)遠(yuǎn)高于一線城市(估算約為13.5%)，這說(shuō)明二線城市已成為對(duì)人口吸引力最大的城市群，也是人口增長(zhǎng)速度最快的城市；而一線城市的城市化水平已經(jīng)很高了，人口大規(guī)模擴(kuò)張的余地并不大，并且一線城市人口進(jìn)入的門檻也較高，人口進(jìn)入該類城市存在較多的障礙[20]。因此，雖然二線城市的房?jī)r(jià)收入比相對(duì)一線城市較低，但由于近些年來(lái)其機(jī)械變動(dòng)人口數(shù)量的急劇膨脹，必定導(dǎo)致住房剛性需求的迅速增大，于是房?jī)r(jià)的上升帶來(lái)高于一線城市的消費(fèi)抑制效應(yīng)。

(三)我國(guó)三線城市房地產(chǎn)存在顯著的正向財(cái)富效應(yīng)

2004～2010年，我國(guó)一、二線城市房?jī)r(jià)的累積增幅分別達(dá)到170.32%和121.65%，三線城市僅為73.87%。2010年，我國(guó)三線代表城市的房?jī)r(jià)收入比為6.38，遠(yuǎn)低于一線城市的15.761和二線城市的10.523，相應(yīng)地，居民的購(gòu)房壓力也就遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于一、二線城市。并且，由于三線城市的機(jī)械人口變動(dòng)相對(duì)較少，居民住房自有率比較高，在現(xiàn)階段住房?jī)r(jià)格及漲幅都遠(yuǎn)低于一、二線城市的狀況下，人們對(duì)房?jī)r(jià)上漲的空間預(yù)期較大，故房?jī)r(jià)上漲會(huì)使得居民的財(cái)產(chǎn)和財(cái)產(chǎn)預(yù)期增多，正向財(cái)富效應(yīng)高于負(fù)向財(cái)富效應(yīng)，對(duì)消費(fèi)起到了積極的拉動(dòng)效應(yīng)。

結(jié)語(yǔ)

房地產(chǎn)業(yè)對(duì)于居民的消費(fèi)具有帶動(dòng)和擠占的雙重影響，本文經(jīng)過(guò)實(shí)證得出，在全國(guó)范圍，無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，房地產(chǎn)都存在著一定的正向財(cái)富效應(yīng)，房地產(chǎn)價(jià)格的上升會(huì)促進(jìn)居民的消費(fèi)。但是在一、二線城市，房地產(chǎn)業(yè)的過(guò)度繁榮已經(jīng)嚴(yán)重?cái)D占了居民的消費(fèi)，極大地制約了居民的生活質(zhì)量的提高，擴(kuò)大了居民間的收入差距，導(dǎo)致眾多有購(gòu)房意愿的普通百姓處于無(wú)奈的觀望狀態(tài)，投資者獲得高溢價(jià)，并且憑借財(cái)富效應(yīng)進(jìn)一步推高房?jī)r(jià)，為房地產(chǎn)泡沫破裂進(jìn)而引發(fā)金融危機(jī)提供了必要的土壤。因此，破解部分城市房?jī)r(jià)畸形上漲的困局已迫在眉睫，政府可以從改革土地供給體制、調(diào)整貨幣政策、加大財(cái)政政策對(duì)中低收入群體的住房保障支持力度和嚴(yán)厲打擊投機(jī)等方面入手進(jìn)行調(diào)節(jié)，這也與我國(guó)政府現(xiàn)行的政策一致。并且，在制定相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)該針對(duì)不同層次城市房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展水平及財(cái)富效應(yīng)的差異，因地制宜、差別對(duì)待，避免全國(guó)范圍一刀切的情況，有效控制各地房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)，最大化發(fā)揮房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的作用。

注釋：

①房?jī)r(jià)收入比=一套標(biāo)準(zhǔn)住房平均房?jī)r(jià)/一個(gè)家庭年平均收入。

②城市人口機(jī)械增長(zhǎng)率是反映城市人口因遷入和遷出等社會(huì)因素引起人口增減變化的指標(biāo)。城市人口機(jī)械增長(zhǎng)率=(本年城市遷入人口數(shù)-本年城市遷出人口數(shù))/年平均城市總?cè)丝跀?shù)。

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