張志鵬，余海霞，羅 艷

（鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院經(jīng)貿(mào)學(xué)院，鄭州450046）

隨著近年來(lái)房?jī)r(jià)的高速上漲，居民在購(gòu)房方面的個(gè)人居住支出或者是投資保值支出相比過(guò)去大大增加，該現(xiàn)象對(duì)于居民消費(fèi)的影響主要?dú)w為兩類：財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)。一方面，房產(chǎn)價(jià)格的上漲會(huì)使得擁有住房的消費(fèi)者在出售房屋時(shí)獲得的收益增加，或者預(yù)期的收入增加，房地產(chǎn)價(jià)格的上升一般也會(huì)帶來(lái)房租的升高，出租房屋者獲得收益增加，消費(fèi)水平提高，所以產(chǎn)生了正的財(cái)富效應(yīng)；另一方面，房?jī)r(jià)上漲會(huì)增加有購(gòu)房需求者的負(fù)擔(dān)，購(gòu)房成本提高，他們會(huì)降低消費(fèi)水平增加儲(chǔ)蓄去購(gòu)置房屋，房租成本增加，因此會(huì)產(chǎn)生負(fù)的財(cái)富效應(yīng)或擠出效應(yīng)；此外，對(duì)于部分消費(fèi)者，住房是為了滿足居住需求而不是投資，也無(wú)法變現(xiàn)為實(shí)際的購(gòu)買(mǎi)能力，所以對(duì)消費(fèi)不會(huì)產(chǎn)生影響顯著的財(cái)富效應(yīng)。由此可見(jiàn)，財(cái)富效應(yīng)有正有負(fù)。

二、分析模型與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）理論基礎(chǔ)

1.混合估計(jì)模型。如果一個(gè)面板數(shù)據(jù)模型定義為 yit=α+βxit+εit，i=1，2...N；t=1，2...T

α和β相同且不隨i，t的變化而變化，則稱這個(gè)模型為混合估計(jì)模型。y為被解釋變量，x為解釋變量，α為截距項(xiàng)，ε為誤差項(xiàng)。若選用此模型，則無(wú)論還是趨向于無(wú)窮，模型參數(shù)的OLS估計(jì)量均為一致估計(jì)量。

2.固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)回歸是一種空間面板數(shù)據(jù)中隨個(gè)體變化但不隨時(shí)間變化的一類變量方法。固定效應(yīng)模型分為三種：個(gè)體固定效應(yīng)模型、時(shí)刻固定效應(yīng)模型、個(gè)體時(shí)刻固定模型。本文選用的是個(gè)體固定效應(yīng)模型：

此時(shí)對(duì)于不同的個(gè)體有截距項(xiàng)不同即隨著的變化而變化。

3.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)模型在進(jìn)行回歸之前，必須檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，否則可能會(huì)影響最終的結(jié)果。有些序列本身就是不平穩(wěn)的，就算回歸之后得出的可決系數(shù)很趨近于，也沒(méi)有任何意義，這時(shí)候的回歸就是偽回歸，是不可取的。所以為了避免虛假回歸，必須對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

（二）模型選擇

根據(jù)前面所提到的消費(fèi)函數(shù)和為了便于研究房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)，本文所采取的模型為：lnCit=α+β1lnIPit+β2lnFJit+μit，其中表示城市人均消費(fèi)支出，表示城市人均可支配收入，表示房屋平均銷售價(jià)格，用房?jī)r(jià)變動(dòng)來(lái)表示居民資產(chǎn)財(cái)富的變化。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與預(yù)處理

本文數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)年鑒和各個(gè)城市的統(tǒng)計(jì)年鑒以及統(tǒng)計(jì)公報(bào)。由于我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)主要集中于城市，本文選取的是全國(guó)31個(gè)城市2004年～2015年的城市人均消費(fèi)支出、城市人均可支配收入和房屋平均銷售價(jià)格，房?jī)r(jià)的上漲對(duì)于人均消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)。全國(guó)31個(gè)城市主要包括省會(huì)城市以及北京、上海、廣州、深圳等一線重點(diǎn)城市，由于拉薩統(tǒng)計(jì)局部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，無(wú)法準(zhǔn)確計(jì)算，所以并不在研究范圍之內(nèi)。可支配收入、人均消費(fèi)支出和房?jī)r(jià)會(huì)受到通貨膨脹的影響，所以要剔除價(jià)格因素的影響。然而各個(gè)地區(qū)城市價(jià)格存在差異，為了準(zhǔn)確體現(xiàn)房地產(chǎn)價(jià)格的變化，于是計(jì)算各個(gè)城市以2004年為基期的CPI平減指數(shù)，用這個(gè)指數(shù)剔除價(jià)格因素，通過(guò)取對(duì)數(shù)得到的城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)人均可支配收入和房?jī)r(jià)的對(duì)數(shù)序列。

三、實(shí)證分析

（一）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用的是LLC(Levin-Lin-Chu)檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，三個(gè)變量均為平穩(wěn)的，無(wú)需進(jìn)行一階差分進(jìn)一步探討，所以也無(wú)需進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）F檢驗(yàn)和豪斯曼檢驗(yàn)

本文采用面板數(shù)據(jù)模型，面板數(shù)據(jù)回歸模型的類型有：混合效應(yīng)回歸模型固定、效應(yīng)回歸模型和隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，這就需要運(yùn)用F檢驗(yàn)以及Hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷決定用三者中的哪一模型。

1.F檢驗(yàn)。假設(shè)H0：β1=β2=…=βN（混合效應(yīng)回歸模型）

H1：α1=α2=…=αN，β1=β2=…=βN（固定效應(yīng)回歸模型）

其中，T=12，K=2。

如果接受了H1，則為不變參數(shù)模型；如果拒絕了H1，則檢驗(yàn)H0，如果接受了H0，則為變截距模型，如果拒絕了H0，則為變參數(shù)模型。根據(jù)以上信息，分別計(jì)算混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)回歸三種回歸模型的殘差平方和S1，S2，S3和各自的自由度。

通過(guò)Eviews8.0檢驗(yàn)得表1：

表1 面板數(shù)據(jù)回歸模型F檢驗(yàn)的殘差平方和與自由度

計(jì)算得出F1=30.3361，F(xiàn)2=48.2918，通過(guò)公式得到在顯著性水平為5%的Fa1（60，279）=1.367，F(xiàn)a2（90，279）=1.3117。如果 F1＞F[(N-1)k，N(T-k-1)]，則拒絕H0，又 F2＞F[(N-1)(k+1)，N(T-k-1)]，則拒絕 H1。由于F2＞Fa2，則拒絕 H2，又由于 F1＞Fa1，所以本文所用的模型采用變系數(shù)模型。

2.Hausman檢驗(yàn)。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)得到的值大于臨界值，所以不拒絕原假設(shè)，應(yīng)該用隨機(jī)效應(yīng)模型，但是由于用隨機(jī)效應(yīng)模型得出的可決系數(shù)R2很小，模型的擬合程度不好，又選取了固定效應(yīng)模型做回歸，得到的可決系數(shù)R2=0.987比較大，擬合程度更好一些，根據(jù)Wooldridge的一般經(jīng)驗(yàn)研究，選擇固定效應(yīng)模型解釋會(huì)更合理些，因此最終選取固定效應(yīng)模型。

在這里再考慮商品房平均銷售價(jià)格變量的固定效應(yīng)模型在變系數(shù)模型情況下的估計(jì)系數(shù)。

通過(guò)變系數(shù)模型可以得到不同城市各個(gè)變量的收入估計(jì)系數(shù)房?jī)r(jià)估計(jì)系數(shù)如表2。

表2 固定效應(yīng)模型變系數(shù)下的各城市收入系數(shù)以及房?jī)r(jià)系數(shù)

從表中可以看出，有些城市的房?jī)r(jià)系數(shù)為正即有財(cái)富效應(yīng)，有些城市的房?jī)r(jià)系數(shù)為負(fù)即有擠出效應(yīng)，有的城市的系數(shù)趨近0，財(cái)富效應(yīng)不顯著。財(cái)富效應(yīng)的有：深圳、上海、重慶、長(zhǎng)沙、鄭州、太原、西安、福州、石家莊、哈爾濱、呼和浩特、烏魯木齊、廣州、?？?、銀川、西寧、蘭州、成都、南寧、南京。擠出效應(yīng)的有：北京、合肥、武漢、天津、濟(jì)南、南昌、長(zhǎng)春、杭州、沈陽(yáng)、昆明、貴陽(yáng)。但是這樣并看不出區(qū)域特性，采用經(jīng)濟(jì)意義，由國(guó)務(wù)院2015年提出的城市，將這31個(gè)城市分為了一線城市、新一線城市、二線城市、三線城市。其中一線城市包括：廣州、上海、深圳、北京。新一線城市包括：成都、杭州、南京、武漢、天津、西安、重慶、沈陽(yáng)、長(zhǎng)沙、福州、濟(jì)南。二線城市包括：昆明、鄭州、長(zhǎng)春、合肥、南昌、哈爾濱、南寧、石家莊、太原、貴陽(yáng)、呼和浩特。三線城市包括：烏魯木齊、蘭州、西寧、銀川、海口。假定各線城市中沒(méi)有個(gè)體差異和時(shí)間差異，不存在截距和斜率的變化，因此使用混合效應(yīng)模型來(lái)分析各線城市的財(cái)富效應(yīng)。

表3 全國(guó)各城市以及各線城市的消費(fèi)函數(shù)

四、商品房?jī)r(jià)格財(cái)富效應(yīng)的地區(qū)差異分析

綜合來(lái)看，這組消費(fèi)函數(shù)的估計(jì)效果較好的，可決系數(shù)都挺高的，模型擬合程度很好。從全國(guó)的消費(fèi)函數(shù)來(lái)看，修正后的可決系數(shù)為0.8014，模型擬合優(yōu)度很好，解釋變量均顯著。房?jī)r(jià)系數(shù)為0.0758，表明房?jī)r(jià)每上漲1%，城鎮(zhèn)人均年消費(fèi)支出增加0.0758%。說(shuō)明在總體上看，我國(guó)房?jī)r(jià)總體的財(cái)富效應(yīng)是正的，房?jī)r(jià)上漲會(huì)導(dǎo)致人們消費(fèi)支出增加。

（一）一線城市表現(xiàn)為擠出效應(yīng)

一線城市的財(cái)富效應(yīng)為-0.1126，體現(xiàn)為擠出效應(yīng)。現(xiàn)行的土地供給制度和城市化建設(shè)，導(dǎo)致了地少人多。房地產(chǎn)生產(chǎn)周期長(zhǎng)導(dǎo)致供給曲線陡峭，供給彈性小，房屋沒(méi)有什么東西可以取代，所以對(duì)于一線城市來(lái)說(shuō)，人口集聚性比較強(qiáng)，土地資源稀缺，人們普遍對(duì)房地產(chǎn)的價(jià)格持有增長(zhǎng)預(yù)期。實(shí)際情況看，我國(guó)北京、上海、深圳和天津等一線城市，房?jī)r(jià)收入比遠(yuǎn)高于二線和三線城市，對(duì)城市居民造成了較大的負(fù)擔(dān)，所以他們一般只能減少消費(fèi)來(lái)支付房屋的費(fèi)用。中國(guó)人的傳統(tǒng)觀念中房子即為家，并且現(xiàn)在的人結(jié)婚的前提是必須有房有車(chē)，這就使得買(mǎi)房不僅是年輕人的事情，還是他們的父母所要一起承擔(dān)的壓力，于是伴隨著房?jī)r(jià)的不斷上漲，它們對(duì)消費(fèi)的擠占作用也以倍數(shù)效應(yīng)擴(kuò)大。

（二）新一線城市表現(xiàn)為較弱的財(cái)富效應(yīng)

新一線城市的財(cái)富效應(yīng)為0.0188，體現(xiàn)出較弱的財(cái)富效應(yīng)。新一線城市的房?jī)r(jià)沒(méi)有一線城市的房?jī)r(jià)上漲程度那么大，再加上新一線城市的人均可支配收入近幾年也上漲的很快，房?jī)r(jià)收入比相比于一線城市較低，擁有住房者消費(fèi)水平會(huì)有微小的提高，消費(fèi)擠壓現(xiàn)象不明顯，所以房?jī)r(jià)上漲也并沒(méi)有產(chǎn)生較為明顯的財(cái)富效應(yīng)，對(duì)消費(fèi)也并沒(méi)有產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用。盡管新一線城市房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)并不顯著，仍有重蹈一線城市覆轍的可能性，所以可能在不久的將來(lái)也會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

（三）二線城市表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)

二線城市的財(cái)富效應(yīng)為0.1082，體現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)。由于二線城市的人口變動(dòng)相對(duì)較少，而且那些房屋大多都是居民用來(lái)自住的，房?jī)r(jià)和上漲的幅度都比經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的城市要低，同時(shí)人們認(rèn)為房?jī)r(jià)還有很大的上升空間，會(huì)覺(jué)得自己的財(cái)產(chǎn)在無(wú)形中增多，所以會(huì)提高消費(fèi)，因此對(duì)消費(fèi)起到了積極的促進(jìn)作用。

（四）三線城市的財(cái)富效應(yīng)不顯著

三線城市的財(cái)富效應(yīng)0.066，體現(xiàn)為不顯著的財(cái)富效應(yīng)。三線城市的房地產(chǎn)市場(chǎng)相比于一二線城市來(lái)說(shuō)比較落后，房地產(chǎn)信息不完善，所以限制了房地產(chǎn)的流動(dòng)性，并且這些城市的居民買(mǎi)房只是為了居住，投機(jī)成分也比較少，同時(shí)他們的收入也比較低，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)不高，資金緊張，社會(huì)保障不高，導(dǎo)致房?jī)r(jià)的上漲在這些城市的財(cái)富效應(yīng)并不顯著。

五、結(jié)語(yǔ)

雖然房?jī)r(jià)上漲對(duì)于部分城市來(lái)說(shuō)可以帶來(lái)財(cái)富效應(yīng)，但是由于近年來(lái)房?jī)r(jià)上漲過(guò)快，已經(jīng)給中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)了隱患。

首先，房?jī)r(jià)的瘋漲會(huì)加大人們的貧富差距。近年來(lái)高漲的房?jī)r(jià)讓人們都向房地產(chǎn)行業(yè)聚集，富人們把自己的資金都投入到房地產(chǎn)行業(yè)的開(kāi)發(fā)中，使得行業(yè)間的收入差距進(jìn)一步加大。

其次，房?jī)r(jià)會(huì)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整，降低居民的生活質(zhì)量。不斷攀升的房?jī)r(jià)使得中產(chǎn)階級(jí)迫于房?jī)r(jià)的壓力，減少了消費(fèi)支出，降低了消費(fèi)的能力，使得中國(guó)外向經(jīng)濟(jì)無(wú)法轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)外兼收的經(jīng)濟(jì)體系。

最后，過(guò)高的房?jī)r(jià)會(huì)刺激投機(jī)者的加入，嚴(yán)重影響我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性。由于我國(guó)的寬松貨幣政策，增加了市場(chǎng)的貨幣供應(yīng)量，大量的錢(qián)財(cái)因?yàn)榉績(jī)r(jià)的攀升流向了房地產(chǎn)市場(chǎng)。由于地皮供給量的限制，過(guò)剩的流動(dòng)性推動(dòng)了房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)，不斷循環(huán)，使得房?jī)r(jià)高于普通居民的心理預(yù)期值。

[1]李淑云.房?jī)r(jià)的波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響分析——基于24個(gè)城市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[D].長(zhǎng)春：吉林大學(xué)，2010.

[2] 李成武.中國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)地區(qū)差異分析[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2010(5).

[3] 姚樹(shù)潔.戴穎杰.房地產(chǎn)資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的區(qū)域效應(yīng)與時(shí)序差異：基于動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012(7).

[4] 王春梅.中國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的區(qū)域差異分析[J].經(jīng)濟(jì)實(shí)證，2015(6).

[5] 張 樂(lè).我國(guó)不同區(qū)域房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)差異[J].宜賓學(xué)院學(xué)報(bào)，2014(3).

[6] 朱旭強(qiáng)，張忠壽.資產(chǎn)性收入與非資產(chǎn)性收入的財(cái)富效應(yīng)研究——基于我國(guó)各省市城鎮(zhèn)家庭的面板數(shù)據(jù)分析[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2013(11).

[7] 許家軍，葛揚(yáng).收入差距對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2011(7).

[8] 郜 浩，吳翔華.我國(guó)商品房?jī)r(jià)格與CPI關(guān)系實(shí)證研究[J].價(jià)格理論與實(shí)踐，2009(6).

[9]常 曄.房地產(chǎn)價(jià)格、CPI與居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)——基于VEC模型的實(shí)證分析[J].宏觀經(jīng)濟(jì)，2014(2).