李春風(fēng)　劉建江　齊祥芹

摘 要：考慮居民收入等級不同，對住房屬性偏重不同，將居民分為不受到流動性約束型、不完全受到流動性約束型、完全受到流動性約束型三類。基于各自目標(biāo)函數(shù)及約束條件，確定動態(tài)面板模型檢驗房價與消費(fèi)的協(xié)整關(guān)系，并構(gòu)建動態(tài)面板誤差修正模型，結(jié)果顯示：全國層面，收入是影響消費(fèi)的核心因素，房價上漲、預(yù)期房價上漲影響消費(fèi)為擠出效應(yīng)，且存在長期均衡關(guān)系；居民層面：不受到流動性約束的居民，收入不是消費(fèi)的重要因素，而其余兩類居民的消費(fèi)受收入、習(xí)慣強(qiáng)度影響較大，且流動性約束越強(qiáng)，影響更為明顯；不受到流動性約束的居民，在短期及長期內(nèi)，房價上漲、預(yù)期房價上漲影響消費(fèi)為財富效應(yīng)；而其余兩類居民，影響為擠出效應(yīng)，強(qiáng)度大于前者的財富效應(yīng)，且流動性約束越強(qiáng)，抑制作用更為顯著。

關(guān)鍵詞： 房地產(chǎn)價格；流動性約束；面板協(xié)整；動態(tài)面板誤差修正模型

中圖分類號：F062.9 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號：1003.7217（2018）01.0104.07

一、引 言

自1998年我國實施住房制度改革以來，房地產(chǎn)市場飛速發(fā)展，房價呈穩(wěn)步上漲態(tài)勢。2001-2014年，住宅平均銷售價格除2008年略有下降之外，其余年份均在上漲，至2014年達(dá)到了5933元/平方米。到2016年底，全國商品房平均銷售價格已經(jīng)攀升到了7475元/平方米。伴隨高房價出現(xiàn)的是“買房難”、“高房價綁架中國經(jīng)濟(jì)”的呼聲日益高漲，而消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)又長期居于較低水平，反映消費(fèi)并未伴隨房地產(chǎn)繁榮而增長，以至于習(xí)近平總書記在十九大報告中強(qiáng)調(diào)“房子是用來住的，不是用來炒的”。正因為如此，房價與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系引起了學(xué)界與政界的長期關(guān)注，其中一個重要的聚焦點就是房價與消費(fèi)之間的內(nèi)在關(guān)系。

目前，多數(shù)研究表明房價上漲對消費(fèi)具有促進(jìn)作用，表現(xiàn)為財富效應(yīng)[1]。也有不少學(xué)者認(rèn)為，住房資產(chǎn)與其他金融資產(chǎn)相比，兼顧投資品和消費(fèi)品屬性的特殊性，且我國房價過高，過高的房價收入比削弱了居民收入的購買力度，因此房價繼續(xù)上漲對消費(fèi)影響的財富效應(yīng)不一定存在。

針對這一研究現(xiàn)狀，本文兼顧住房的雙重屬性，并考慮到不同類型居民對住房雙重屬性的不同偏好，將居民分為不受到流動性約束型、不完全受到流動性約束型、完全受到流動性約束型三大類，分別對應(yīng)于不同的效用目標(biāo)函數(shù)及其約束條件，將住房需求內(nèi)生化引入目標(biāo)函數(shù)中，并加入住房抵押貸款條件，構(gòu)建動態(tài)面板模型，探討我國房價與消費(fèi)的協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步構(gòu)建動態(tài)面板誤差修正模型考察兩者之間的長期均衡關(guān)系，若房價對消費(fèi)的短期影響偏離長期均衡狀態(tài)時，調(diào)整速度有多大，房價對消費(fèi)的長期影響又如何?？紤]到不同收入水平居民對住房雙重屬性的不同偏重，進(jìn)一步探討收入等級層次不同居民房價與消費(fèi)之間這種協(xié)整關(guān)系是否存在差異，是財富效應(yīng)還是擠出效應(yīng)？是否會因流動性約束的不同，這種影響不僅在強(qiáng)度上不同，影響方向也會產(chǎn)生大轉(zhuǎn)變？

二、文獻(xiàn)綜述

為前，房價對居民消費(fèi)影響的相關(guān)文獻(xiàn)大致有以下幾類：

房價影響消費(fèi)表現(xiàn)為財富效應(yīng)。部分研究基于理論分析，以消費(fèi)函數(shù)理論為分析框架。如Carroll 等[3]基于生命周期持久收入假說理論，認(rèn)為房價上漲會促進(jìn)居民的消費(fèi)，表現(xiàn)出明顯的財富效應(yīng)；鄧健、張玉新[4]在該理論基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)住房的信貸傳導(dǎo)機(jī)制可以緩解居民所受到的流動性約束條件，能夠刺激居民的消費(fèi)水平。大部分研究是基于實證視角進(jìn)行驗證。Mehra[5]分析住房財富、收入與消費(fèi)之間的協(xié)整關(guān)系，發(fā)現(xiàn)不僅房價對消費(fèi)具有財富效應(yīng)，住房財富效應(yīng)在短期內(nèi)還能夠預(yù)測未來的消費(fèi)能力；Iacoviello[6]以美國為研究背景，認(rèn)為從長期來看住房財富效應(yīng)也非常明顯。

房價影響消費(fèi)財富效應(yīng)不明顯，存在擠出效應(yīng)。這方面的理論研究較少，大部分是基于實證角度進(jìn)行分析。如Sock.Yong Phang[7]研究新加坡國家房價對消費(fèi)的影響，得出財富效應(yīng)非常小，且并不顯著；Calomiris等[8]研究發(fā)現(xiàn)，控制房價與收入的內(nèi)生性后，住房財富效應(yīng)基本不存在；陳彥斌、邱哲圣[9]構(gòu)建Bewley模型，得出房價上漲會導(dǎo)致年輕家庭加強(qiáng)預(yù)防性儲蓄動機(jī)，抑制他們的消費(fèi)，表現(xiàn)為擠出效應(yīng)；李春風(fēng)等[2]認(rèn)為我國房價過高，會導(dǎo)致居民偏好于住房投資，為了追求房地產(chǎn)市場的可觀利潤，會抑制非住房性消費(fèi)支出；周博[10]研究表明：房價上漲對居民消費(fèi)為擠出效應(yīng)，其中房價的大幅波動是導(dǎo)致居民預(yù)防性儲蓄加強(qiáng)的客觀原因。

房價對居民消費(fèi)的影響因研究對象不同的差異明顯，有的為財富效應(yīng)，也有擠出效應(yīng)。如Sheiner[11]指出，房價對已有住房居民表現(xiàn)財富效應(yīng)，而對租房居民則為擠出效應(yīng)；Campbell & Cocco[12]研究結(jié)果與之稍有區(qū)別，即房價對已有住房居民的確存在財富效應(yīng)，但是對租房者的擠出效應(yīng)并不存在；Calomiris等[13]利用美國1977-2010年間的面板數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示：財富效應(yīng)非常顯著，高達(dá)0.08，不過年輕人和老人所占比重會影響財富效應(yīng)的發(fā)揮；謝潔玉等[14]的研究結(jié)論表明：房價整體上會抑制居民消費(fèi)，且對于有未婚男性、上一年有房的家庭以及購房價值較低的家庭來說，擠出效應(yīng)更為明顯。

與以往相關(guān)文獻(xiàn)相比，本文研究視角有以下創(chuàng)新：一是考慮到不同類型居民對住房雙重屬性偏好的差異，將居民分為不受到流動性約束型、不完全受到流動性約束型、完全受到流動性約束型三大類，將住房需求引入效用函數(shù)中，考慮了住房抵押貸款機(jī)制，并根據(jù)不同類型居民效用函數(shù)及其約束條件的不同，通過理論推導(dǎo)構(gòu)建出包含消費(fèi)習(xí)慣、收入、房價、預(yù)期房價、住房需求、實際利率的動態(tài)面板消費(fèi)模型；二是在協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建誤差修正模型，選用PMG方法分析房價對消費(fèi)的短長期影響，同時將我國收入等級不同的七類居民因流動性約束的不同劃分為三大類，探討收入等級不同層次居民房價與消費(fèi)之間這種協(xié)整關(guān)系是否存在差異。

三、理論模型的構(gòu)建endprint

本文將居民分為不受到流動性約束的居民、不完全受到流動性約束的居民、完全受到流動性約束的居民。第一類居民的住房需求已經(jīng)得到滿足，不受到住房的抵押貸款條件的束縛，因此能夠平滑自己一生的消費(fèi)以實現(xiàn)終生有效效用最大化，而第二類居民要實現(xiàn)住房需求的進(jìn)一步改善，將受到住房抵押貸款條件的約束，不能夠平滑自己的消費(fèi)，所以對當(dāng)期消費(fèi)賦予很高的權(quán)重；第三類居民的流動性約束完全受到束縛，消費(fèi)支出基本上由其當(dāng)期可支配收入決定。那么，各自對應(yīng)的目標(biāo)函數(shù)如下：

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與變量說明

1.數(shù)據(jù)選取。本文選取1999-2015年期間31個省市我國城鎮(zhèn)居民的面板數(shù)據(jù)，包括消費(fèi)性支出、可支配收入、住房銷售額及銷售面積、總住宅投資、平均消費(fèi)價格指數(shù)以及人民銀行公布的存款名義利率。

2.變量說明。（1）消費(fèi)性支出、可支配收入。這兩個數(shù)據(jù)直接來源于各年的統(tǒng)計年鑒；（2）實際利率Rit。以不同利率水平在年內(nèi)執(zhí)行的月數(shù)作為權(quán)重計算出各年的平均名義利率，再減去各省市對應(yīng)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)；（3）房價Pit。依據(jù)況偉大[17]、李春風(fēng)等[18]，本文選取住房平均價格作為代理變量。（4）預(yù)期房價EtPit+1。根據(jù)以往公布的房價相關(guān)信息預(yù)期估計的下一期房價水平，并不等于下一期房價。在此，使用模型（15）中的其余解釋變量作為預(yù)期下一期房價的解釋變量，同時還加入收入差距，房產(chǎn)稅增長率，住宅總投資，為實際利率，財政分權(quán)，城鎮(zhèn)化率、少年撫養(yǎng)系數(shù)、老年撫養(yǎng)系數(shù)、男女性別比例控制變量，下一期房價真實值作為被解釋變量，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩陣法進(jìn)行估計，得到下一期房價的擬合值，作為下一期房價的預(yù)期值。（5）住房需求Hit。借鑒Iacoviello[19]方法，用各省市每年住宅總投資代替住房需求。

（二）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

1.單位根檢驗。為了避免偽回歸，本文采用同質(zhì)LLC單位根驗檢方法和異質(zhì)IPS單位根檢驗方法兩種方法，結(jié)果見表1。從中可知，在（15）式中的所有變量均為I（1），需進(jìn)一步作協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗。在本文中我們采用Westerlund[20]提出的面板協(xié)整方法進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表2。從表 2可知：被解釋變量和各個解釋變量存在長期面板協(xié)整關(guān)系，所以水平值方程符合建模要求。

（四）基準(zhǔn)模型實證結(jié)果分析

1.實證結(jié)果分析。最后選取方法取決于Hausman檢驗結(jié)果。Hausman檢驗結(jié)果顯示本文的（16）式更適合采用PMG法進(jìn)行估計。因此，我們用PMG法對（16）式進(jìn)行估計，實證結(jié)果見表3。

基于全國面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果：不管是短期還是長期，消費(fèi)對收入的敏感性均比較高，這不僅說明我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的核心因素仍然是收入，也還暗示了我國城鎮(zhèn)居民中受到流動性約束居民的比例較高。收入之外，我國城鎮(zhèn)居民受到較強(qiáng)消費(fèi)習(xí)慣的影響，符合杜森貝利的相對收入假說，消費(fèi)行為具有“棘輪效應(yīng)”。消費(fèi)行為受實際利率的影響非常小，對消費(fèi)的影響收入效應(yīng)小于替代效應(yīng)，因此采取利率相關(guān)政策來刺激消費(fèi)的效果將并不理想。

房價上漲、下期房價上漲預(yù)期對消費(fèi)的影響，無論是短期還是長期，均表現(xiàn)出明顯擠出效應(yīng)，抑制居民消費(fèi)，且這種影響結(jié)果具有長期收斂性，也就是說短期影響偏離長期均衡時，將反向修正以達(dá)到長期均衡。這一結(jié)果與我國現(xiàn)實情形基本相符。因為自我國實施住房體制改革以來，雖然近期我國房價上漲較為平穩(wěn)，但回顧整體態(tài)勢，勢頭兇猛，一路穩(wěn)態(tài)上漲，房價上漲速度已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過收入的上漲速度，房價收入比超出合理區(qū)間，逐步削弱了居民可支配收入的購買力度。如學(xué)者白彥鋒研究指出一線城市的房價收入比已經(jīng)超過20[21]。另外隨著我國各項制度改革的實施，居民不僅面對房價不斷上漲帶來的巨大壓力，還承受房價引起的間接壓力，如學(xué)區(qū)房等教育支出壓力以及性別比例失調(diào)引起的畸形婚戀市場帶來的競爭壓力等等[22]，面對已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過合理區(qū)間的房價收入比，居民勢必加強(qiáng)預(yù)防性儲蓄動機(jī)，進(jìn)而在短期內(nèi)減少消費(fèi)，房價上漲對消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。但是，我國房價上漲明顯，且房價上漲樂觀預(yù)期強(qiáng)烈，居民偏好于住房投資品屬性，房價上漲引發(fā)的直接財富效應(yīng)和間接財富效應(yīng)用于增加消費(fèi)的可能性并不大，將以更高的概率流入房地產(chǎn)市場，以追求未來房地產(chǎn)市場樂觀預(yù)期下帶來的豐厚利潤。所以對擁有住房的居民而言，房價上漲引發(fā)的財富效應(yīng)也將并不明顯。而對于沒有住房的居民而言，房價上漲通過傳遞效應(yīng)，提高此類居民的租房成本，大幅度增加了租賃家庭的租房支出，在房價引發(fā)的不確定逐漸加強(qiáng)的環(huán)境下，居民消費(fèi)行為更加謹(jǐn)慎，很大程度上會擠壓這一類居民的消費(fèi)支出。因此，不管在短期，還是長期，房價上漲及預(yù)期房價上漲對消費(fèi)的影響均表現(xiàn)出明顯的擠出效應(yīng)。住房需求對消費(fèi)的影響與房價上漲類似，就不再作描述性分析。

（五）居民收入不同的異質(zhì)性檢驗

進(jìn)一步深入分析不同收入水平居民房價與消費(fèi)之間的長短期關(guān)系及其差異，利用我國收入等級不同的七類城鎮(zhèn)居民為參照物，選取1999-2012年間我國城鎮(zhèn)居民最高收入戶、高收入戶、中等偏上戶、中等收入戶、中等偏下戶、低收入戶、最低收入戶的人均可支配收入、人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)均使用1999年的消費(fèi)價格指數(shù)為基期來調(diào)整。為了與理論模型構(gòu)建相一致，本文將這七類居民分為三大類，即不受到流動性約束居民、不完全受到流動性約束居民、完全受到流動性約束居民，判斷的標(biāo)準(zhǔn)是用各個收入等級居民的可支配收入與城鎮(zhèn)居民平均可支配收入的比值作為依據(jù)，若該比值小于1，為完全受到流動性約束型居民，可支配收入水平處于社會底層，只能滿足于最基本的生活消費(fèi)支出；若該比值在1～2之間，為不完全受到流動性約束型居民，除了滿足生活消費(fèi)支出外，還具有一定的流動性資金；若該比值大于2，為不受到流動性約束型居民，具有大量的流動性資金剩余。以此我們確定最高收入戶為不受到流動性約束型居民，高收入戶、中等偏上戶為不完全受到流動性約束型居民，中等收入戶、中等偏下收入戶、低收入用戶、最低收入用戶屬于完全受到流動性約束型；實證結(jié)果見表3。endprint

基于不同類型居民的實證結(jié)果差異較大。對于不受到流動性約束的居民而言，收入并不是其消費(fèi)支出的核心因素，影響并不顯著，這表示居民的消費(fèi)與收入之間的關(guān)系并不敏感，這一類居民受到較強(qiáng)消費(fèi)習(xí)慣的影響。不完全受到流動性約束的居民與完全受到流動性約束的居民消費(fèi)對收入的敏感性均較大，收入是其消費(fèi)性支出的重要解釋變量，同時受到的消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)度也較強(qiáng)，且隨著流動性約束的加強(qiáng)，消費(fèi)支出對收入的敏感性與受到的消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)度進(jìn)一步加強(qiáng)。

這三大類居民房價與消費(fèi)之間均存在長期的協(xié)整關(guān)系，短期的偏離均會反向修正以達(dá)到長期均衡。但是相比其他解釋變量，兩者之間的關(guān)系差異更加明顯。其中不受到流動性約束的居民，在短期及長期內(nèi)，房價上漲及預(yù)期下一期房價上漲對消費(fèi)的影響均體現(xiàn)出財富效應(yīng)。而不完全受到流動性約束的居民與完全受到流動性約束的居民，房價上漲及預(yù)期下一期房價上漲對消費(fèi)的影響表現(xiàn)出擠出效應(yīng)。這兩者的差異因居民受到流動性約束程度的不同主要體現(xiàn)在影響強(qiáng)度上。不過，對后兩者產(chǎn)生的擠出效應(yīng)明顯大于前者的財富效應(yīng)。

產(chǎn)生這一結(jié)果的原因不僅僅與房價本身水平高相關(guān)，還與我國居民內(nèi)部之間極大的收入差距密切相關(guān)。對于不受到流動性約束的居民來說，面對房價上漲及其下一期房價上漲樂觀預(yù)期的情形下，將大量剩余資金投資于房地產(chǎn)市場，在房地產(chǎn)市場當(dāng)中，他們的身份更多地體現(xiàn)為房地產(chǎn)投資者，房價上漲引發(fā)的“財富重新分配效應(yīng)” 、“資產(chǎn)效應(yīng)”、“住房抵押貸款效應(yīng)”將使得更多的財富向他們聚集[23]。因此，在已經(jīng)收獲房地產(chǎn)市場繁榮帶來巨大收益的前提下，他們的投資風(fēng)險態(tài)度更加傾向于追求冒險，將更多的資金投資于房地產(chǎn)市場，同時吸引更多的投資者投資于房地產(chǎn)市場，加大了住房的投資性需求甚至是投機(jī)性需求。房價與收入差距這種正反饋機(jī)制，將財富更多的向不受到流動性約束的居民聚集的現(xiàn)象顯然不利于社會的和諧穩(wěn)定。而且，房價對這一類居民帶來的資產(chǎn)效應(yīng)，被用于促進(jìn)其消費(fèi)支出的“財富效應(yīng)”并不強(qiáng)，房價上漲對消費(fèi)的短期和長期影響分別為0.054和0.025。房價上漲預(yù)期短期和長期影響分別是0.036和0.045。因為這一類居民消費(fèi)性支出已經(jīng)得到有效改善，將更多地追求精神上的享受和情感滿意的最大化，符合邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律。

就不完全受到流動性約束的居民而言，這一類居民的住房性需求如果基本得到改善，因受到不受到流動性約束居民帶來的“示范作用”，他們也有追求財富的夢想，對住房投資也有所偏好。因此，在面對房價上漲及其房價上漲預(yù)期樂觀下，也將剩余資金投資于房地產(chǎn)市場，但由于受到一定的約束條件及其金融市場的不完善束縛下，一方面阻礙了“資產(chǎn)效應(yīng)”的發(fā)揮，另一方面已有的還貸壓力也不容小覷。因此，為了盡大可能地分享房地產(chǎn)市場繁榮帶來的豐厚利益，出現(xiàn)“短視行為”，勢必加強(qiáng)“預(yù)防性儲蓄動機(jī)”，減少當(dāng)期消費(fèi)；如果這一類居民的住房需求需進(jìn)一步改善，那么面對住房的剛性需求，房價上漲及其上漲預(yù)期明顯會加大其未來的購房壓力，削弱可支配收入的購買力度，消費(fèi)行為更加謹(jǐn)慎，抑制消費(fèi)情形將更加明顯。

第三類完全受到流動性約束的居民，一般是住房需求尚待滿足及其未擁有住房的租房者。與前兩類居民不同，住房體現(xiàn)的僅為消費(fèi)品屬性。住房需求尚待滿足者，房價上漲引起的“財富分配效應(yīng)”，會進(jìn)一步加大其購房需求改善的壓力，房價上漲態(tài)勢兇猛環(huán)境下，將竭盡所能盡早購房以擺脫進(jìn)一步房價上漲帶來的潛在巨大風(fēng)險及壓力，又因受到很強(qiáng)的流動性約束的束縛，明顯加強(qiáng)其預(yù)防性儲蓄動機(jī)，因而不得不減少日常開支，減少消費(fèi)來增加儲蓄，實現(xiàn)盡早改善現(xiàn)有住房條件的夢想。未擁有住房的租房者，一方面要承受房價上漲帶來的巨大壓力，另一方面還要承擔(dān)房價上漲引起的“傳遞效應(yīng)”，帶動租金進(jìn)一步上漲的壓力。因此這一類居民在收入增長速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于房價增長速度水平嚴(yán)峻環(huán)境下，不得不減少消費(fèi)來交付更多租金，同時也將儲蓄更多。所以，房價上漲及其預(yù)期對這一類居民的消費(fèi)在短期和長期均表現(xiàn)出最為明顯地擠出效應(yīng)。

五、研究結(jié)論

本文的重要理論創(chuàng)新在于：考慮到不同類型居民對住房雙重屬性偏好的差異，將居民分為不受到流動性約束型、不完全受到流動性約束型、完全受到流動性約束型三大類，根據(jù)他們各自的效用函數(shù)及其約束條件的差異，通過消費(fèi)函數(shù)理論推導(dǎo)構(gòu)建出動態(tài)面板消費(fèi)模型，并協(xié)整檢驗得出房價與消費(fèi)之間存在長期均衡關(guān)系。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步構(gòu)建對應(yīng)的動態(tài)面板誤差修正模型，采用PMG方法估計，實證結(jié)果顯示：（1）基于全國層面：收入是消費(fèi)的核心因素，房價上漲、下期房價上漲預(yù)期對消費(fèi)的影響，短期和長期均表現(xiàn)出擠出效應(yīng)，且當(dāng)短期影響效應(yīng)偏離長期均衡時，將反向修正以達(dá)到長期均衡；（2）基于不同收入等級居民層面：①不受到流動性約束的居民，收入并不是其消費(fèi)的核心因素；不完全受到流動性約束的居民與完全受到流動性約束的居民，收入、習(xí)慣強(qiáng)度不僅是消費(fèi)的重要解釋變量，且隨著流動性約束的加強(qiáng)，收入敏感性與消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)度還會進(jìn)一步加強(qiáng)；②不受到流動性約束的居民，在短期及長期內(nèi)，房價上漲、下期房價上漲預(yù)期對消費(fèi)的影響均體現(xiàn)出財富效應(yīng)；而不完全受到流動性約束的居民與完全受到流動性約束的居民，影響表現(xiàn)出擠出效應(yīng)，這兩者的差異因流動性約束程度的不同而不同；不過，對后兩者產(chǎn)生的擠出效應(yīng)明顯大于前者的財富效應(yīng)。

本文政策含義在于：居民收入差距擴(kuò)大以及房價上漲預(yù)期明顯是阻礙房地產(chǎn)財富效應(yīng)發(fā)揮的主要原因，所以提高居民的收入水平、縮小居民內(nèi)部的收入差距、逆轉(zhuǎn)房價上漲在居民心中的預(yù)期應(yīng)是政府作為充分發(fā)揮房地產(chǎn)市場對消費(fèi)的正向促進(jìn)作用的重要渠道。

注釋：

① 根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)整理得出，下同。

② 根據(jù)國家統(tǒng)計局：2016年全國房地產(chǎn)開發(fā)投資和銷售情況[OL]， http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201701/t20170120_1455967.html計算。endprint

③ Lagrange乘子μt的詳細(xì)介紹請參見文獻(xiàn)Zeldes[25]和Iacoviello[26]

④ 數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國物價及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫以及31個省市2016年的地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

⑤ 所需數(shù)據(jù)為了消除每年價格因素產(chǎn)生的影響，均以1999年各省市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)為基期進(jìn)行了調(diào)整。

⑥ 數(shù)據(jù)來源同上

⑦ *、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上拒絕有單位根的檢驗，在LLC檢驗中，括號內(nèi)指的是調(diào)整后的t值，檢驗是否存在相同單位根；在IPS檢驗中，括號內(nèi)為Z-t-tilde-bar值，檢驗是否存在不同單位根，檢驗的估計方程不含截距項、滯后項和時間趨勢項。

⑧ 原假設(shè)為"無協(xié)整關(guān)系"；估計方程含截距項、滯后項和時間趨勢項。

⑨ （1）使用的軟件包是STATA14，***、**、*分別表示1%、5%和 10%的統(tǒng)計水平上顯著；（2）Hausman檢驗的目的是判斷模型中是否有系統(tǒng)差別，從而在PMG模型和MG模型中進(jìn)行選擇，當(dāng)p值超過給定的顯著性水平時（如0.1），應(yīng)使用PMG模型；（3）表格中列出的是所采取面板省市數(shù)據(jù)對應(yīng)系數(shù)的平均值；（4）異質(zhì)性檢驗原假設(shè)為所有誤差修正系數(shù)相等。

⑩ 數(shù)據(jù)來源同上，2012年之后的數(shù)據(jù)沒有更新。

參考文獻(xiàn)：

[1] 黃靜，屠梅曾.房地產(chǎn)財富與消費(fèi)：來自于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 管理世界，2009（7）： 35-45.

[2] 李春風(fēng)，劉建江，陳先意. 房價上漲對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)研究[J]. 統(tǒng)計研究，2014（12）：32-40.

[3] Carroll C D， Otsuka M， Slacalek J. How large is the housing wealth effect？ a new approach[M].Social Sclence Electronic Publishing，2006..

[4] 鄧健，張玉新.房價波動對居民消費(fèi)的影響機(jī)制[J]. 管理世界，2011（4）： 171-172.

[5] Mehra Y P. The wealth effect in empirical life.cycle aggregate consumption equations[J]. Economic Quarterly Federal Reserve Bank of Richmond， 2001， 87（2）： 45-68.

[6] Iacoviello M. Housing wealth and consumption[R]. Federal Reserve Board International Finance Discussion， 2012.

[7] Phang S Y. Strategic development of airport and rail infrastructure case of Singapore[J]. Transport Policy， 2003， 10（l）： 27-33.

[8] Calomiris C， Longhofer S D， Miles M. The （mythical？） housing wealth effect[R].NBER Working Paper，Cambridge， 2009：15075.

[9] 陳彥斌，邱哲圣.高房價如何影響居民儲蓄率和財產(chǎn)不平等[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011（10）： 25-38.

[10]周博. 房價波動會引致預(yù)防性儲蓄嗎？[J].統(tǒng)計研究，2016（4）：18-26.

[11]Sheiner L. Housing prices and the savings of renters[J]. Journal of Urban Economics， 1995， 38（1）： 94-125.

[12]Campbell J， Cocco J. How do house prices affect consumption？ evidence from micro data[J]. Journal of Monetary Economic， 2007， 54（3）： 591-621.

[13]Calomiris C W， Longhofer S D， Miles W. The housing wealth effect： the crucial roles of demographics， wealth distribution and wealth shares[J].Social Science Electronic Publishing， 2012.

[14]謝潔玉，吳斌珍，李宏彬，鄭思齊.中國城市房價與居民消費(fèi)[J]. 金融研究，2012（6）： 13-27.

[15]Muellbauer J. Habits， rationality and myopia in the life cycle consumption function[J]. Annales Deconomied ET De Statistique，1988，9（9）： 47-70.

[16]Dynan K E. Habit formation in consumer preference， evidence from panel data[J]. The American Economic Review， 2000， 90（3）： 391-406.

[17]況偉大. 房價變動與中國城市居民消費(fèi)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2011（10）： 21-34.

[18]李春風(fēng)，陳樂一，劉建江. 房價波動對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響研究[J]. 統(tǒng)計研究，2013（2）： 14-22.

[19]Iacoviello M. Consumption， house prices and collateral constraints： a structural econometric analysis[J]. Journal of Housing Economics， 2004， 13（4）： 305-321.

[20]Westerlund J. Testing for error correction in panel data[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics， 2007（69）：709-748.

[21]白彥鋒.房產(chǎn)稅未來能成為我國地方財政收入的可靠來源嗎[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2012（5）： 57-64.

[22]Wei S J， Zhang X B. The competitive saving motive：evidence from rising sex ratios and saving rate in China[J]. Journal of Political Economy， 2011， 119（3）：511-564.

[23]劉建江.房價波動影響居民消費(fèi)的機(jī)理及調(diào)控研究[M].長沙：湖南人民出版社，2015：43-55.

（責(zé)任編輯：鐘 瑤）endprint