(北京工商大學(xué) 北京 100048)

一、引言

自從1978年實(shí)行改革開(kāi)放后，經(jīng)過(guò)四十多年的發(fā)展，我國(guó)取得了舉世矚目的成就，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，并躍居全球第二大經(jīng)濟(jì)體。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)居民人均收入水平也隨之提升，隨之而來(lái)的便是整個(gè)社會(huì)收入分配不均以及不同部門(mén)、不同社會(huì)階層、不同行業(yè)之間的貧富差距問(wèn)題，這些都受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。就目前情況而言，我國(guó)貧富差距正在逐步擴(kuò)大，問(wèn)題尚未得到解決。

其中，房地產(chǎn)行業(yè)是伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而逐步興起的行業(yè)，尤其是我國(guó)在1998年進(jìn)行房地產(chǎn)改革后，隨著真正的市場(chǎng)化進(jìn)程的開(kāi)展，房地產(chǎn)行業(yè)逐步取代其他行業(yè)成為我國(guó)新的國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，并帶動(dòng)了相關(guān)行業(yè)的發(fā)展，為我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展作出了巨大貢獻(xiàn)。但這種情況并未持續(xù)很長(zhǎng)時(shí)間，過(guò)度繁榮與發(fā)展導(dǎo)致住房?jī)r(jià)格成井噴式增長(zhǎng)，其增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)居民收入增長(zhǎng)速度，導(dǎo)致很多居民無(wú)力承受現(xiàn)行房?jī)r(jià)。房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致房地產(chǎn)行業(yè)逐步成為一些投機(jī)者的重要投資商品，使其被賦予資本屬性，許多投機(jī)者都通過(guò)投資房地產(chǎn)獲取了巨額財(cái)富，同時(shí)許多無(wú)房者也越來(lái)越難滿足自身生活需求，變得“一房難求”。同時(shí)，我國(guó)通過(guò)膨脹也相對(duì)比較嚴(yán)重，這使得“存錢(qián)買(mǎi)房”的這一批人手中的錢(qián)貶值較快，房?jī)r(jià)變得越來(lái)越高，使得人們更買(mǎi)不起房子。房地上漲與居民收入差距擴(kuò)大是同時(shí)出現(xiàn)的，并相互作用，相互影響。

基于以上背景，本文研究居民收入差距與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系，通過(guò)實(shí)證模型研究房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民收入差距的影響機(jī)制，并驗(yàn)證房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民收入差距有什么樣的影響以及影響程度多大，這對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)穩(wěn)健發(fā)展，解決貧富差距問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)良好快速發(fā)展，都具有一定的現(xiàn)實(shí)與理論意義。

二、建模與計(jì)量分析

(一)變量選取

本文選取城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)(Y)作為因變量，房地產(chǎn)平均價(jià)格(X1)作為自變量，本文選取1996-2016年各年的全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的平均價(jià)格與城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)。數(shù)據(jù)表格如下：

YearX1YYearX1Y19967040.2345200721700.255719977860.2425200822500.306819989950.2536200923590.315199912920.2724201027780.3233200014090.318201131680.3192200115910.288201233670.326200218060.3034201338640.3229200319980.3079201438000.3289200420630.323201546810.3248200520530.295201650320.3473200621120.2451

數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如下：

VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxY210.29777620.03357870.23450.3473X1212394.191206.8327045032

(二)研究分析

1.基本回歸分析

SourceChi2dfpHeteroskedasticity2.0020.3686Skewness1.0110.3151Kurtosis0.3410.5614Total3.3440.5022

通過(guò)回歸結(jié)果，我們可以看出，模型不存在異方差。

2.ADF檢驗(yàn)

借助Stata軟件，采取ADF單位根檢驗(yàn)的方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-2.529-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.3138

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-0.096-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.9931

通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出，Y與X1的ADF統(tǒng)計(jì)量的值分別為-2.529和-0.096.這兩個(gè)數(shù)值都大于各顯著水平下的臨界值，因變量與自變量都沒(méi)有通過(guò)ADF檢驗(yàn)，因此需要做一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。一階差分檢驗(yàn)結(jié)果如下：

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-3.850-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.0142

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-5.058-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.0002

通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以看出，Y與X1的ADF統(tǒng)計(jì)量的值分別為-3.850和-5.058.這兩個(gè)數(shù)值都小于各顯著水平下的臨界值，這說(shuō)明Y與X1這兩個(gè)時(shí)間序列變量在顯著性水平5%的條件下存在單位根，對(duì)應(yīng)的一階差分變量在5%的顯著性水平下不存在單位根。所以，Y和X1都是一階單整的，服從I(1)。

3.E-G兩步法協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

第一步，對(duì)Y于X1進(jìn)行OLS回歸分析，回歸結(jié)果如下：

Numberofobs=21F(1,19)=24.48Prob>F=0.0001R-squared=0.5631AdjR-squared=0.5401RootMSE=0.02277yCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]x10.00002094.22e-064.950.0000.0000120.0000297_cons0.24778960.011258122.010.0000.2242260.2713531

PortmanteautestforwhitenoisePortmanteau(Q)statistic=11.9422Prob>chi2(8)=0.1538

OLS回歸的擬合優(yōu)度R2的值為0.5631，Q檢驗(yàn)值為0.1538，說(shuō)明不存在自相關(guān)現(xiàn)象，回歸方程可以寫(xiě)成：

y=0.2447896+0.0000209X1+ui

第二步，對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-2.773-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.2069

從結(jié)果我們可以看出，ADF檢驗(yàn)值為-2.773，沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，因此需要對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行差分。通過(guò)一階差分后，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下：

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-4.225-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.0041

一階差分后，ADF檢驗(yàn)值為-4.225，小于5%顯著水平下的臨界值-3.6，通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明一階差分后的殘差項(xiàng)不存在單位根，屬于平穩(wěn)序列，殘差項(xiàng)ui服從I(1)。根據(jù)前面提到的協(xié)整檢驗(yàn)的理論，表明Y和X1之間有著穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。表明房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入差距之間存在穩(wěn)定的關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格每變化1元/平方米，基尼系數(shù)會(huì)增加0.0000209。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只是可以確定兩個(gè)時(shí)間序列變量之間是不是具備長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。當(dāng)一個(gè)時(shí)間變量以前的信息對(duì)與之相關(guān)的第二個(gè)變量目前的變動(dòng)情況產(chǎn)生影響時(shí)，表明這兩個(gè)時(shí)間序列變量之間存在著格蘭杰因果關(guān)系。

首先建立VAR模型，模型如下：

格蘭杰因果檢驗(yàn)如下：

EquationExcludedchi2dfRpob>chi2xx113.08820.001yAll13.08820.001x1y0.5386120.764x1All0.5386120.764

在VAR模型下的格蘭杰因果檢驗(yàn)，當(dāng)滯后期為2時(shí)，在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。這表明，當(dāng)滯后期為2時(shí)，房?jī)r(jià)是基尼系數(shù)的格蘭杰原因，基尼系數(shù)并不是房?jī)r(jià)的格蘭杰原因。也就是說(shuō)房?jī)r(jià)變化是引起基尼系數(shù)變化的原因，反之，基尼系數(shù)并不是導(dǎo)致房?jī)r(jià)變化的原因。房地產(chǎn)價(jià)格變化與城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)之間存在單項(xiàng)的因果關(guān)系。

三、結(jié)語(yǔ)

本文基于Stata選取1996-2016各年全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的平均價(jià)格以及全國(guó)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)這兩個(gè)時(shí)間序列變量，從實(shí)證角度，使用單位根檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)等方法對(duì)房?jī)r(jià)與城鎮(zhèn)居民收入差距之間的相互關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出結(jié)論為：房地產(chǎn)價(jià)格能夠?qū)用袷杖氩罹喈a(chǎn)生正向的影響，房?jī)r(jià)的攀升加劇了貧富兩極分化。