肖華 王蕾

摘要：居民消費水平是政府和公民共同關心的熱點話題。房地產開發(fā)及與之相關的房價是近年來中國經(jīng)濟繁榮的重要驅動力，但學界并未關注其與微觀層面居民消費水平之間的關系?；谥袊?986-2018年的時間序列數(shù)據(jù)，運用向量自回歸模型VAR對中國房地產開發(fā)與城市居民消費水平之間的關系進行了研究，結果發(fā)現(xiàn)：中國房地產開發(fā)是城市居民消費水平的格蘭杰原因，且存在“互為格蘭杰因果”關系;中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應呈現(xiàn)出了一個“倒U型”關系，并據(jù)此提出了相應的政策建議與啟示。

關鍵詞：土地城市化;房地產開發(fā);居民消費;沖擊影響;VAR模型

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼：A

文章編號：1001-9138-（2021）02-0045-52 收稿日期：2021-01-15

作者簡介：肖華，華中科技大學公共管理學院。

王蕾，義烏工商職業(yè)技術學院經(jīng)濟管理學院，JSPS博士后研究員，日本神戶大學系統(tǒng)情報學研究科。

1 引言

居民生活水平與每個個體息息相關，也是學界和政界關心的熱點社會話題。居民生活水平涵蓋的內容和范圍具有多元化和綜合性的特征，一般來說，居民生活水平包括了居民的實際收入水平、消費水平和消費結構、勞動的社會條件和生產條件、社會服務的發(fā)達程度、閑暇時間的占有量和結構、衛(wèi)生保健和教育普及程度等維度的內容。實踐中，居民生活水平高低受多種因素影響，提升居民生活水平是每人體努力的方向，也是我國政府推動經(jīng)濟發(fā)展的落腳點。然而，隨著中國土地城市化的快速推進，居民生活水平常常與城市房地產價格“掛鉤相連”，這誘使我們關注一個問題：居民當前消費信心不足是否受到了當前中國房地產價格的沖擊？中國房地產開發(fā)及其發(fā)展是如何沖擊城市居民消費水平的？回答這些問題有助于豐富居民生活水平影響因素層面的文獻和理論，也有助于為提高居民消費水平，推動雙循環(huán)背景下的內驅動力研討。為了回答上述問題，本文收集了中國1986-2018年的時間序列數(shù)據(jù)，運用向量自回歸模型VAR進行探索，以明晰中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊影響，為國家制定相關城鎮(zhèn)發(fā)展戰(zhàn)略、提高居民生活水平建言獻策。

2 相關文獻綜述

提高居民消費水平是應對中國經(jīng)濟復雜局面，形成以國內大循環(huán)為主體，國際國內雙循環(huán)相互促進新發(fā)展格局的關鍵?，F(xiàn)有文獻中，對居民消費水平現(xiàn)狀的研究占大多數(shù)，如：孟靜和曹榮林（2009）基于SPSS對江蘇省居民消費水平的現(xiàn)狀和差異進行了分析;夏甜（2012）對湖北省城市居民消費水平差異進行了探討。佟孟華（1999）對遼寧省15個城市的居民消費水平進行了綜合評價，并對提高居民消費水平，實現(xiàn)地區(qū)健康協(xié)調發(fā)展提供了參考意義。

除了對居民消費水平的影響因素進行探討外，不少學者也聚焦于對居民消費水平影響因素進行探討。學者張昊（2020）探討了交通和通訊這兩類基礎設施建設對居民消費水平的影響，并以300多個地級市的面板數(shù)據(jù)為例實證了交通和通訊兩類基礎設施在提升城市居民消費水平上的促進作用。曾鵬和蔡悅靈（2018）研究了政府公共財政支出對居民消費水平的影響，在他們的研究中，人力資本是公共支出作用于城市居民消費水平提升的重要機制，三者之間存在著相互關系，通過增加公共支出和提升人力資本水平，能夠提升城市居民的消費水平。俞月沁（2014）從宏觀的視角探討了新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略選擇對居民消費水平的影響，在她看來，居民消費水平受城市規(guī)模和城市空間布局影響，以中小城市為中心的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略能夠有效提升居民消費水平。

總的來說，盡管學者對當前居民消費水平給予了足夠的關注，但鮮有從房地產開發(fā)視角、房價提升維度入手，探討其對居民消費水平的影響。在過去十多年間，高繁榮的房地產市場與高增長的房價給中國經(jīng)濟帶來高GDP增速的同時，是否也對中國居民消費水平造成了沖擊呢？此問題構成了本文的主要內容和創(chuàng)新點。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

通常情況下，城市居民的生活水平與消費價格和能力以及收入水平等關系密切，而房地產開發(fā)投資總額體現(xiàn)城市擴張和發(fā)展的速度以及經(jīng)濟發(fā)展的水平。為探索中國房地產開發(fā)（自變量）對城市居民消費水平（因變量）的沖擊影響，本文以1986-2018年的中國居民消費水平（記為cy）、房地產開發(fā)投資總額（記為iy）的時間序列數(shù)據(jù)為變量，構建向量自回歸模型。各變量指標的基本解釋如表1所示。本文的數(shù)據(jù)來源于中國財政部、中國國家稅務總局。由于本文所研究的變量與“收入”相關，所以需要剔除價格帶來的影響，因此，除了上述變量，本文還收集了城鎮(zhèn)、農村居民消費價格指數(shù)（1978=100），由于房地產開發(fā)投資總額最早的時間序列數(shù)據(jù)僅能追蹤到1986年，故將城鎮(zhèn)、農村居民消費價格指數(shù)算成以1986年為基期的水平指數(shù)（1986=100）。采用城鎮(zhèn)居民價格指數(shù)進行平減后的房地產開發(fā)投資總額、城鎮(zhèn)居民消費水平分別記為piy、pcy;另外，為了消除可能存在的異方差性，對兩個變量以及平減后的變量采取自然對數(shù)處理，分別記為lniy、lncy與lnpiy、lnpcy，并求取均值、最值及標準差。全文實證部分采取Stata16.0運行。

由表1可知，解釋變量房地產開發(fā)投資總額iy的最小值僅為101億元，而最大值高達120264億元，被解釋變量城鎮(zhèn)居民消費水平cy的最值分別為872.000、33282.000元，可見如果將原始數(shù)據(jù)iy和cy直接納入VAR模型進行回歸，會因為異方差導致系數(shù)偏誤，而且如果不消除價格的影響，無法得出較為準確的估計;由此，平減收入類變量是實證之前所必須的步驟，兩變量存在統(tǒng)計單位的差異，需要采取對數(shù)化處理。為直觀地反映兩者的關系，分別將平減之前和之后的變量畫出折線圖如圖1所示。首先，lncy與lniy的趨勢特征與lnpiy和lnciy的趨勢一致，但后者更小，即出現(xiàn)異方差的可能性被大大降低。其次，從時間趨勢來看，1986-2018年期間，lnpiy在大約2004年之前的值要低于lnpcy，而之后逐漸拉大，形成“剪刀差”式的演化特征。

3.2 ADF平穩(wěn)性檢驗

由于中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平均為時間序列，而通常經(jīng)濟變量時間序列大都具有不平穩(wěn)的特征，在回歸之前，就必須進行平穩(wěn)性檢測;而檢測時間序列平穩(wěn)性最有效的方法是單位根檢驗，最經(jīng)典的方法是ADF檢驗，檢驗結果見表2。結果可知，lncy序列都是非平穩(wěn)的，其余的序列變量都平穩(wěn)，為此采用lnpcy、lnpiy進入VAR模型，并進行格蘭杰因果關系檢驗。

3.3 VAR模型構建與有效性分析

3.3.1 VAR模型一般形式

由于VAR模型常用于相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)的預測及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖，從而描述各個經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量的影響，選取VAR模型，表達式為（1）：

lnpcyi = β0 + β1·ln pcyi-1 + β2·lnpiyi +εi（i=1，2，3，…，n）? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中，ln pcyi是k維度內生列向量：代表城市居民消費水平，ln pcyi是k維度外生列向量：代表城市居民消費水平，βi維待估系數(shù)矩陣，εi是k維隨機干擾項。

3.3.2 VAR模型的階數(shù)選擇

確定最佳滯后期是VAR模型有效性判斷的必要步驟，依據(jù)常用的LL、LR、FPE、AIC、HQIC、SBIC等6個統(tǒng)計量，確定最佳滯后期如表3所示。結果顯示，滯后4期的*號有5個，優(yōu)勢明顯，故確定模型的最佳滯后期為4。最佳滯后期確定之后，構建模型VAR （4）進行回歸，如表4所示;同時，還需要進一步檢驗模型VAR （4）的有效性。

由表4的結果可知，被解釋變量城市居民消費水平受到了滯后2～4期的中國房地產開發(fā)的顯著影響，系數(shù)分別為0.3089、-0.3666、0.2659;值得注意的是第二期的影響為負，表明中國房地產開發(fā)會在某一階段內造成城市居民消費水平的下降。同時第一期房地產開發(fā)變量并不顯著，表明在城市開發(fā)初期，并不會影響到該城市居民的消費水平。VAR模型的有效性還需進行檢驗，主要包括各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性檢驗和殘差序列的白噪聲檢驗。

3.3.3 VAR模型的相關檢驗

3.3.3.1 聯(lián)合顯著性檢驗與白噪聲檢驗

VAR （4）模型的各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性檢驗結果顯示，雖然表5中某一些階數(shù)不顯著，但所有的聯(lián)合性檢驗結果均在5%或者1%的顯著性水平下顯著，這表明本文的VAR （4）構建合理。此外，為了檢測殘差項是否存在白噪聲，進行殘差項的序列相關性檢驗，檢驗結果見表6。

檢驗結果顯示，滯后項的P值分別為0.6884、0.8362，則接受“沒有白噪聲”的原假設，表明本文構建的VAR （4）不存在較為嚴重的內生問題。即從計量上科學論證了中國房地產開發(fā)確實對城市居民消費水平造成了重要影響;另外，采用AR多項式特征判斷模型有效性如圖2所示。圖中的藍色點為特征根，很明顯均在單位圓內，表明序列無自相關、平穩(wěn)且意味著中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應具有長期持續(xù)性，即模型有效，因此，可以進行IRF脈沖響應函數(shù)分解。

3.3.3.2 殘差序列的正太分布檢驗

表7進一步對VAR （4）模型的殘差項進行了Jarque-Bera、Skewness、Kurtosis 等三個正態(tài)分布檢驗。結果顯示，所有的P值結果均可在5%的顯著性水平上接受這三個變量的動正態(tài)分布的原假設：假設殘差項不為正太分布。盡管找動項不服從正態(tài)分布對VAR模型本身的影響不大，但殘差項的“正太性”使得結果不會偏離真實樣本數(shù)生成過程，并且使得在做沖擊效應研究時變得可信。

VAR模型的重要作用之一是進行預測，對1990年到2018年的中國房地產開發(fā)和城市居民消費水平的發(fā)展趨勢預測來看，預測線forecast與實際線的基本趨勢一樣，能夠較好的預測本文研究范圍內的數(shù)字;那么在2020-2030年內，仍然可以看到中國房地產開發(fā)和城市居民消費水平保持同時上漲的趨勢。雖然如此，中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊產生怎樣的動態(tài)影響無法獲知，比如中國房地產開發(fā)程度每增加一個百分點，城市居民消費水平會變化多少和有多大的影響。此時，需要用到正交化沖響應函數(shù);未正交化的脈沖響應函數(shù)無法厘清各變量沖擊的單獨影響，意義不大。但正交化的函數(shù)還會依賴于變量的排序。為此，分別考察中國房地產開發(fā)與城市居民消費水平變量之間的格蘭杰因果關系如圖3所示。

3.3.3.3 格蘭杰因果關系檢驗

經(jīng)濟學家開拓了一種試圖分析經(jīng)濟變量之間的格蘭杰因果關系的辦法，即格蘭杰因果關系檢驗。該檢驗方法為2003年諾貝爾經(jīng)濟學獎得主克萊夫·格蘭杰（Clive W.J.Granger）所開創(chuàng)，用于分析經(jīng)濟變量之間的格蘭杰因果關系。他給格蘭杰因果關系的定義為“依賴于使用過去某些時點上所有信息的最佳最小二乘預測的方差”。進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸問題。在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗（前文已經(jīng)進行了單位根檢驗）。常用增廣的迪基-富勒檢驗（ADF檢驗）來分別對各指標序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，直接進行格蘭杰因果關系檢驗結果如表8所示。

表8顯示，在以城市居民消費水平（lnpcy）為被解釋變量的方程中，如果檢驗變量中國房地產開發(fā)（lnpiy）系數(shù)的聯(lián)合顯著的卡方統(tǒng)計量為24.390，相應的P值為0.0000 （拒絕原假設），故可認為中國房地產開發(fā)（lnpiy）城市居民消費水平（lnpcy）的格蘭杰原因。表8中的“ALL”表示同時檢驗所有自變量的聯(lián)合顯著性，由于本文只考慮中國房地產開發(fā)變量的影響，因此與單變量的結果一致。類似的，將中國房地產開發(fā)作為被解釋變量，也可以得出類似的結果：城市居民消費水平（lnpcy）也是中國房地產開發(fā)（lnpiy）的格蘭杰原因，可以進一步進行脈沖影響函數(shù)分析，由于“互為格蘭杰因果”命題成立，需要考察中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應以及反向沖擊作用。

3.4 中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應

脈沖響應函數(shù)是分析當一個誤差項受到某種沖擊、發(fā)生變化時對系統(tǒng)的動態(tài)影響如圖4所示。圖4中按照不同的時間段分了五個小圖進行中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應，依次即為Graph1-5。圖中紅色線表是0線，縱坐標表示沖擊響應程度：也就是隨著時間的推移，中國房地產開發(fā)程度的逐步加深對與城市居民消費水平的沖擊影響。

從Graph1來看，中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應持續(xù)到40期，但大約在第20期之后歸于“平靜”，也就是沖擊效應較小，幾乎為0。在第0～20期時，中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應呈現(xiàn)出了一個“倒U型”關系（參見Graph5），也即是說，約在房地產開發(fā)的初期（第10期）以前，隨著中國房地產開發(fā)程度的逐步提高，開發(fā)資金投入的持續(xù)加大，對應也逐漸提高了城市居民的消費水平：也可以說產生了“負面”作用，而當繼續(xù)進行中國房地產開發(fā)與城市擴張時，這種對城市居民消費水平的沖擊作用逐步降低（第10～20期時）。中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應呈現(xiàn)出了一個“倒U型”關系與前人文獻在“城鄉(xiāng)收入差距與城市化（城市擴張）”關系時得出的結論一致。不僅如此，前人也采用VAR模型對城市土地價格波動對房地產業(yè)的影響進行了研究，應用廣泛，結論可靠。

4 結論建議

居民消費水平提升是政府和公民共同關心的熱點話題。房地產開發(fā)及與之相關的房價是近年來中國經(jīng)濟繁榮的重要驅動力，但學界并未關注其與微觀層面的居民消費水平之間的關系。本文基于中國1986-2018年的時間序列數(shù)據(jù)，運用向量自回歸模型VAR對中國房地產開發(fā)與城市居民消費水平之間的關系進行了研究，結果發(fā)現(xiàn)：第一，中國房地產開發(fā)是影響城市居民消費水平的格蘭杰原因，且存在“互為格蘭杰因果”關系。第二，中國房地產開發(fā)對城市居民消費水平的沖擊效應呈現(xiàn)出了一個“倒U型”關系。這兩點結論對于當前立足國內大循環(huán)，促進國內國際雙循環(huán)的發(fā)展格局有著重要的啟示意義。具體來說：第一，房地產開發(fā)是中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟快速增長的產物，一定程度上構成了新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的基石，盡管近年來發(fā)展過快的房地產也給中國經(jīng)濟發(fā)展，尤其是居民生活水平帶來了不少負面影響，但經(jīng)濟平穩(wěn)運行的大背景下，不必過度憂慮房地產開發(fā)帶來的負面效應，尊重其本身發(fā)展的規(guī)律，并適當加以完善和調整，是政府和居民應共同持有的態(tài)度。第二，居民消費水平提升仍是需持續(xù)重視和投入的重點課題，除了鼓勵居民從自身能力和水平出發(fā)提升自己在日益激烈競爭環(huán)境下的競爭力外，政府應從完善住房保障、維護房地產公平政策的發(fā)展秩序、提升居民收入水平、注重公民收入分配結構合情合理等途徑出發(fā)，提升城鄉(xiāng)居民收入水平。

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