我國居民房地產財富效應的實證研究

陶麗娜

一、研究背景

房地產業作為我國國民經濟的重要支柱，其涉及的產業鏈較長，帶動相關行業發展的能力較強，吸納社會公眾就業的能力較大，在推動我國的社會經濟增長過程中扮演了重要的角色。[1]根據房地產行業的歷史發展數據來看，房地產業在國民經濟中占據著日益重要的地位。房地產開發投資和住宅開發投資額在GDP中的比重日益增高，房地產開發投資占GDP的比重由2002年的6.43%增長到2012年的13.09%，住宅開發投資占據GDP的比重從2002年的4.38%躍升至2012年的9.40%，增長了兩倍多。因此，房地產市場的發展變化情況將會影響我國經濟的持續健康發展。

作為一國財富重要組成部分的房地產，既是各類投資者重要的投資對象，也是家庭財富的主要組成部分，同時，房地產本身也可歸之于耐用消費品。正是在這一背景下，房地產價格波動對居民消費和居民家庭財富的影響不容忽視。

二、理論分析框架

1.房地產消費函數模型

莫迪利安尼認為，消費者是理性的，他只是根據效用最大化原則來使用一輩子的收入，安排其一生的消費，使其一生中的收入等于其一生的消費。根據莫迪利安尼的生命周期理論，消費者把自己的財富分配到自己的整個生命周期以內，根據一生的全部預期收入來安排自己一生的消費，這就需要我們在建立模型時把房地產財富引入模型，并把房地產財富分配到生命周期中去。

凱恩斯認為,在短期內，影響個人消費的主觀因素總是比較穩定的，影響消費者的消費量的主要因素是其收入的多少，隨著消費者收入的增加其消費支出也會相應的發生增加，消費是完全可逆的，但是消費的增長低于收入的增長，即存在著名的邊際消費遞減規律。根據凱恩斯持久收入理論，我們在研究消費的影響因素時應該把居民的收入納入考察范圍之內。

弗里德曼的觀點是：消費者的當前的消費支出并不是由當前的收入決定的，而是和他的長久收入相關，即持久收入決定的。所謂的持久收入指的是消費者可以預期到的長期以內的收入，即他一生之中可以取得的所有收入的一個平均值。根據弗里德曼的持久收入假說，理性的消費者為了追求一生的效用最大化，他的理性消費行為不是取決于當期的收入，而是根據長久的收入水平來做出理性的消費行為。他將自己的收入分為暫時性收入和持久性收入，持久性收入不但包括了收入而且也包括了財產收入，在本文的討論中主要包含了居民的房地產資產帶來的收入，這與生命周期假說類似。

綜合以上因素和相關理論，影響我國城鎮居民消費因素有：城鎮居民的當前收入、家庭所擁有的房地產財富。根據這些因素構建房地產消費函數模型形式如下：

Ct=b0+b1Yt+b2Ht+ut

(1)

其中，Ct、Yt、Ht分別代表居民消費支出、居民收入、房地產資產，ut代表隨機擾動項，b0代表必要消費量，b1、b2分別代表居民收入、房地產資產的邊際消費傾向。

考慮到時間序列數據可能會存在異方差現象，同時為了使數據變化呈現線性化趨勢，筆者對選取的變量數列做一個自然對數轉換，方程兩邊取完對數并不會改變數據的線性特征，即把模型轉換成如下形式：

lnCt=b0+b1lnYt+b2lnHt+ut

(2)

2.計量分析流程

本文在現代計量經濟學的分析框架下，擬采用多種計量分析方法綜合分析，包括單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗以及脈沖響應模型，對我國房地產財富效應進行深入的實證檢驗。

圖1 計量分析檢驗流程圖

三、變量和數據的選取及處理

1.變量和數據的選取

由于我國的房地產市場是從1998年才開始改革的，中國的房地產才進入了市場化，因此筆者選取數據的起點是1998年第1季度。同時為了保證實證檢驗的效果，考慮到數據的可得性和實證分析的可行性，筆者選取了1998年第1季度至2012年第4季度共60期的相關數據進行實證分析。

由于數據的可得性，筆者用社會消費品零售額COt來代表居民消費支出Ct，用以衡量居民的消費支出變動情況；目前國內房地產財富效應研究中，衡量收入的指標一般都是全國性的指標，但是房地產財富主要存在于城鎮，因此為了考察城鎮居民的房地產財富效應，收入指標應該選取城鎮的收入指標，本文擬選用城鎮居民人均收入指標，使得研究的結果更具有說服力和可信性,筆者采用城鎮居民人均可支配收入INt來表示居民收入指標Yt衡量城鎮居民的收入變動情況；居民家庭的房地產資產數據也不易獲得，即使實地調查采訪，通過專業人士對每家每戶的房地產價格進行評估的話，不同人的估價結果也是不同的，這對于展開研究是不利的，因此，筆者采用城鎮商品房銷售均價PRt來替換房地產資產Ht。社會消費品零售額COt來源于中國統計年鑒，城鎮居民人均可支配收入INt和商品房銷售均價PRt的1998年第1季度到2012年第4季度的數據來源于巨靈數據庫平臺、國家統計局網站和中國經濟信息數據庫。通過上述的指標轉換后，把新的研究指標帶入公式(2)，重新得到一個新的實證分析模型，如式3所示：

lnCOt=b0+b1lnINt+b2lnPRt+u

(3)

2.數據處理

考慮到社會消費品零售額COt、城鎮居民人均可支配收入INt、城鎮商品房銷售均價PRt可能會存在季節性變動，為了消除數據的異方差，我們進行對數轉換，調整后的變量形式分別轉化為lnCOsa、lnINsa、lnPRsa，對數轉換之后不會改變數據的線性特征。

四、中國房地產財富效應的檢驗

1.平穩性檢驗

運用時間序列數據建立實證分析模型之前，必須要對數據的平穩性進行檢驗。如果數據不平穩，那么實證的結果可能是偽回歸或者錯誤的結論。在檢驗數據的平穩性時一般采用增廣的DF檢驗，即ADF檢驗。輸入數據，得出以下結果,見表1。

通過上述平穩性檢驗發現，所有變量的原數據序列在1%檢驗水平、5%檢驗水平、10%檢驗水平下均接受原假設，表明社會消費品零售額、城鎮居民人均可支配收入、城鎮商品房銷售均價序列數據均含有單位根，都是一組非平穩的時間序列數據，因此，筆者嘗試對上述3個變量的一階差分數據做單位根檢驗,結果如表2。

表1 原數據的單位根檢驗結果

注：根據eviews6.0計算結果整理得出

表2 一階差分數據單位根檢驗結果

注：根據eviews6.0計算結果整理得出

通過上述對社會消費品零售額、城鎮居民人均可支配收入、城鎮商品房銷售均價時間序列數據的一階差分進行單位根檢驗，我們發現：所有的時間序列的一階差分數據均是平穩數據。因此，△lnCOsa、△lnINsa、△lnPRsa為同階單整數列，都是I(1)，他們之間可能存在協整關系。

2.協整檢驗

為了對殘差序列進行平穩性檢驗，需要利用模型估計結果生成殘差序列，運用eviews6.0計算結果整理得出協整方程如下：

ECM=lnCOsa+2.107553-0.827802lnINsa-0.658745lnPRsa

(4)

(0.000 0) (0.000 0) (0.000 0)

[-9.938 423] [12.084 73] [7.325 135]

其中，方程的可決系數R2為0.995 973，方程調整后的可決系數為0.995 821，非常接近于1，表明模型的擬合效果較好，方程估計的參數都非常顯著。

利用上述估計的方程提取殘差序列，并對殘差數列進行單位根檢驗，選用的方程形式為沒有趨勢項沒有截距項，檢驗結果如表3。

表3 殘差數據單位根檢驗結果

注：根據eviews6.0計算結果整理得出

從表3可以看出，殘差單位根檢驗的T統計量為-5.140 447，相應的概率值P=0.0000,均小于1%、5%、10%的檢驗水平，因此拒絕殘差序列存在單位根的原假設，即認為殘差序列是平穩的，根據協整關系的定義，可以認為序列lnCOsa、序列lnINsa和序列lnPRsa之間存在協整關系，接下來進行誤差修正模型的估計。

3.誤差修正模型

協整檢驗的結果表明：社會消費品零售額COt、城鎮居民人均可支配收入INt、城鎮商品房銷售均價PRt在長期內具有明顯的均衡關系，但是短期內，其均衡關系并不明朗，因此可以采用誤差修正模型來進行考量。根據eviews6.0運算出的誤差修正模型的估計結果整理得出誤差修正模型如下：

lnCOsa=0.41566+0.230069△lnINsa-0.703683△lnPRsa-0.515647ECM(-1)

(5)

(0.000 9) (0.016 8) (0.000 4) (0.099 1)

[3.524 175] [2.471 915] [-3.821 791] [-1.679 950]

其中，模型估計結果的F統計量值為6.087 882，相應的概率值P為0.001 271，可決系數R2為0.863 683，從而表明模型估計整體上是顯著的。

4.格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗主要是為了驗證房地產財富效應是否存在。如果城鎮商品房銷售均價是社會消費品零售額的格蘭杰原因，則表明城鎮商品房銷售均價的變動會引起社會消費品零售額的變化，進而認為房價的變動會影響到居民消費支出的變化。反之，如果城鎮商品房銷售均價不是社會消費品零售額的格蘭杰原因，則上述實證檢驗所得的結果值得商榷。

由于格蘭杰因果關系檢驗依賴于檢驗回歸模型中的滯后長度，因此對表4提供了幾個滯后長度的F檢驗結果。lnCOsa、lnPRsa兩變量的格蘭杰因果關系檢驗結果如表4所示。

表4 格蘭杰因果關系檢驗結果①大多數學者在采用格蘭杰因果關系檢驗的手段來研究房地產財富效應時，均會檢驗房地產價格、收入、消費、金融資產之間的格蘭杰因果關系，但是筆者僅僅想得到房地產價格和消費之間的因果關系，因此，其他變量之間的因果關系沒有進行Granger檢驗。

注：根據eviews6.0計算結果整理得出

根據表4的分析結果可知，從滯后長度2至滯后長度4，城鎮商品房銷售均價均是社會消費品零售額的Granger原因；對于滯后長度2和3，社會消費品零售額是城鎮商品房銷售均價的Granger原因；對于滯后長度4，其檢驗F統計量在10%的檢驗水平上不顯著，因此不能拒絕原假設。根據分析的結果，可以大致認為城鎮商品房銷售均價均是社會消費品零售額的Granger原因，社會消費品零售額是城鎮商品房銷售均價的Granger原因，存在雙向的因果關系。

五、結論與對策

根據單位根和協整檢驗表明，社會消費品零售額、城鎮居民人均可支配收入、城鎮商品房銷售均價3個變量是非平穩時間序列，但是在長期內它們存在一個長期的均衡關系。這表示房地產價格、城鎮居民收入、消費三者之間是存在相互影響作用的。

根據誤差修正模型檢驗表明：由于前一期消費支出偏離長期均衡關系的影響，為了維持實際消費支出、房地產價格、實際可支配收入三者的長期均衡關系，當期將會以-0.515 647的速度(即誤差修正項的系數估計值)對前一期的消費支出與收入、房價、股價之間非均衡狀態進行調整，將其調整到長期均衡的狀態，這充分說明了消費者對未來的預期會影響到消費支出的變動。

在長期內和短期內，房地產價格變動和人均可支配收入的變動對于消費的作用大小是不一致的。在長期內，城鎮居民人均可支配收入每變動一個單位將會引起消費同方向變動0.823 628個單位，而城鎮商品房銷售均價每變動一個單位將會引起消費同方向變動0.692 931個單位，即城鎮商品房銷售均價對于消費的影響力次于城鎮居民人均可支配收入。與之相反，在短期內，城鎮居民人均可支配收入對于消費的影響力次于城鎮商品房銷售均價。

這充分證明了生命周期理論和持久收入理論的實際意義。在長期內，房地產財富對消費具有顯著的刺激作用，而在短期內，人均可支配收入才是刺激消費的重要原因。這表明人們的消費不僅僅取決于當期的收入，而是和一生的預期收入聯系在一起的；消費者會把當期擁有的房地產財富分配到一生的消費過程中去。

在長期內，房地產財富效應存在且具有顯著地正向效應，對于居民消費支出具有促進作用；在短期內，房地產呈現出負的財富效應，對居民消費支出具有一定的抑制作用。在長期內，房地產財富對消費具有顯著的刺激作用，而在短期內，人均可支配收入才是刺激消費的重要原因。所以，要充分發揮房地產財富效應，完善二級住房市場，轉變消費信貸觀念，發揮社會輿論的影響作用，培育合理的房價預期。 同時，要抑制房地產負向財富效應的發揮，提高居民收入水平，完善社會保障體系，建立健全多種渠道來滿足不同人群的住房需求。

同時，我們也要注意到房地產具備的投資品和消費品的雙重屬性。在我國居民缺少投資產品、投資渠道有限的背景下，房地產行業持續繁榮，容易引發產業資金的轉移，造成產業空心化，不利于經濟的持續健康發展。因此，我們要抑制投資性的需求，從而減少房地產對居民其他消費的替代效應，增加財富效應。

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