房地產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)的關(guān)系研究
——基于財(cái)富效應(yīng)的再檢驗(yàn)

李貴和

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院,安徽蚌埠233041)

房地產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)的關(guān)系研究
——基于財(cái)富效應(yīng)的再檢驗(yàn)

李貴和

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院,安徽蚌埠233041)

以房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)為分析依據(jù),通過(guò)構(gòu)建模型,以我國(guó)1991-2007年的年度數(shù)據(jù)和31省(市、區(qū))2000-2007年面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明,中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)支出呈負(fù)向抑制影響,而財(cái)富效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。最后提出了相關(guān)的政策建議。

財(cái)富效應(yīng);消費(fèi)支出;房地產(chǎn)價(jià)格;可支配收入

根據(jù)新帕爾格雷夫經(jīng)濟(jì)學(xué)大詞典(1992)的解釋,所謂財(cái)富效應(yīng)(Wealth Effect)是指:貨幣余額的變化,假如其他條件相同,將會(huì)在總消費(fèi)開(kāi)支方面引起變動(dòng),這樣的財(cái)富效應(yīng)常被稱(chēng)作庇古效應(yīng)或?qū)嶋H余額效應(yīng)。隨著理論研究的不斷深入,財(cái)富效應(yīng)越來(lái)越受到重視并得到進(jìn)一步的驗(yàn)證。Modigliani(1954)在其生命周期假設(shè)的消費(fèi)函數(shù)中,將資產(chǎn)(包括股票、有價(jià)證券、儲(chǔ)蓄、遺產(chǎn)等)作為影響消費(fèi)的第二個(gè)因素與可支配收入共同解釋消費(fèi)支出,認(rèn)為消費(fèi)者進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)必須考慮其初始的財(cái)富水平。

從我國(guó)來(lái)看,房地產(chǎn)作為消費(fèi)者資產(chǎn)的重要性卻在不斷上升。因此,探討我國(guó)住宅財(cái)富效應(yīng)究竟如何,對(duì)于充分發(fā)揮住宅資產(chǎn)價(jià)格的財(cái)富效應(yīng),促進(jìn)總消費(fèi)的增長(zhǎng),促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)更好的為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外對(duì)財(cái)富效應(yīng)的研究較早,一種觀點(diǎn)認(rèn)為,住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)較小。Elliott(1980)[1]把財(cái)富分為金融財(cái)富和非金融財(cái)富,運(yùn)用總體數(shù)據(jù)研究了財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響,發(fā)現(xiàn)非金融財(cái)富對(duì)消費(fèi)沒(méi)有影響。Skinner(1989)[2]利用居民收入來(lái)源的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)住宅財(cái)富對(duì)消費(fèi)有一個(gè)小的,但是顯著的影響。

然而,更多的觀點(diǎn)似乎支持住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)要大于金融資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的觀點(diǎn)。Case(1992)[3]運(yùn)用新英格蘭的總體數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)80年代后期,房地產(chǎn)價(jià)格的上漲對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響。Case[4]等(2001)利用14個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)對(duì)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)和房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行比較,研究發(fā)現(xiàn)證券市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)相對(duì)較弱,住房資產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)的影響很強(qiáng),彈性系數(shù)在0.11～0.17之間。Bayoumi和Edison(2002)[5]得到的一個(gè)主要結(jié)論是,住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響要大于股市對(duì)消費(fèi)的影響。

從國(guó)內(nèi)看,中國(guó)從1990年代中期開(kāi)始財(cái)富效應(yīng)的研究,劉建江等(2005)[6]對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)作用機(jī)制進(jìn)行分析,他們認(rèn)為持續(xù)上漲的房地產(chǎn)市場(chǎng),促進(jìn)消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。宋勃(2007)[7]分析了房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)及對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響,在考慮通貨膨脹的條件下,建立誤差糾正模型,得到我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在財(cái)富效應(yīng)。駱祚炎(2007)[8]通過(guò)VEC模型分析表明,中國(guó)城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)微弱。

二、房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的理論分析

(一)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)

房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)是由于房地產(chǎn)價(jià)格變化導(dǎo)致房地產(chǎn)所有者財(cái)富變化,影響短期邊際消費(fèi)傾向,促進(jìn)或抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)。具體表現(xiàn)為5個(gè)方面(1)兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)。對(duì)于房地產(chǎn)的所有者來(lái)說(shuō),房地產(chǎn)價(jià)格的上漲會(huì)帶來(lái)居民財(cái)富總量較明顯的增加,房地產(chǎn)的所有者感覺(jué)自己較富有,因此會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi),從而實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)。(2)未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)。如果房地產(chǎn)價(jià)格上漲,即使房產(chǎn)持有者并沒(méi)有再融資或出售房產(chǎn),但由于財(cái)富貼現(xiàn)值的增加,這些擁有房產(chǎn)的消費(fèi)者將預(yù)期他們比以往更加富有,這種沒(méi)有實(shí)現(xiàn)的財(cái)富仍然可以刺激當(dāng)期消費(fèi)。(3)預(yù)算約束效應(yīng)。房地產(chǎn)價(jià)格的上升對(duì)于消費(fèi)者的影響可以說(shuō)是“幾家歡樂(lè)幾家愁”,對(duì)于沒(méi)有住房的、主要依賴(lài)于租房的消費(fèi)者來(lái)說(shuō),房地產(chǎn)價(jià)格的上升會(huì)推動(dòng)租金的上漲,使這些租戶(hù)的實(shí)際收入下降,進(jìn)而減少其消費(fèi)。(4)流動(dòng)性約束效應(yīng)。房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)受到流動(dòng)性約束的影響。當(dāng)消費(fèi)者預(yù)期未來(lái)有高收入,卻又不能借錢(qián)以支持現(xiàn)期消費(fèi)的時(shí)候,就存在著流動(dòng)性約束。金融市場(chǎng)的發(fā)達(dá)程度影響居民出售房地產(chǎn),若房地產(chǎn)價(jià)格上升,消費(fèi)者可以用升值的住房申請(qǐng)更多的貸款,獲得更大的流動(dòng)性。(5)替代效應(yīng)。較高的房?jī)r(jià)意味著將要計(jì)劃買(mǎi)房的家庭可能降低消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn),因?yàn)樗麄兠鎸?duì)較高的首期付款和未來(lái)更多的貸款,選擇較小的房子或減少當(dāng)前消費(fèi)是家庭必然的選擇。

(二)房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)模型的建立

理論界對(duì)資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)的研究,一般都基于莫迪利安尼的生命周期假說(shuō)理論,按照Tarantelli (1975)、Modigliani(1977)和Steindel(1981)的消費(fèi)行為理論,財(cái)富效應(yīng)可以通過(guò)估計(jì)總的時(shí)間序列回歸進(jìn)行計(jì)算:

其中,At表示各期資產(chǎn)存量,利用實(shí)際統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料建立模型時(shí),由于一般家庭資產(chǎn)存量指標(biāo)難以統(tǒng)計(jì),可以將(1)轉(zhuǎn)化為一般形式:

將式(2)中的At表述為:At=Wt-1-(αWt-1+ βAt-1)+At-1=Wt-1-αWt-1+(1-β)At-1

其中將(1)式滯后一期得:Ct-1=αAt-1+βWt-1,推導(dǎo)出

將其代入到At中,得到

將其代入到模型(1)中,并去掉明顯產(chǎn)生共線(xiàn)性的Wt-1,引入常數(shù)項(xiàng),得到計(jì)量模型:

對(duì)于Modigliani模型的檢驗(yàn),在缺乏可利用的合乎要求的資產(chǎn)數(shù)據(jù)情況下,可采用(3)式;在有可利用資產(chǎn)數(shù)據(jù)的情況下,采用估計(jì)式:

式(4)是由Stone(1974)在擬合英國(guó)1949-1970年財(cái)產(chǎn)消費(fèi)的年度數(shù)據(jù)時(shí)采用的公式,Modi2gliani認(rèn)為公式接近生命周期假定,并將居民資產(chǎn)分為實(shí)物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)。方程(4)可進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為:

式(5)中,W代表居民可支配收入,J R代表城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn),ZF代表實(shí)物資產(chǎn)。

三、計(jì)量分析

下面我們分別以我國(guó)1991-2007年的年度數(shù)據(jù)和我國(guó)31省(市、區(qū))2000-2007年面板數(shù)據(jù),通過(guò)構(gòu)建模型來(lái)具體分析我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)支出的關(guān)系。

(一)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)關(guān)系——基于1991 -2007年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)

1、數(shù)據(jù)說(shuō)明與模型的構(gòu)建

由于個(gè)人消費(fèi)支出主要受到收入和財(cái)富水平的影響,因此除房地產(chǎn)平均銷(xiāo)售價(jià)格以外,本文還選取了人均可支配收入作為解釋變量。為了研究我國(guó)住宅市場(chǎng)是否存在財(cái)富效應(yīng),構(gòu)建模型如下:

(6)式中,Ct為當(dāng)期消費(fèi)支出,YDt為城鎮(zhèn)居民可支配收入;H Pt為房地產(chǎn)平均銷(xiāo)售價(jià)格,ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。假設(shè)消費(fèi)和房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)都存在一定的滯后性,因此在該模型中分別加入了前一期的消費(fèi)支出Ct-1和房地產(chǎn)平均銷(xiāo)售價(jià)格H Pt-1。若住宅價(jià)格存在著財(cái)富效應(yīng),則H P1或H Pt-1和Ct之間存在著正相關(guān)的關(guān)系。為消除價(jià)格影響,消費(fèi)支出、居民可支配收入和房地產(chǎn)價(jià)格都是采用以1991年為基期的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行剔除。為了減輕波動(dòng)性,對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。一方面為了避免異方差的影響,另一方面,使模型估計(jì)系數(shù)具有更好的經(jīng)濟(jì)意義。

2、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)模型進(jìn)行回歸分析時(shí),上一年的消費(fèi)支出Ct-1對(duì)當(dāng)年的消費(fèi)支出Ct影響并不顯著,說(shuō)明不存在消費(fèi)慣性,因此,剔除上一年的消費(fèi)支出Ct-1。回歸結(jié)果如表1所示。

由表1看出,三個(gè)模型擬合效果非常好,擬合優(yōu)度均達(dá)到0.99,t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、DW檢驗(yàn)都顯著通過(guò)。模型1、模型2和模型3都表明,居民可支配收入的回歸系數(shù)分別達(dá)到0.9404、0.9561、0.9321。表明居民可支配收入與人均消費(fèi)支出的高度正相關(guān)。在現(xiàn)階段家庭人均可支配收入仍然是決定家庭消費(fèi)支出的最重要因素。

表1 1991—2007年我國(guó)住宅財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證研究

在模型2的解釋變量中加入了房地產(chǎn)價(jià)格,其回歸系數(shù)是-0.019,并且在1%水平上高度顯著。這表明房地產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)支出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)支出產(chǎn)生抑制作用。

考慮到住宅價(jià)格市場(chǎng)的滯后效應(yīng),在模型3中加入了滯后一階的房地產(chǎn)價(jià)格,回歸結(jié)果說(shuō)明,HPt和HPt-1的回歸系數(shù)分別為-0.039、-0.003,系數(shù)都高度負(fù)相關(guān),我國(guó)住宅價(jià)格對(duì)于消費(fèi)具有滯后的負(fù)的財(cái)富效應(yīng)。

(二)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)關(guān)系——基于2000 -2007年的面板數(shù)據(jù)

由于各個(gè)省(市、區(qū))的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著比較大的差異,僅僅采用時(shí)間序列分析方法存在一定的片面性,結(jié)果令人難以置信。因此,本文要進(jìn)一步通過(guò)面板分析方法驗(yàn)證各省(市、區(qū))住宅價(jià)格是否具有財(cái)富效應(yīng)。

1、單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸,在進(jìn)行面板回歸之前,需進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn),為了面板單位根檢驗(yàn)具有穩(wěn)健性,本文使用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)三種方法來(lái)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)。利用Eviews 6.0軟件(下同),檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 消費(fèi)水平、房地產(chǎn)價(jià)格與居民可支配收入的單位根檢驗(yàn)

從表2可以看出消費(fèi)水平、房地產(chǎn)價(jià)格與居民可支配收入在5%水平不平穩(wěn),經(jīng)一階差分后,均在5%水平拒絕原假設(shè),所以我們認(rèn)為消費(fèi)水平、房地產(chǎn)價(jià)格與居民可支配收入均為一階差分平穩(wěn)變量。

2、面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)消費(fèi)水平、房地產(chǎn)價(jià)格與居民可支配收入的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行Pedroni協(xié)整檢驗(yàn),其檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 消費(fèi)水平、居民可支配收入與房地產(chǎn)價(jià)格的面板協(xié)整檢驗(yàn)

由表3的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知:Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)的七個(gè)統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè),表明消費(fèi)水平、房地產(chǎn)價(jià)格與居民可支配收入之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。

3、模型估計(jì)

研究面板數(shù)據(jù)要進(jìn)行模型形式的設(shè)定檢驗(yàn),根據(jù)模型設(shè)定檢驗(yàn)的方法,需要進(jìn)行F檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果選擇變截距模型。同時(shí)利用Hausman Test判定方法,確定究竟使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果如下表:

表4 2000～2007年全部樣本數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果

從表4中可以得出,如模型1顯示,我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)的彈性為-0.0336,在5%的顯著水平下為負(fù)值,即我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格每增長(zhǎng)1%,消費(fèi)水平將下降-0.0336%,與前面理論分析所得結(jié)論相符。同時(shí)從模型2中看出,我國(guó)房地產(chǎn)前期價(jià)格對(duì)當(dāng)期消費(fèi)具有-0.0712的彈性系數(shù),即前期房地產(chǎn)價(jià)格每增長(zhǎng)1%將導(dǎo)致現(xiàn)期房地產(chǎn)價(jià)格下降0.071%,這說(shuō)明我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)的影響具有滯后性,并且呈現(xiàn)出負(fù)的財(cái)富效應(yīng)。

四、結(jié)論及建議

文章利用1991-2007年的各年度數(shù)據(jù)以及我國(guó)31省(市、區(qū))2000-2007年面板數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)支出進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),實(shí)證分析結(jié)果表明,目前我國(guó)城鎮(zhèn)房地產(chǎn)市場(chǎng)不具有財(cái)富效應(yīng),房?jī)r(jià)的持續(xù)上揚(yáng)所起到的財(cái)富創(chuàng)造過(guò)程,并沒(méi)有引起消費(fèi)的增長(zhǎng)。也就是說(shuō),此時(shí)房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)支出產(chǎn)生的就可能不是促進(jìn)作用,而是擠出效應(yīng),使消費(fèi)支出不升反降。

造成我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)不存在財(cái)富效應(yīng)的原因是多方面的。具體而言,主要有以下幾點(diǎn):首先,中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展不健全,從而使得房地產(chǎn)市場(chǎng)的流動(dòng)性、房?jī)r(jià)的波動(dòng)趨勢(shì)等均不規(guī)范。其次,中國(guó)金融市場(chǎng)不健全,房地產(chǎn)財(cái)富變現(xiàn)困難。在金融體制不健全的情況下,中國(guó)居民不可能象西方國(guó)家居民那樣,以房地產(chǎn)作為質(zhì)押,將未來(lái)財(cái)富變現(xiàn)為當(dāng)期消費(fèi)。最后,受我國(guó)傳統(tǒng)的消費(fèi)觀念影響,目前我國(guó)的消費(fèi)者大多把房產(chǎn)作為家庭環(huán)境的一個(gè)部分,而不是可以實(shí)現(xiàn)的購(gòu)買(mǎi)力。

綜上所述,我們應(yīng)當(dāng)不斷地完善和規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng),嚴(yán)厲打擊房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商的不正當(dāng)銷(xiāo)售行為,最大程度地減少房地產(chǎn)市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)程度。此外,我們還要通過(guò)政策手段調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)供給結(jié)構(gòu),增強(qiáng)消費(fèi)者的消費(fèi)信心,逐步使房地產(chǎn)成為促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)的一個(gè)重要渠道,真正發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)的作用,以促進(jìn)居民消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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Research between Real Estate Prices and Consumption Relations——Based on the Re-inspection of the Wealth Effect

LI Gui-he
(School of International Economy and Trade,Anhui University of Finance and Economics,Bengbu233041,China)

This paper analyzes the real estate based on the wealth effect,by constructing models to China’s 1991-2007 annual data and 31 provinces(cities,districts)2000-2007 panel data on China’s real estate price fluctuations and consumer relations empirical testing.The results of the analysis are that the Chinese real estate prices on consumer spending curb a negative impact,while the wealth effect has not yet appeared.And it makes relevant policy recommendations.

wealth effect;consumer spending;real estate prices;disposable income

F293.3

A

1009-9735(2010)03-0067-04

2010-04-01

李貴和(1986-),男,安徽桐城人,產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)專(zhuān)業(yè)碩士生,研究方向:產(chǎn)業(yè)組織理論。