房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響

□文/宋 皓

一、引言

房地產(chǎn)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)體系的重要組成部分，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，居民擁有財(cái)富不斷增加，房地產(chǎn)越來(lái)越成為居民最重要的資產(chǎn)財(cái)富。近年來(lái)，重慶市的房地產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，不斷波動(dòng)的房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)狀況的影響也是越來(lái)越大。那么，房?jī)r(jià)的波動(dòng)將產(chǎn)生怎樣的財(cái)富效應(yīng)，對(duì)居民的消費(fèi)起到了促進(jìn)還是抑制的作用呢？鑒于此，本文選取重慶市1997～2011年的數(shù)據(jù)，對(duì)重慶市房地產(chǎn)業(yè)的財(cái)富效應(yīng)做實(shí)證分析，進(jìn)一步探索重慶市房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響的機(jī)制。

二、相關(guān)理論和文獻(xiàn)綜述

（一）財(cái)富效應(yīng)的理論基礎(chǔ)。財(cái)富效應(yīng)又稱實(shí)際余額效應(yīng)。這一概念是C·哈伯勒提出來(lái)的。他認(rèn)為，把注意力集中在貨幣財(cái)富上，并指出在價(jià)格下降時(shí)，財(cái)富的實(shí)際價(jià)值會(huì)增加，從而使貨幣財(cái)富的持有者通過(guò)支出過(guò)多的貨幣，來(lái)減少他們?cè)黾拥膶?shí)際貨幣余額。莫迪格亞尼提出了“5美分論斷”，他假定勞動(dòng)收入不變，財(cái)富每增加1美元會(huì)導(dǎo)致美國(guó)消費(fèi)者支出增加5美分，這一論斷使資產(chǎn)價(jià)值變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)逐漸成為宏觀政策方面的一個(gè)討論重點(diǎn)。凱恩斯之后的現(xiàn)代消費(fèi)理論開(kāi)始將財(cái)富變量引入傳統(tǒng)的消費(fèi)函數(shù)中，并且開(kāi)始探索財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響。Friedman（1957）的“持久收入假說(shuō)”認(rèn)為，只有在持久性收入增加的情況下，個(gè)人的消費(fèi)水平才會(huì)提高，暫時(shí)性收入則對(duì)消費(fèi)幾乎沒(méi)有影響。Ando and Modigliani（1963）的“生命周期假說(shuō)”認(rèn)為，只有未預(yù)期到的財(cái)富水平的改變才會(huì)影響消費(fèi)水平。從理論出發(fā)，房地產(chǎn)作為居民財(cái)富的重要的一部分，具有極大的財(cái)富效應(yīng)，即當(dāng)房?jī)r(jià)上升時(shí)，居民的資財(cái)存量增加，消費(fèi)被刺激而擴(kuò)大；反之，當(dāng)房?jī)r(jià)下降時(shí)，居民資產(chǎn)存量減少，消費(fèi)被制止，這就是房地產(chǎn)業(yè)的財(cái)富效應(yīng)。

（二）文獻(xiàn)綜述。對(duì)于房地產(chǎn)是否存在財(cái)富效應(yīng)，到目前為止，國(guó)內(nèi)外已有很多學(xué)者做了研究和論證，他們的研究結(jié)果主要分為以下兩類：

第一，認(rèn)為房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)顯著存在。國(guó)外，Ludwig和 Slok（2002）認(rèn)為，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)通過(guò)五種機(jī)制得以發(fā)揮作用，即實(shí)現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)、未實(shí)現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)、預(yù)算約束效應(yīng)、流動(dòng)性約束效應(yīng)和替代效應(yīng)。Skinner（1993）通過(guò)對(duì)英國(guó)的面板數(shù)據(jù)測(cè)算房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)時(shí)發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)十分顯著。Yoshikawa（1989）在選取了20世紀(jì)八十年代日本房地產(chǎn)價(jià)格的數(shù)據(jù)研究房地產(chǎn)價(jià)格與國(guó)民消費(fèi)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)住宅價(jià)格與消費(fèi)水平呈現(xiàn)正相關(guān)性。Case、Quigley 和 Shiller（2005）在利用美國(guó)各州的面板數(shù)據(jù)以及跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的研究中發(fā)現(xiàn)，美國(guó)各州住房財(cái)富增加1%會(huì)引起0.03%～0.09%的消費(fèi)增長(zhǎng)，房地產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向高于金融資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向，房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)顯著存在。國(guó)內(nèi)，宋勃（2007）在對(duì)我國(guó)1998～2004年的季度相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，認(rèn)為我國(guó)房地產(chǎn)存在財(cái)富效應(yīng)。李玉山、李曉嘉（2006）運(yùn)用計(jì)量分析認(rèn)為，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在一定的財(cái)富效應(yīng)，并提出我們應(yīng)該強(qiáng)化住房金融市場(chǎng)，放大財(cái)富效應(yīng)。

第二，認(rèn)為房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)尚未顯現(xiàn)，房?jī)r(jià)與消費(fèi)負(fù)相關(guān)。國(guó)外，Buiter（2009）認(rèn)為，房地產(chǎn)不僅僅是一種財(cái)富，而是一種消費(fèi)品，所以其財(cái)富效應(yīng)是十分微弱的。國(guó)內(nèi)，洪濤（2006）對(duì)中國(guó) 31?。ㄊ?、區(qū)）2000～2004年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與個(gè)人消費(fèi)支出之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系。張存濤（2007）利用我國(guó)1987～2005年年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為房產(chǎn)價(jià)格對(duì)社會(huì)品消費(fèi)是負(fù)向抑制影響，而財(cái)富效應(yīng)尚未顯現(xiàn)。

綜上，為了進(jìn)一步探索重慶市房地產(chǎn)財(cái)富效益是否存在，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響機(jī)制，本文對(duì)重慶市1997～2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

三、模型的建立及分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源。本文選取城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出表示消費(fèi)作為被解釋變量，記為C；選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示收入作為一個(gè)解釋變量，記為Y；同時(shí)，用商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格來(lái)表示房?jī)r(jià)作為另一個(gè)解釋變量，記為HP。選擇傳統(tǒng)的消費(fèi)函數(shù)，并在此基礎(chǔ)上引入房?jī)r(jià)作為解釋變量，可建立方程式為：

所有的數(shù)據(jù)均來(lái)源于《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》以及重慶統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)上的相關(guān)進(jìn)度數(shù)據(jù)。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)?，F(xiàn)實(shí)中，由于大多數(shù)的數(shù)據(jù)表現(xiàn)出時(shí)間序列的非平穩(wěn)性質(zhì)，如果直接對(duì)非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)直接回歸，容易導(dǎo)致偽回歸。檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性除了通過(guò)圖形直觀判斷外，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)則更加準(zhǔn)確。單位根檢驗(yàn)是統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中最普遍的方法，有ADF檢驗(yàn)、DF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)等方法。本文采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。（表1）可以看出，LNC、LNY、LNHP的ADF的t統(tǒng)計(jì)值都大于5%的臨界值，即0.05的顯著水平下接受原假設(shè)，存在單位根是不平穩(wěn)的。通過(guò)一階差分，△LNC、△LNY、△LNHP在0.05顯著水平下都拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)的。即△LNC～I(xiàn)（1），LNY～I(xiàn)（1），LNHP～I(xiàn)（1），所以滿足了協(xié)整分析的前提，可以用協(xié)整的方法對(duì)模型進(jìn)行分析。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗(yàn)—Johansen檢驗(yàn)。兩個(gè)具有各自長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律的變量，如果它們之間是協(xié)整的，那么它們之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。檢驗(yàn)LNC、LNY、LNHP是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定性是下一步進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提。常用的協(xié)整檢驗(yàn)的方法主要是Engle-Granger檢驗(yàn)和Johansen檢驗(yàn)，但對(duì)于多變量之間的協(xié)整關(guān)系，后者運(yùn)用更加廣泛。因此，本文采用Johansen檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。（表2）由表 2可知，LNC、LNY、LNHP協(xié)整檢驗(yàn)的 P值都0.05顯著水平下接受原假設(shè)，所以三者之間存在協(xié)整關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（四）Granger因果檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)主要用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，通過(guò)ADF檢驗(yàn)和Johansen檢驗(yàn)已明確了三個(gè)變量是一階單整數(shù)列且之間具有協(xié)整關(guān)系，為了進(jìn)一步研究房?jī)r(jià)波動(dòng)與居民消費(fèi)之間的作用機(jī)制，因此進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。LNC、LNY、LNHP三個(gè)變量的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。（表3）由表3可以看出，在該模型滯后階數(shù)為1，顯著水平為10%下，接受LNC不是LNHP的Granger原因的原假設(shè)，拒絕LNHP不是LNC的Granger原因的原假設(shè)。由此可知，消費(fèi)與房?jī)r(jià)存在單向因果關(guān)系，即消費(fèi)水平提高對(duì)房?jī)r(jià)的上漲在短期內(nèi)沒(méi)有影響，而房?jī)r(jià)的波動(dòng)對(duì)消費(fèi)變化有影響。

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

（五）模型實(shí)證檢驗(yàn)。由Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果可以知道房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)之間存在單向的因果關(guān)系，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)有影響，那么房?jī)r(jià)的上漲對(duì)居民消費(fèi)是促進(jìn)作用還是抑制作用，通過(guò)回歸分析可看出。（表4）

表4 房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的影響

所估計(jì)的協(xié)整方程式為：LNC=0.809762+0.817616LNY+0.093312LNHP

所以，LNHP與LNC之間存在正向的因果關(guān)系，即當(dāng)商品房平均價(jià)格上漲1個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)支出則增加9.3312個(gè)百分點(diǎn)。由此可見(jiàn)，重慶市的房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)起著促進(jìn)作用，是存在財(cái)富效應(yīng)的。

四、結(jié)論及政策建議

由重慶市1997～2010年數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出的基本結(jié)論是：重慶市房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)是存在的，即房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)支出起促進(jìn)的作用。所以，政府在對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行宏觀調(diào)控時(shí)要正確發(fā)揮房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)，調(diào)整房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。上述結(jié)論的政策啟示有以下幾個(gè)方面：

（一）在房地產(chǎn)供給方面，政府應(yīng)該完善房地產(chǎn)的供給結(jié)構(gòu)。加快廉租房、公租房、拆遷安置房等保障性住房的建設(shè)，對(duì)不同收入者實(shí)行不同的供給模式，使房地產(chǎn)的供給真正適合居民所需。

（二）在房地產(chǎn)需求方面，政府應(yīng)抑制房地產(chǎn)的不合理需求，尤其是對(duì)投資性購(gòu)房加以控制。比如，采取有針對(duì)性的房貸利率政策，加快推行物業(yè)稅制度，調(diào)解住房需求的政策價(jià)值取向，抑制投資性需求，鼓勵(lì)居住性需求。

（三）合理調(diào)整房地產(chǎn)價(jià)格，警惕財(cái)富效應(yīng)的負(fù)面影響。建立合理的房產(chǎn)價(jià)格預(yù)警機(jī)制，防范和控制資產(chǎn)價(jià)格泡沫帶來(lái)的危害和風(fēng)險(xiǎn)，住房需求應(yīng)該回歸消費(fèi)市場(chǎng)，平抑房?jī)r(jià)上漲過(guò)快，防止房地產(chǎn)泡沫，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)健康合理發(fā)展。

[1]Friedman Milton.A Theory of the Con2sumption Function [M].Princeton NJ：Princeton University Press.

[2]Ando，Albert and Franco Modigliani.The Life Cycle Hypothesis of Saving：Aggregate Implication and Tests[J].American Economic Review，1963.

[3]Ludwig，Slok.The impact of changes in stock prices and house prices on consumption in OCED countries[J].International Monetary Fund，2002.1.

[4]Skinner，Jonathan.House Wealth Research[J].the Review of Financial Studies.10 （3 fall）.

[5]Yoshikawa，Hireshi and Fumio Ohmke.“Female labor Supply，Housing Demand and The Saving Rate in Japan”[J].European Economic Review，1989.33.

[6]Case，K.E.Quigley，J.M.Shiller，R.J Comparing wealth effects：the stock market versus the housingmarket [J].Advancesin Macroeconomics，2005.5.

[7]宋勃.房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的理論分析和中國(guó)經(jīng)驗(yàn)的實(shí)證檢驗(yàn)1998～2006[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)，2007.5.

[8]李玉山，李曉嘉.對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)計(jì)量分析[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006.3.

[9]Buiter.w.Housingwealth isn’twealth[J].NBER working paper，2008.

[10]洪濤.房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)增長(zhǎng)——基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析及理論解釋[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2006.5.

[11]張存濤.中國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)——基于1987～2005年數(shù)據(jù)實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)情況，2007.11.