基于狀態(tài)空間模型的我國房市和股市財富效應(yīng)的比較分析

唐志軍，潘愛民，陳亮

（1.湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201；2.湖南省湘財證券公司，湖南 長沙 410008）

一、引 言

財富效應(yīng)（the wealth effect）是指資產(chǎn)價格的上漲（或下跌）導(dǎo)致資產(chǎn)持有人財富的增長（或減少），影響其短期邊際消費傾向（MPC），進而產(chǎn)生的增加（或減少）其消費的效應(yīng)。

我國居民的房地產(chǎn)財富和股票財富在過去15年內(nèi)增長非常迅速，居民的房地產(chǎn)財富從1994年的52 200億增長到2009年6月的233 218億（以1994年為基期），增長了3倍多。而居民的股票財富從1994年的865萬億增長到2009年的91 749億，增長105倍。然而，我國房市和股市在此期間都經(jīng)歷了較大波動。房地產(chǎn)和股票作為居民的主要實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)，它們的財富價值的變化可能會直接影響到居民消費水平的變化。事實證明，全國居民的消費水平在2007～2008年也相應(yīng)出現(xiàn)了起伏，社會消費零售總額作為衡量國內(nèi)消費需求的一個重要的指標，雖然其絕對值在穩(wěn)步增加，但是其增長率從2007年1月的12.7%增加到2008年8月的23.2%，而金融危機爆發(fā)以后的半年時間內(nèi)，2009年2月，社會消費零售總額的增長率又下降到了11.6%［1］［2］。

對于房市和股市的財富效應(yīng)之比較，經(jīng)濟學(xué)界已關(guān)注甚久。西方學(xué)者的研究表明，房市的財富效應(yīng)普遍要高于股市的財富效應(yīng)，如Benjamin、Chinloy和Jud的研究結(jié)果表明，每增加1美元的房地產(chǎn)財富，消費者將增加8美分的支出，而每增加1美元的金融財富，消費者只將增加2美分的支出［3］；Case，Shiller和Quigley的研究發(fā)現(xiàn)，消費對房地產(chǎn)財富的彈性顯著且比較大，為0.11～0.17，而消費對股票財富的彈性相對要小一些，為0.05～0.09［4］；Dvornak和 Kohler的實證分析表明，澳大利亞的房市的財富效應(yīng)明顯大于股市的財富效應(yīng)，前者是后者的3倍，房地產(chǎn)財富的邊際消費傾向為6～9美分，而股票財富的邊際消費傾向為3美分［5］。對于我國房市和股市的財富效應(yīng)而言，大多數(shù)研究也認為我國房市的財富效應(yīng)要高于股市，如：李玉山、李曉嘉發(fā)現(xiàn)，從短期看，住房資產(chǎn)的財富效應(yīng)為負，從長期看，住房資產(chǎn)的財富效應(yīng)為正，而對證券資產(chǎn)來說，財富效應(yīng)不顯著［6］；趙曉力、馬輝、陳守東的研究結(jié)果表明，我國房市對總消費支出具有顯著的、較大的影響，而我國股市的財富效應(yīng)比較微弱，房市的財富效應(yīng)遠大于股市的財富效應(yīng)，并且隨著時間的增長，資產(chǎn)的財富效應(yīng)漸強［7］；魏峰的研究結(jié)果表明，無論從長期還是短期來看，流通股市值是影響消費支出的最主要因素，股市的財富效應(yīng)是負的財富效應(yīng)，而房市（住宅市場）的財富效應(yīng)是正的財富效應(yīng)［8］。但陳淑云、王志彬的研究表明，股市和房市的財富效應(yīng)不顯著［9］。

總的來說，我國對房市和股市的財富效應(yīng)的比較分析起步較晚，并且由于房地產(chǎn)財富總量數(shù)據(jù)的可得性，所采取的指標可能并不能反映我國居民財富變動的真實情況，所采用的定量研究方法基本是經(jīng)典回歸或者一般的協(xié)整理論和誤差修正模型。本文試圖采用狀態(tài)空間模型這一方法，利用1994～2009年的數(shù)據(jù)來實證比較分析我國股市和房市的財富效應(yīng)在不同時間長度中的差異。

二、變量的選擇與數(shù)據(jù)的處理

1.變量的選擇

本文選取社會消費品零售總額（TCt，不包含汽車等耐用消費品）作為被解釋變量，城鎮(zhèn)居民可支配收入（INCt）、我國滬市和深市的股票流通市值總和（SWt）、房地產(chǎn)財富（HWt）作為解釋變量。以我國滬市和深市的股票流通市值總和（SWt）作為股市財富的代理變量主要是考慮到股票市值中的非流通股主要是由國家或者其代表——企業(yè)法人持有，并不在二手市場中進行交易。而在房地產(chǎn)財富（HWt）的代理變量選取方面，以往學(xué)者往往采用房地產(chǎn)銷售價格或者房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)來代替，本文認為這些變量都不能全面反映居民房地產(chǎn)財富的變化，但是由于居民擁有的房地產(chǎn)財富總值數(shù)據(jù)的獲得相當困難（一般只能通過普查而獲得），因此采用沈悅、劉洪玉對我國居民房地產(chǎn)資產(chǎn)估算出來的1994年房地產(chǎn)資產(chǎn)總價值作為居民房地產(chǎn)財富的初值HW0［10］，并按照以下公式計算我國城鎮(zhèn)居民以1994年價格計算的房地產(chǎn)財富：

其中，HWt、HWt－1表示時間t和時間（t－1）的房地產(chǎn)財富；PHIt表示房地產(chǎn)價格環(huán)比指數(shù)（根據(jù)房地產(chǎn)價格指數(shù)同比算出），即居民財富隨房地產(chǎn)價格的變化率；dr表示折舊率，根據(jù)我國建設(shè)部最新的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國住宅的實際的平均使用壽命不到30年［11］，因此這里用的年折舊率為1／30，月折舊率為1／360；SALEt表示t時間的商品房銷售額（求和之前已經(jīng)進行了平減），即居民新增的房地產(chǎn)財富。

估算出來的房地產(chǎn)財富指標，體現(xiàn)了價格的變化對房地產(chǎn)財富變化的影響，也體現(xiàn)了房地產(chǎn)本身作為耐用消費品存在折舊這一現(xiàn)實，同時，將新增的房地產(chǎn)銷售額作為除價格變化外居民新增的房地產(chǎn)財富指標，比其他學(xué)者所選取的指標更接近于實際情況。當然必須指出的是，此指標本質(zhì)上是一個估算指標，而且缺少房地產(chǎn)投資者的構(gòu)成數(shù)據(jù)，因此它與現(xiàn)實的狀況肯定也有一定的差距。

另外，由于沒有農(nóng)村居民可支配收入的月度和季度數(shù)據(jù)，本文只采用了城鎮(zhèn)居民可支配收入的月度數(shù)據(jù)，所以估計出來的居民邊際消費傾向會相對偏高。

2.數(shù)據(jù)的處理

本文采用的數(shù)據(jù)區(qū)間是1994年1月～2009年6月的月度數(shù)據(jù)，其中城鎮(zhèn)居民可支配收入（INCt）在2001年以前沒有月度數(shù)據(jù)，用季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換而來。社會消費品零售總額（TCt）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（INCt）表現(xiàn)出了明顯的季節(jié)性波動，采用X12季節(jié)調(diào)整方法對其進行季節(jié)調(diào)整。另外，為了反映這些變量的真實值的變化，采用商品零售價格指數(shù)對社會消費品零售總額（TCt）進行平減，用城市居民消費價格指數(shù)對城鎮(zhèn)居民可支配收入（INCt）進行平減，用居民消費價格指數(shù)計算出平減指數(shù)以后，再計算出以1994年1月為基期的通貨膨脹指數(shù)，并對股市流通市值（SW）進行平減。

本文對所有變量取對數(shù)值，以減輕變量異方差的程度，有利于結(jié)果的穩(wěn)定性和對估計系數(shù)的解釋。

三、研究方法和實證結(jié)果

1.研究方法

狀態(tài)空間模型的特點是提出了“狀態(tài)”的概念。而實際上，經(jīng)濟系統(tǒng)所存在的一些狀態(tài)是不可觀測的，正是這種觀測不到的變量反映了系統(tǒng)所具有的真實狀態(tài)，所以被稱為狀態(tài)向量。狀態(tài)空間模型建立了可觀測變量和系統(tǒng)內(nèi)部狀態(tài)之間的關(guān)系，從而可以通過估計各種不同的狀態(tài)向量達到分析和觀測系統(tǒng)的目的。使用狀態(tài)空間模型表示動態(tài)系統(tǒng)主要有兩個優(yōu)點：一是將不可觀測的變量（狀態(tài)變量）并入可觀測模型并與其一起得到估計結(jié)果；二是利用強有力的迭代算法——卡爾曼濾波來估計的。本文首先估計了長期變參數(shù)模型，其模型形式如下：

這里假設(shè)參數(shù)系數(shù)都服從白噪聲過程，所以狀態(tài)方程是：

2.長期變參數(shù)模型的估計結(jié)果

本文用Kalman濾波過程對方程（5）進行估計，其估計的結(jié)果如圖1～圖3所示。

圖1 INCt的變參數(shù)估計

圖2 HWt的變參數(shù)估計

圖3 SWt的變參數(shù)估計

從圖1可以看出，我國城鎮(zhèn)居民可支配收入的邊際彈性系數(shù)在1995年下半年到1998年有一個明顯的下降，這主要是受到1997年亞洲金融風(fēng)暴的影響。當時經(jīng)濟形勢不容樂觀，居民會將增加的收入儲蓄進銀行以應(yīng)付不時之需，因此消費邊際傾向有下降的趨勢，而1998年以后居民的消費邊際傾向又慢慢恢復(fù)到正常的水平，并且維持在0.7左右。

圖2中顯示房地產(chǎn)財富的彈性系數(shù)也經(jīng)歷了較大的變化，從1995年下半年開始，房地產(chǎn)的財富彈性系數(shù)開始上升，1998年為0.52，這說明我國房地產(chǎn)的貨幣化給居民帶來了巨大的財富感，對居民的消費起到了較大的影響。1998年以后房地產(chǎn)財富效應(yīng)系數(shù)開始回復(fù)到正常水平，維持在0.31左右，這主要是1998年以后房地產(chǎn)市場制度起到了調(diào)節(jié)和穩(wěn)定房地產(chǎn)價格的作用，這樣居民對房地產(chǎn)財富的認識和衡量更加準確，因此房地產(chǎn)財富效應(yīng)的系數(shù)也趨于穩(wěn)定。

圖3中顯示我國股票市場的財富彈性系數(shù)在1996年后長期處于下降趨勢。在1995到1996年第一季度，我國股票的財富效應(yīng)從較大的正效應(yīng)變成為較大的負效應(yīng)。而從1996年第二季度到1997年第一季度，我國股市的財富效應(yīng)迅速增加，股票市場存在較大的正效應(yīng)，這主要是因為我國股票市場在此期間規(guī)模擴張非常迅速，股票財富占居民財富的比例也在不斷升高。從1997年第二季度開始，受亞洲金融危機的影響，我國股市開始步入一個下行軌道。與此相伴而生的是股市的財富效應(yīng)也一直趨于下降，到2001年初達到谷底。在此之后，我國股市財富效應(yīng)出現(xiàn)了負效應(yīng)和正效應(yīng)交替的現(xiàn)象，并且大部分時間表現(xiàn)出負的效應(yīng)。從2001年初開始，股市財富效應(yīng)也開始逐漸由負變?yōu)檎⒃?003年第一季度變?yōu)檎?yīng)。此后，這種正效應(yīng)一直維持到2005年底。本文認為，1999～2001年初這段時間由于股票市場的收益率相當?shù)停擅袷艿嚼娴尿?qū)使，寧愿減少股票投資而增加消費，因此帶來了較大的擠出效應(yīng)。而2001年以后，我國股票開始進入大熊市階段，有些股民受到了虧損，因此股民的投資開始趨于理性，股票市場的擠出效應(yīng)開始減弱，股票財富效應(yīng)開始恢復(fù)為正。一直到2005年底，股票市場又進入了新一輪的瘋漲，居民對股票的投資又開始趨于狂熱，居民一方面將其儲蓄投入股市，即使股票上漲，居民也不愿意將其股票收益變現(xiàn)而增加消費，而是繼續(xù)投放于股市，因此股票市場的擠出效應(yīng)使得股票市場的財富效應(yīng)變成負的。

3.短期消費方程下的實證結(jié)果

本文采用與前文長期變參數(shù)模型同樣的方法建立居民消費的短期方程：

其中，ecmt－1為協(xié)整方程的殘差序列。然后用Kalman濾波過程對方程（6）進行估計，其估計結(jié)果如圖4～圖11所示。

圖4 消費增長對其自身滯后一期的短期彈性系數(shù)

圖5 消費增長對其自身滯后一期的短期彈性系數(shù)

圖6 消費增長對房地產(chǎn)財富增長的短期彈性系數(shù)

圖7 消費增長對股票財富增長的短期彈性系數(shù)

圖8 消費增長短期彈性模型中的誤差修正系數(shù)

圖9 收入增長短期彈性模型中的誤差修正系數(shù)

圖10 房地產(chǎn)財富增長短期彈性模型中的誤差修正系數(shù)

圖11 股市財富增長短期彈性模型中的誤差修正系數(shù)

從圖4可以看出，消費增長率對其自身滯后一期的彈性系數(shù)有減弱的趨勢，這說明前一期消費對當期消費的短期的負效應(yīng)有減弱的趨勢。1997～1998年的亞洲金融危機期間，居民的消費增長受前一期消費增長的負影響較大，這主要是居民在亞洲金融危機期間對消費支出更加謹慎，相反，2008年的全球金融危機使得居民后期消費增長受前期消費增長的負影響在短期增大不少，說明居民的消費信心受到較大的影響。

從圖5可以看出，1995～1998年居民消費增長對收入增長的短期彈性處于快速下降狀態(tài)，但是在1998年速度放緩，這一方面說明居民收入達到一定水平以后，居民的消費增長受收入增長的影響會減小，同時也看到圖6中消費增長受房地產(chǎn)財富增長的短期影響增大，綜合圖5和圖6的結(jié)果來分析，我國房地產(chǎn)市場化制度改革以來，居民的房地產(chǎn)財富占的比例明顯增加，并且開始削弱收入增長的短期彈性而成為居民短期消費的一個重要因素。

從圖7可以看出，我國股票財富增長對消費的短期影響雖然為正，但是一直處于下降的過程當中，1998年以前我國股票財富增長的短期彈性比1998年以后要大，這說明我國居民的投資日趨于理性，股票的收益率開始趨于一般資產(chǎn)的平均收益率水平，因此給居民的消費帶來的影響減少。而在2007年底，我國股市的瘋狂上漲使得股票財富增長的短期彈性又明顯的上升。

從圖8可以看出，消費增長方程中的誤差修正系數(shù)有下降的趨勢，但其絕對值有增長的趨勢，這說明我國消費的暫時沖擊成分有增長的趨勢，并且在Kalman濾波估計結(jié)果中非常顯著，這說明消費對上一期的協(xié)整殘差的修正作用非常明顯。

從圖9可以看出，收入增長方程中的誤差修正系數(shù)有較大的變化，1997年這個值從0.09上升到0.22，而2000年以后這個值便開始下降，這說我國收入的暫時沖擊成分有減少的趨勢。其估計值在Kalman濾波估計結(jié)果中非常顯著，這也說明消費對上一期的協(xié)整殘差的修正作用非常明顯。

從圖10可以看出，房地產(chǎn)財富增長方程中的誤差修正系數(shù)比較小，并且有下降的趨勢，這說明房地產(chǎn)財富的持久沖擊成分比例增多，而圖11中股票財富增長方程中的誤差修正系數(shù)比較大，并且有增長的趨勢，這說明我國股票財富變化中的持久沖擊成分減少，而暫時沖擊成分增多，但是這兩個系數(shù)在整個區(qū)間上并不顯著，這說明財富并不能通過自身的變化以對上一期的協(xié)整殘差進行調(diào)整。因此，房地產(chǎn)財富和股票財富的變化中以持久成分為主。

四、結(jié) 論

本文基于資產(chǎn)財富效應(yīng)理論，運用狀態(tài)空間模型，檢驗了我國房市和股市對社會總消費支出的影響。研究表明，長期而言，我國股市波動對居民的財富沖擊較大：股市在牛市階段，股價上漲對居民消費有較大的擠出效應(yīng)，而當股市處于熊市時，股票財富與居民消費出現(xiàn)消費正相關(guān)。而在短期內(nèi)，居民的收入、房地產(chǎn)財富和股票財富對居民的消費有正的影響，并且各變量的短期影響在1998年以后都表現(xiàn)出下降的趨勢，而前期消費對居民當期消費有較大的負的影響。對誤差修正項的變參數(shù)的估計結(jié)果依然表明，我國居民消費和收入的變化中暫時成分較多，而房地產(chǎn)財富和股票財富的變化中持久變化較多。也就是說，總體而言，我國房市對總消費支出具有顯著的、較大的影響，股市的財富效應(yīng)比較微弱，房市的財富效應(yīng)遠大于股市的財富效應(yīng)。

為抑制房地產(chǎn)泡沫和增強股市財富效應(yīng)，本文提出以下幾點建議：

（1）加強房地產(chǎn)市場宏觀調(diào)控，合理控制房價。在當前，我國的一些城市尤其是一線城市已積聚了較大的房地產(chǎn)泡沫。房價的過快上漲是把雙刃劍，它在促進房地產(chǎn)發(fā)展和拉動經(jīng)濟增長的同時，也對居民消費產(chǎn)生了較大的抑制作用，并且拉大了收入差距，也對金融不穩(wěn)定造成新的威脅。因此，必須要關(guān)注我國房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)正負兩方面的影響，既要根據(jù)經(jīng)濟社會發(fā)展的需要保持房地產(chǎn)市場的穩(wěn)定與合理發(fā)展，也要加強房地產(chǎn)市場宏觀調(diào)控，抑制房價過快上漲。

（2）警惕房地產(chǎn)財富差距的不斷拉大。從我國房地產(chǎn)市場的分配現(xiàn)狀來看，1998年我國住房市場化改革以來，住房擁有量的不平等、兩極分化現(xiàn)象在急劇惡化。很多高收入者和炒房者動輒好幾套房甚至上百套住房，而很多中低收入者卻沒有一套住房，甚至居無定所，尤其在房價隨經(jīng)濟發(fā)展而不斷上漲的環(huán)境下，住房擁有的不平等，則進一步拉大了不同群體間的收入差距。為了抑制住房財富不平等，務(wù)必警惕房地產(chǎn)財富差距不斷拉大所帶來的負面效應(yīng)，通過抑制投機性購房和加大保障房建設(shè)來平抑這種差距的擴大。

（3）嚴厲打擊房地產(chǎn)投機行為。一是可以采取經(jīng)濟手段來打擊房地產(chǎn)投機行為。比如采用提高房地產(chǎn)信貸的首付比例，減小杠桿率，削弱中小投機客的投機性購買能力；提高貸款利率，增加投機者的借貸成本；不允許第二套及以上的購房者獲取銀行貸款；不允許第二套或以上的住房在購房后5年內(nèi)出售，等等。二是采用行政手段來抑制房地產(chǎn)投機行為。比如采取限購等措施。當然，這些措施是否有效，是否會扭曲房地產(chǎn)市場的健康發(fā)展，還有待觀察和驗證。

（4）加快股市改革，使股市成為真正的財富創(chuàng)造地。我國要大力改革股市制度，改變股市的圈錢性質(zhì)，使股市真正在優(yōu)化資源配置、給予股民合理回報、穩(wěn)定健康發(fā)展的道路上作出實質(zhì)性的改革，從而不斷增強股市的財富效應(yīng)。

［1］國家統(tǒng)計局，中國指數(shù)研究院.中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2009.

［2］國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2009.

［3］BENJAMIN J D，CHINLOY P，JUD GD.Real estate versus financial wealth in consumption［J］.Journal of Real Estate Finance and Economics，2004，29（3），341－354.

［4］CASE K E，SHILLER R J，QUIGLEY J M.Comparing Wealth Effects：The Stock Market Versus the Housing Market［EB／OL］.http：／／www.escholarship.org／uc／item／28d3s92s＃page－1，2012－11－27.

［5］DVORNAK N，KOHLER M.Housing wealth，stock market wealth and consumption：apanel analysis for Australia［J］.The Economic Record，2007，83（261）：117－130.

［6］李玉山，李曉嘉.對我國居民消費的財富效應(yīng)計量分析［J］.山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2006，28（2）：39－43.

［7］趙曉力，馬輝，陳守東.股價、房價對消費行為的影響［J］.廣州大學(xué)學(xué)報，2007，（3）：48－53.

［8］魏峰.中國股票市場和房地產(chǎn)市場的財富效應(yīng)［J］.重慶大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2007，30（2）：153－157.

［9］陳淑云，王志彬.中國股票市場與房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)比較：1998～2007［J］.華中師范大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版），2008，47（5）：57－63.

［10］沈悅，劉洪玉.房地產(chǎn)資產(chǎn)價值與國家財富的關(guān)系研究［J］.清華大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2004，19（1）：51－59.

［11］阮煜琳.中國住宅平均使用壽命不足三十年［EB／OL］.http：／／www.acca21.org.cn／daily／2006／04／07＿7.html，2006－04－07.