房地產(chǎn)價(jià)格對城鎮(zhèn)居民收入差距的影響研究基于區(qū)際差異化市場比較

周建軍　葉婷　鞠方

摘 要：運(yùn)用聚類分析方法和五等法計(jì)算六大類別不同代表省市的基尼系數(shù)，依據(jù)2002～2011年省市面板數(shù)據(jù)考量6個(gè)不同類別省市房地產(chǎn)價(jià)格對收入差距的影響。結(jié)果表明：我國不同類別省市的房價(jià)波動(dòng)對基尼系數(shù)的變動(dòng)呈現(xiàn)出一定的差異性與區(qū)域性；第一、三類地區(qū)房價(jià)波動(dòng)對城鎮(zhèn)居民收入差距產(chǎn)生顯著影響；第二類地區(qū)房地產(chǎn)市場投資投機(jī)活動(dòng)不如第一、三類城市活躍，房價(jià)波動(dòng)幅度比較穩(wěn)定；第四、五類地區(qū)房價(jià)波動(dòng)對收入差距的影響程度次于第二類地區(qū)；第六類地區(qū)房價(jià)波動(dòng)幅度小，對收入差距不足以產(chǎn)生顯著影響。

關(guān)鍵詞： 房地產(chǎn)市場；聚類分析；收入差距

中圖分類號(hào)： F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2014）06-0109-05

一.引 言

房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性、先導(dǎo)性及支柱性產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)不僅關(guān)乎人民安居樂業(yè)與社會(huì)和諧，而且牽動(dòng)著整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展，是社會(huì)各界關(guān)注的焦點(diǎn)。20世紀(jì)90年代以來，我國房地產(chǎn)行業(yè)得到了巨大的發(fā)展，房地產(chǎn)價(jià)格大幅度提升。從現(xiàn)實(shí)狀況來看。（1）快速城市化進(jìn)程推動(dòng)房地產(chǎn)需求總量不斷增長。截至2012年底，城鎮(zhèn)人口比重達(dá)到52.57%，比2002年上升13.48%。（2）房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)區(qū)際差異明顯。東部地區(qū)房價(jià)明顯高于同期的中西部地區(qū)水平，且房價(jià)波動(dòng)幅度與中西部地區(qū)差距也在逐步拉大，截至2011年東部區(qū)域房地產(chǎn)價(jià)格水平已達(dá)到8561.53元/平方米，而西部地區(qū)水平為3667.75元/平方米，兩者相差達(dá)2.3倍。即使地區(qū)相鄰、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相當(dāng)?shù)膮^(qū)際，其房價(jià)波動(dòng)也大相徑庭。（3）房價(jià)收入比畸高及房地產(chǎn)無成本代際傳遞可能擴(kuò)大收入差距。我國房價(jià)對收入差距的影響可以表述為房價(jià)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，貧富差距擴(kuò)大0.23%。研究認(rèn)為，房價(jià)收入比保持在6～7之間屬于合理的范圍，且用于衡量收入分配公平的指標(biāo)基尼系數(shù)，2011年我國達(dá)到了0.459，超過了0.4的國際警戒線的標(biāo)準(zhǔn)。不僅如此，我們還必須清醒地認(rèn)識(shí)到，貧富差距將隨著區(qū)際房價(jià)波動(dòng)差異化及房地產(chǎn)無成本的代際傳遞而進(jìn)一步拉大，步入“富者越富，貧者越貧”的怪圈。從理論研究來看。近年來，理論界對房地產(chǎn)問題的研究進(jìn)行了孜孜不倦的探索，房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)及房地產(chǎn)調(diào)控相關(guān)理論的研究更是成為重頭戲，且其研究成果豐碩。但是，以往的研究通常拘泥于同質(zhì)空間，即在假設(shè)全國房地產(chǎn)市場整體統(tǒng)一的狀況下，探討房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)及其影響因素，并做出統(tǒng)一的政策安排，在這種“一刀切”的政策環(huán)境下，收效不及初衷。因此，在我國房價(jià)高于居民收入能夠合理支撐的范圍，居民收入差距不斷擴(kuò)大的現(xiàn)實(shí)問題面前，基于區(qū)際差異化市場的比較來分析房價(jià)波動(dòng)、收入差距是一個(gè)嶄新的視角。二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)基礎(chǔ)

住宅市場是典型的區(qū)域性市場，住宅位置的長期固定性，決定了住房周圍的環(huán)境，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、綠化情況、交通環(huán)境、教育醫(yī)療等會(huì)對房地產(chǎn)的價(jià)值產(chǎn)生顯著的影響，由此，房地產(chǎn)市場并不是一個(gè)全國統(tǒng)一的市場，而是具有區(qū)域的差異性特征[1]。居民會(huì)根據(jù)不同區(qū)域的住宅價(jià)格差異而選擇居住區(qū)，且住宅價(jià)格與職工工資之比能夠反映不同城市與區(qū)域之間房地產(chǎn)發(fā)展水平的差異[2]。國外許多學(xué)者已對區(qū)域房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的差異進(jìn)行了深入的分析與研究[3]。發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)的房地產(chǎn)市場有著不同的市場基本條件，使得房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)存在著區(qū)域差異[4]。沈悅、劉洪玉（2004）對我國14個(gè)城市的房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行實(shí)證分析，也證實(shí)經(jīng)濟(jì)基本面的不同造成房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的區(qū)域差異[5]。梁云芳、高鐵梅（2007）更進(jìn)一步分析了28個(gè)省市自治區(qū)的房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)，研究指出其波動(dòng)的地區(qū)不平衡性顯著，建議對房地產(chǎn)市場采取因地制宜的調(diào)控政策，避免過去一刀切的情況[6]。

住房作為家庭的重要財(cái)富之一，具有消費(fèi)和投資雙重特性[7]。此后，不少學(xué)者運(yùn)用局部均衡模型對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了更加深入的研究，分析指出居民收入差距和房價(jià)之間具有正向關(guān)系[8]。房價(jià)上漲使得收入在不同階層之間進(jìn)行了轉(zhuǎn)移，在一定程度上推動(dòng)了收入差距的擴(kuò)大，從而產(chǎn)生“富人更富，窮人更窮”的馬太效應(yīng)[9]。陳燦煌（2007）發(fā)現(xiàn)城市居民商品房平均銷售價(jià)格每增加 1%， 城市居民收入差距將擴(kuò)大 0.5339 %[10]。

學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為房價(jià)波動(dòng)的收入分配效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制可以分為兩個(gè)渠道，財(cái)富效應(yīng)和信貸效應(yīng)。一方面，當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)時(shí)，居民的家庭財(cái)富數(shù)量也將會(huì)隨之發(fā)生變化，從而改變其消費(fèi)與支出組合，進(jìn)一步對總需求和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響，這就是房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)[11]，并且住房價(jià)格上漲帶來的財(cái)富效應(yīng)要大于其他金融資產(chǎn)價(jià)格上漲引起的財(cái)富效應(yīng)[12]；當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格不斷上漲時(shí)，富裕家庭的財(cái)富將增加，加之我國投資渠道比較狹窄，高收入群體將閑余資金投入房地產(chǎn)市場，獲得高額利潤，而普通家庭無力購買房產(chǎn)，從而導(dǎo)致財(cái)富不平等程度加劇[14]；但是房價(jià)波動(dòng)引起的財(cái)富效應(yīng)在不同的區(qū)域有著較大的差異[13]。另一方面，房價(jià)上漲會(huì)使得房地產(chǎn)的價(jià)值增加，從而房屋的抵押價(jià)值也隨之增加，家庭的外部融資能力進(jìn)一步擴(kuò)大，改變了居民家庭的消費(fèi)支出或者決策，這就是住房信貸效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，住房的信貸效應(yīng)與抵押貸款購房的首付比例規(guī)定和住房抵押品的價(jià)值有關(guān)[15]；

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（雙月刊）2014年第6期2014年第6期（總第192期）周建軍，葉婷等：房地產(chǎn)價(jià)格對城鎮(zhèn)居民收入差距的影響研究基于區(qū)際差異化市場比較

目前我國對房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策效果的區(qū)域差異的研究大多限于對東、中、西部三部分劃分的格局，從?。ㄊ校┘?jí)房地產(chǎn)市場差異的角度來分析房價(jià)波動(dòng)對收入差距影響的研究目前仍處于相對空白狀態(tài)。鑒于此，本文認(rèn)為有必要對我國各省（市）具有同類特征的房地產(chǎn)市場進(jìn)行合理的劃分，并在其基礎(chǔ)上研究房價(jià)波動(dòng)對收入差距的影響。

（二）房價(jià)波動(dòng)的收入分配效應(yīng)理論解析

1.房價(jià)波動(dòng)的區(qū)域差異原因分析。從宏觀角度，影響我國房價(jià)波動(dòng)的主要是供給、需求、成本、以及其他方面因素。經(jīng)濟(jì)增長、稅收、居民收入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、二元結(jié)構(gòu)、地區(qū)差距、社會(huì)保障、居民消費(fèi)行為和土地與金融制度等都與房價(jià)波動(dòng)緊密相關(guān)。空間地理因素也是房價(jià)波動(dòng)的影響因素之一，越來越多的國際融資進(jìn)入中國房地產(chǎn)市場，增加了我國房地產(chǎn)市場的投機(jī)性需求，導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格的異常波動(dòng)。從微觀視角來看，主要包括：消費(fèi)者行為、政府行為和房地產(chǎn)商行為。認(rèn)為 “未來房地產(chǎn)價(jià)格會(huì)繼續(xù)高漲”的預(yù)期會(huì)使得消費(fèi)者對住房的需求過度膨脹，造成房價(jià)的非理性上漲；同樣政府通過宏觀調(diào)控行為對房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生較大的影響，以地方政府為主體的行為如從貨幣政策角度、房地產(chǎn)稅收角度、地價(jià)與土地供應(yīng)量角度也會(huì)對不同區(qū)域的房價(jià)及其波動(dòng)產(chǎn)生影響；至于房地產(chǎn)開發(fā)商，作為房地產(chǎn)市場的供給者，他們往往會(huì)捂盤惜售來哄抬房價(jià)，攫取暴利，對房地產(chǎn)市場造成干擾，不同區(qū)域房價(jià)波動(dòng)不一。

2. 房價(jià)波動(dòng)的收入分配效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制。一般來說，房價(jià)波動(dòng)影響收入分配分為三個(gè)渠道，即宏觀渠道、中觀渠道和微觀渠道。其中宏觀渠道主要包括家庭工資性收入占比、短期存款利率、長期存款利率等；中觀渠道又稱區(qū)域渠道，主要影響因素為區(qū)域和產(chǎn)業(yè)因素，集中體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展與房地產(chǎn)發(fā)展的區(qū)域非均衡性與房地產(chǎn)投資的資產(chǎn)替代性；微觀因素則包括對居民家庭住房特征和居民個(gè)體特征等因素。房價(jià)波動(dòng)對收入分配的傳導(dǎo)效應(yīng)通過以上三種渠道，集中體現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)和信貸效應(yīng)：住宅作為家庭的主要資產(chǎn)，一方面，房價(jià)上漲會(huì)增加居民的家庭總財(cái)富，即為“財(cái)富效應(yīng)”；另一方面，房價(jià)上漲會(huì)增加以住房抵押貸款為主的家庭負(fù)債，同時(shí)又會(huì)擴(kuò)大家庭的外部融資能力，表現(xiàn)為“信貸效應(yīng)”。總體而言，區(qū)域因素對不同類型房地產(chǎn)市場的劃分產(chǎn)生重要影響，而宏觀因素與微觀個(gè)體因素主要影響房地產(chǎn)市場“財(cái)富效應(yīng)”和“信貸效應(yīng)”的發(fā)揮，對收入差距的形成產(chǎn)生作用。

三、區(qū)域差異化市場的劃分

（一）數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)的選取

選取我國大陸30個(gè)省市（西藏自治區(qū)除外）的房地產(chǎn)市場發(fā)展?fàn)顩r異質(zhì)性的代表，對其房地產(chǎn)市場進(jìn)行區(qū)域劃分。30個(gè)省市的房地產(chǎn)數(shù)據(jù)主要來源于各個(gè)省、市自治區(qū)的房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒以及2001～2012年的《國家統(tǒng)計(jì)年鑒》。

對30個(gè)省市進(jìn)行區(qū)域劃分，主要通過運(yùn)用聚類分析構(gòu)建房地產(chǎn)市場分類指標(biāo)體系來實(shí)現(xiàn)，而指標(biāo)的選取及指標(biāo)體系的構(gòu)建需遵循可獲取性、綜合性以及代表性等基本原則上開展。具體而言，將建立包括4個(gè)一級(jí)指標(biāo)和11個(gè)二級(jí)指標(biāo)（見表1），在此基礎(chǔ)上對各指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、標(biāo)準(zhǔn)化處理，并計(jì)算類與類之間的距離，然后通過輸出的凝聚狀態(tài)表對觀測值進(jìn)行分類處理，便可將相似性較大的房地產(chǎn)市場歸為一類，以區(qū)分不同城市的空間異質(zhì)性。

表1 房地產(chǎn)市場分類指標(biāo)

一級(jí)指標(biāo)

二級(jí)指標(biāo)

代碼

房地產(chǎn)市場供給

開發(fā)土地面積增長率

C1

竣工面積增長率

C2

房地產(chǎn)市場需求

人均儲(chǔ)蓄余額

C3

人均可支配收入增長率

C4

銷售竣工率

C5

銷售施工率

C6

房地產(chǎn)市場投資

房地產(chǎn)投資比例

C7

房產(chǎn)稅

C8

稅收收入

C9

房地產(chǎn)價(jià)格

房價(jià)增長率

C10

房價(jià)收入比

C11

（二）我國房地產(chǎn)市場聚類分析結(jié)果

根據(jù)我國房地產(chǎn)市場的實(shí)際情況，運(yùn)用SPSS19.0分析軟件進(jìn)行聚類，經(jīng)過軟件的計(jì)算處理將我國30個(gè)省市房地產(chǎn)市場合理劃分類六個(gè)類別。下表2將我國30個(gè)省市的房地產(chǎn)市場明顯的聚集為六個(gè)類別（類別序號(hào)與排序無關(guān)，是僅用于區(qū)別不同類別的代號(hào)），聚類效果比較理想。第一類包含北京市、上海市和浙江?。坏诙惏旖蚴泻透＝ㄊ?；第三類包含江蘇省、山東省和廣東省；第五類包含河北省、遼寧省、河南省和四川省；第六類包含海南省、貴州省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)、青海省和新疆回族自治區(qū)；其他省（市）自治區(qū)則包含于第四類之中。

表2 聚類結(jié)果表

第一

類

第二

類

第三

類

第四類

第五類

第六類

北京

天津

江蘇

山西內(nèi)蒙古吉林

河北

海南貴州

上海

福建

山東

安徽江西湖北

遼寧

甘肅寧夏

浙江

廣東

陜西重慶云南

河南

青海新疆

黑龍江湖南廣西

四川

通過聚類分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)市場特征相近的省市基本在同一類別之內(nèi)，聚類結(jié)果顯示，我國房地產(chǎn)市場具有明顯的區(qū)位趨同的特征且與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展程度密切相關(guān)，比如第一類北京、上海和浙江屬于我國東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)；而第四類包含的省市基本處于中部地區(qū)及部分西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于中等不及第一類地區(qū)省市的發(fā)展程度，房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平居于中游地位；西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)處于欠發(fā)達(dá)狀態(tài)，其反映的房地產(chǎn)市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也待于進(jìn)一步的提升。

四.實(shí)證分析與檢驗(yàn)

（一）指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)的獲取

在上文聚類分析的基礎(chǔ)上依次在每個(gè)類別中選取一個(gè)省市作為該類別的代表，分別為北京市、天津市、江蘇省、湖南省、河北省和貴州省。采用各個(gè)省市2001年至2011年商品房各年的平均住宅價(jià)格及其城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)作為主要指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析。采用基尼系數(shù)，即一定人口所獲得的收入比例來反映收入分配差距的總體水平。

（二）數(shù)據(jù)的處理及檢驗(yàn)分析

計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論表明，眾多的經(jīng)濟(jì)變量尤其是面板數(shù)據(jù)，大多是非平穩(wěn)的變量，用非平穩(wěn)的變量進(jìn)行回歸分析，其結(jié)果在很大程度上表現(xiàn)為偽回歸。為避免偽回歸現(xiàn)象，需要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)通過檢驗(yàn)后利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)判斷不同代表城市房價(jià)的變化是否對收入差距的變化產(chǎn)生影響及影響程度如何。由于前文已引入不同變量通過專業(yè)軟件對我國不同省級(jí)的房地產(chǎn)進(jìn)行了聚類分析，因此，以下的檢驗(yàn)分析采用Eviews6.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

1.面板單位根檢驗(yàn)和面板協(xié)整檢驗(yàn)。

運(yùn)用LCC檢驗(yàn)，Breitung檢驗(yàn)和Hadr檢驗(yàn)方法對整體層仿和基尼系數(shù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位報(bào)檢驗(yàn)，結(jié)果表明原序列是一階單整而非平穩(wěn)的序列。因此需要對非平穩(wěn)面板變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以避免偽回歸。本文主要采用Pedroni方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明除了Panel vstat檢驗(yàn)接受原假設(shè)外，其余檢驗(yàn)均拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。綜合考慮認(rèn)為，兩個(gè)面板變量存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

2.格蘭杰因果檢驗(yàn)。

本文對北京市等6個(gè)省市兩兩之間進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，分別取滯后1階（時(shí)滯1年）和2階（時(shí)滯2年）進(jìn)行分析。鑒于文章篇幅所限，只列出研究所需的實(shí)證結(jié)果，如表3和表4。

表3 滯后1年的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Pairwise Granger Causality Tests

Sample： 2002 2011

Lags： 1

Null Hypothesis：

Obs

FStatistic

Prob.

JNBEIJING does not Granger Cause PHBEIJING

9

0.78721

0.4091

PHBEIJING does not Granger Cause JNBEIJING

6.59247

0.0425

JNTIANJING does not Granger Cause PHTIANJING

9

0.03138

0.8652

PHTIANJING does not Granger Cause JNTIANJING

4.24221

0.0481

JNJIANGSU does not Granger Cause PHJIANGSU

9

0.01327

0.9120

PHJIANGSU does not Granger Cause JNJIANGSU

1.03380

0.0602JNHUNAN does not Granger Cause PHHUNAN

9

0.00097

0.9762

PHHUNAN does not Granger Cause JNHUNAN

1.29677

0.0982

JNHEIBEI does not Granger Cause PHHEIBEI

9

0.16011

0.7029

PHHEIBEI does not Granger Cause JNHEIBEI

1.90234

0.0970

JNGUIZHOU does not Granger Cause PHGUIZHOU

9

3.33462

0.1176

PHGUIZHOU does not Granger Cause JNGUIZHOU

0.20026

0.6702

表4 滯后2年的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Pairwise Granger Causality Tests

Sample： 2002 2011

Lags： 1

Null Hypothesis：

Obs

FStatistic

Prob.

JNBEIJING does not Granger Cause PHBEIJING

8

1.71996

0.3180

PHBEIJING does not Granger Cause JNBEIJING

3.73317

0.0360

JNTIANJING does not Granger Cause PHTIANJING

8

0.23135

0.8064

PHTIANJING does not Granger Cause JNTIANJING

2.52317

0.0684

JNJIANGSU does not Granger Cause PHJIANGSU

8

0.73470

0.5499

PHJIANGSU does not Granger Cause JNJIANGSU

3.81172

0.0448

JNHUNAN does not Granger Cause PHHUNAN

8

0.34550

0.7328

PHHUNAN does not Granger Cause JNHUNAN

1.05380

0.0801

JNHEBEI does not Granger Cause PHHEBEI

8

0.13337

0.8801

PHHEBEI does not Granger Cause JNHEBEI

1.28136

0.0961

JNGUIZHOU does not Granger Cause PHGUIZHOU

8

2.30066

0.2479

PHGUIZHOU does not Granger Cause JNGUIZHOU

0.01861

0.9817

通過對表3分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)時(shí)滯1年時(shí)，可以拒絕原假設(shè)“PHBEIJING does not Granger Cause JNBEIJING”，也就是拒絕“北京市房價(jià)變動(dòng)不是北京市基尼系數(shù)變動(dòng)的原因”的假設(shè)，因?yàn)槠銯統(tǒng)計(jì)量等于 6.59247，相應(yīng)的概率值P=0.0425，小于5%的檢驗(yàn)水平，也就是說在95%的置信區(qū)間，可以相信北京市房價(jià)變動(dòng)影響了本市的基尼系數(shù)的變動(dòng)。同樣的分析過程，可知在5%的檢驗(yàn)水平上，只有北京和天津拒絕原假設(shè)；而在10%的檢驗(yàn)水平上，除貴州省外其余省市皆拒絕原假設(shè)，即接受各個(gè)?。ㄊ校┓莘績r(jià)變動(dòng)影響本省（市）基尼系數(shù)的變動(dòng)。

從表4滯后2年的的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中看出，在5%的檢驗(yàn)水平下，北京市拒絕“北京市房價(jià)變動(dòng)不影響北京市基尼系數(shù)變動(dòng)”的原假設(shè)，其P值較滯后1年的0.0425降低至0.0360；同樣在5%的置信水平下，江蘇也拒絕原假設(shè)，其滯后1年的P值由0.0602降低至滯后兩年的0.0448；天津市則在5%的檢驗(yàn)水平下拒絕原假設(shè)，接受“天津市房價(jià)的變動(dòng)不影響天津市基尼系數(shù)的變動(dòng)”的原假設(shè)；在10%的檢驗(yàn)水平下，除貴州省以外，其余5個(gè)省市均拒絕原假設(shè)?？傮w來說，比較滯后2年的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果與滯后1年的檢驗(yàn)結(jié)果，北京、湖南、河北、貴州的檢驗(yàn)結(jié)果比較穩(wěn)定，變動(dòng)較大的省市為天津市和江蘇省。

五.結(jié)論及政策建議

通過聚類分析法將我國大陸30個(gè)省市（西藏自治區(qū)除外）的房地產(chǎn)市場劃分為六大類別。聚類結(jié)果表明，處于同一類別省市的房地產(chǎn)市場具有區(qū)位趨同性并與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)。

進(jìn)一步通過對六大不同類別省市的房價(jià)與其基尼系數(shù)關(guān)系的分析，發(fā)現(xiàn)不同類別的住宅價(jià)格變動(dòng)與基尼系數(shù)的變動(dòng)之間的關(guān)系呈現(xiàn)出一定的差異性與區(qū)域性。結(jié)合各類省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房地產(chǎn)市場發(fā)展?fàn)顩r，可以進(jìn)一步分析出這種差異性對當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖氩罹嗟牟煌绊懗潭?。住宅價(jià)格對收入差距影響的滯后1期與滯后2期格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，第一類省市的房價(jià)對收入差距在當(dāng)期和滯后期能夠產(chǎn)生顯著的影響，第三類城市房地產(chǎn)產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)在當(dāng)期對收入差距的影響延后到第二期才顯現(xiàn)出來，說明房地產(chǎn)作為一種資產(chǎn)同時(shí)具有雙重屬性。一方面，作為家庭財(cái)富的重要組成部分對當(dāng)期家庭資產(chǎn)總值不會(huì)產(chǎn)生較大影響；另一方面，房地產(chǎn)被運(yùn)用于投資保值和投機(jī)收益的虛擬性增強(qiáng)，使得在房價(jià)居高不下的市場狀況下，擁有多套房產(chǎn)的持有人能從中獲取較為豐厚的投資或投機(jī)收益，因此，在滯后期表現(xiàn)為房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對收入差距產(chǎn)生較大的影響。第二類省市的房價(jià)波動(dòng)對收入差距的影響在滯后2期的影響不如第一期顯著，表明當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)市場的投資、投機(jī)活動(dòng)不如第一、三類城市活躍，房價(jià)波動(dòng)幅度比較穩(wěn)定。第四、五類省市房價(jià)波動(dòng)對收入差距的影響次于第二類城市，說明當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)市場發(fā)展比較穩(wěn)定，供給比較充足，房地產(chǎn)主要滿足剛性需求，作為虛擬資產(chǎn)的特性表現(xiàn)不充分；第六類省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于偏下水平，加之此類省市位于我國邊疆地帶或地理位置距離經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)較遠(yuǎn)，房地產(chǎn)市場發(fā)展緩慢，房產(chǎn)做為剛性需求的動(dòng)機(jī)更加強(qiáng)烈，投資投機(jī)者從較小波動(dòng)幅度的房價(jià)中套取的利差不足以對收入差距產(chǎn)生顯著的影響。

綜合以上實(shí)證分析結(jié)論，結(jié)合我國不同區(qū)域房地產(chǎn)市場發(fā)展實(shí)際，要使房地產(chǎn)穩(wěn)定發(fā)展，解決由于房價(jià)波動(dòng)帶來的收入差距擴(kuò)大問題，需要實(shí)施因地制宜、差別對待的分類宏觀調(diào)控政策。第一、三類地區(qū)存在投資與投機(jī)需求，應(yīng)該將其視為調(diào)控重點(diǎn)調(diào)控地區(qū)，第二類、第四類與第五類應(yīng)列為調(diào)控重點(diǎn)觀測地區(qū)，而第六類應(yīng)列為調(diào)控重點(diǎn)扶持培育的地區(qū)，在金融稅收與供需調(diào)控等具體政策上不一刀切，把各個(gè)類別的特征、各類房地產(chǎn)市場發(fā)展中存在的問題弄清楚后，提出針對性較強(qiáng)和比較合理的分類房地產(chǎn)市場宏觀調(diào)控政策，在穩(wěn)房市的同時(shí)促民生。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）