房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的長(zhǎng)短期影響研究

李春風(fēng)　劉建江　齊祥芹

摘 要：考慮居民收入等級(jí)不同，對(duì)住房屬性偏重不同，將居民分為不受到流動(dòng)性約束型、不完全受到流動(dòng)性約束型、完全受到流動(dòng)性約束型三類?；诟髯阅繕?biāo)函數(shù)及約束條件，確定動(dòng)態(tài)面板模型檢驗(yàn)房?jī)r(jià)與消費(fèi)的協(xié)整關(guān)系，并構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板誤差修正模型，結(jié)果顯示：全國(guó)層面，收入是影響消費(fèi)的核心因素，房?jī)r(jià)上漲、預(yù)期房?jī)r(jià)上漲影響消費(fèi)為擠出效應(yīng)，且存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；居民層面：不受到流動(dòng)性約束的居民，收入不是消費(fèi)的重要因素，而其余兩類居民的消費(fèi)受收入、習(xí)慣強(qiáng)度影響較大，且流動(dòng)性約束越強(qiáng)，影響更為明顯；不受到流動(dòng)性約束的居民，在短期及長(zhǎng)期內(nèi)，房?jī)r(jià)上漲、預(yù)期房?jī)r(jià)上漲影響消費(fèi)為財(cái)富效應(yīng)；而其余兩類居民，影響為擠出效應(yīng)，強(qiáng)度大于前者的財(cái)富效應(yīng)，且流動(dòng)性約束越強(qiáng)，抑制作用更為顯著。

關(guān)鍵詞： 房地產(chǎn)價(jià)格；流動(dòng)性約束；面板協(xié)整；動(dòng)態(tài)面板誤差修正模型

中圖分類號(hào)：F062.9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003.7217（2018）01.0104.07

一、引 言

自1998年我國(guó)實(shí)施住房制度改革以來(lái)，房地產(chǎn)市場(chǎng)飛速發(fā)展，房?jī)r(jià)呈穩(wěn)步上漲態(tài)勢(shì)。2001-2014年，住宅平均銷售價(jià)格除2008年略有下降之外，其余年份均在上漲，至2014年達(dá)到了5933元/平方米。到2016年底，全國(guó)商品房平均銷售價(jià)格已經(jīng)攀升到了7475元/平方米。伴隨高房?jī)r(jià)出現(xiàn)的是“買房難”、“高房?jī)r(jià)綁架中國(guó)經(jīng)濟(jì)”的呼聲日益高漲，而消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)又長(zhǎng)期居于較低水平，反映消費(fèi)并未伴隨房地產(chǎn)繁榮而增長(zhǎng)，以至于習(xí)近平總書記在十九大報(bào)告中強(qiáng)調(diào)“房子是用來(lái)住的，不是用來(lái)炒的”。正因?yàn)槿绱耍績(jī)r(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系引起了學(xué)界與政界的長(zhǎng)期關(guān)注，其中一個(gè)重要的聚焦點(diǎn)就是房?jī)r(jià)與消費(fèi)之間的內(nèi)在關(guān)系。

目前，多數(shù)研究表明房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)具有促進(jìn)作用，表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)[1]。也有不少學(xué)者認(rèn)為，住房資產(chǎn)與其他金融資產(chǎn)相比，兼顧投資品和消費(fèi)品屬性的特殊性，且我國(guó)房?jī)r(jià)過(guò)高，過(guò)高的房?jī)r(jià)收入比削弱了居民收入的購(gòu)買力度，因此房?jī)r(jià)繼續(xù)上漲對(duì)消費(fèi)影響的財(cái)富效應(yīng)不一定存在。

針對(duì)這一研究現(xiàn)狀，本文兼顧住房的雙重屬性，并考慮到不同類型居民對(duì)住房雙重屬性的不同偏好，將居民分為不受到流動(dòng)性約束型、不完全受到流動(dòng)性約束型、完全受到流動(dòng)性約束型三大類，分別對(duì)應(yīng)于不同的效用目標(biāo)函數(shù)及其約束條件，將住房需求內(nèi)生化引入目標(biāo)函數(shù)中，并加入住房抵押貸款條件，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型，探討我國(guó)房?jī)r(jià)與消費(fèi)的協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板誤差修正模型考察兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，若房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的短期影響偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，調(diào)整速度有多大，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的長(zhǎng)期影響又如何?？紤]到不同收入水平居民對(duì)住房雙重屬性的不同偏重，進(jìn)一步探討收入等級(jí)層次不同居民房?jī)r(jià)與消費(fèi)之間這種協(xié)整關(guān)系是否存在差異，是財(cái)富效應(yīng)還是擠出效應(yīng)？是否會(huì)因流動(dòng)性約束的不同，這種影響不僅在強(qiáng)度上不同，影響方向也會(huì)產(chǎn)生大轉(zhuǎn)變？

二、文獻(xiàn)綜述

為前，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)影響的相關(guān)文獻(xiàn)大致有以下幾類：

房?jī)r(jià)影響消費(fèi)表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)。部分研究基于理論分析，以消費(fèi)函數(shù)理論為分析框架。如Carroll 等[3]基于生命周期持久收入假說(shuō)理論，認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲會(huì)促進(jìn)居民的消費(fèi)，表現(xiàn)出明顯的財(cái)富效應(yīng)；鄧健、張玉新[4]在該理論基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)住房的信貸傳導(dǎo)機(jī)制可以緩解居民所受到的流動(dòng)性約束條件，能夠刺激居民的消費(fèi)水平。大部分研究是基于實(shí)證視角進(jìn)行驗(yàn)證。Mehra[5]分析住房財(cái)富、收入與消費(fèi)之間的協(xié)整關(guān)系，發(fā)現(xiàn)不僅房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)具有財(cái)富效應(yīng)，住房財(cái)富效應(yīng)在短期內(nèi)還能夠預(yù)測(cè)未來(lái)的消費(fèi)能力；Iacoviello[6]以美國(guó)為研究背景，認(rèn)為從長(zhǎng)期來(lái)看住房財(cái)富效應(yīng)也非常明顯。

房?jī)r(jià)影響消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)不明顯，存在擠出效應(yīng)。這方面的理論研究較少，大部分是基于實(shí)證角度進(jìn)行分析。如Sock.Yong Phang[7]研究新加坡國(guó)家房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響，得出財(cái)富效應(yīng)非常小，且并不顯著；Calomiris等[8]研究發(fā)現(xiàn)，控制房?jī)r(jià)與收入的內(nèi)生性后，住房財(cái)富效應(yīng)基本不存在；陳彥斌、邱哲圣[9]構(gòu)建Bewley模型，得出房?jī)r(jià)上漲會(huì)導(dǎo)致年輕家庭加強(qiáng)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，抑制他們的消費(fèi)，表現(xiàn)為擠出效應(yīng)；李春風(fēng)等[2]認(rèn)為我國(guó)房?jī)r(jià)過(guò)高，會(huì)導(dǎo)致居民偏好于住房投資，為了追求房地產(chǎn)市場(chǎng)的可觀利潤(rùn)，會(huì)抑制非住房性消費(fèi)支出；周博[10]研究表明：房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)為擠出效應(yīng)，其中房?jī)r(jià)的大幅波動(dòng)是導(dǎo)致居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄加強(qiáng)的客觀原因。

房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響因研究對(duì)象不同的差異明顯，有的為財(cái)富效應(yīng)，也有擠出效應(yīng)。如Sheiner[11]指出，房?jī)r(jià)對(duì)已有住房居民表現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)，而對(duì)租房居民則為擠出效應(yīng)；Campbell & Cocco[12]研究結(jié)果與之稍有區(qū)別，即房?jī)r(jià)對(duì)已有住房居民的確存在財(cái)富效應(yīng)，但是對(duì)租房者的擠出效應(yīng)并不存在；Calomiris等[13]利用美國(guó)1977-2010年間的面板數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示：財(cái)富效應(yīng)非常顯著，高達(dá)0.08，不過(guò)年輕人和老人所占比重會(huì)影響財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮；謝潔玉等[14]的研究結(jié)論表明：房?jī)r(jià)整體上會(huì)抑制居民消費(fèi)，且對(duì)于有未婚男性、上一年有房的家庭以及購(gòu)房?jī)r(jià)值較低的家庭來(lái)說(shuō)，擠出效應(yīng)更為明顯。

與以往相關(guān)文獻(xiàn)相比，本文研究視角有以下創(chuàng)新：一是考慮到不同類型居民對(duì)住房雙重屬性偏好的差異，將居民分為不受到流動(dòng)性約束型、不完全受到流動(dòng)性約束型、完全受到流動(dòng)性約束型三大類，將住房需求引入效用函數(shù)中，考慮了住房抵押貸款機(jī)制，并根據(jù)不同類型居民效用函數(shù)及其約束條件的不同，通過(guò)理論推導(dǎo)構(gòu)建出包含消費(fèi)習(xí)慣、收入、房?jī)r(jià)、預(yù)期房?jī)r(jià)、住房需求、實(shí)際利率的動(dòng)態(tài)面板消費(fèi)模型；二是在協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建誤差修正模型，選用PMG方法分析房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的短長(zhǎng)期影響，同時(shí)將我國(guó)收入等級(jí)不同的七類居民因流動(dòng)性約束的不同劃分為三大類，探討收入等級(jí)不同層次居民房?jī)r(jià)與消費(fèi)之間這種協(xié)整關(guān)系是否存在差異。

三、理論模型的構(gòu)建endprint

本文將居民分為不受到流動(dòng)性約束的居民、不完全受到流動(dòng)性約束的居民、完全受到流動(dòng)性約束的居民。第一類居民的住房需求已經(jīng)得到滿足，不受到住房的抵押貸款條件的束縛，因此能夠平滑自己一生的消費(fèi)以實(shí)現(xiàn)終生有效效用最大化，而第二類居民要實(shí)現(xiàn)住房需求的進(jìn)一步改善，將受到住房抵押貸款條件的約束，不能夠平滑自己的消費(fèi)，所以對(duì)當(dāng)期消費(fèi)賦予很高的權(quán)重；第三類居民的流動(dòng)性約束完全受到束縛，消費(fèi)支出基本上由其當(dāng)期可支配收入決定。那么，各自對(duì)應(yīng)的目標(biāo)函數(shù)如下：

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與變量說(shuō)明

1.數(shù)據(jù)選取。本文選取1999-2015年期間31個(gè)省市我國(guó)城鎮(zhèn)居民的面板數(shù)據(jù)，包括消費(fèi)性支出、可支配收入、住房銷售額及銷售面積、總住宅投資、平均消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及人民銀行公布的存款名義利率。

2.變量說(shuō)明。（1）消費(fèi)性支出、可支配收入。這兩個(gè)數(shù)據(jù)直接來(lái)源于各年的統(tǒng)計(jì)年鑒；（2）實(shí)際利率Rit。以不同利率水平在年內(nèi)執(zhí)行的月數(shù)作為權(quán)重計(jì)算出各年的平均名義利率，再減去各省市對(duì)應(yīng)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；（3）房?jī)r(jià)Pit。依據(jù)況偉大[17]、李春風(fēng)等[18]，本文選取住房平均價(jià)格作為代理變量。（4）預(yù)期房?jī)r(jià)EtPit+1。根據(jù)以往公布的房?jī)r(jià)相關(guān)信息預(yù)期估計(jì)的下一期房?jī)r(jià)水平，并不等于下一期房?jī)r(jià)。在此，使用模型（15）中的其余解釋變量作為預(yù)期下一期房?jī)r(jià)的解釋變量，同時(shí)還加入收入差距，房產(chǎn)稅增長(zhǎng)率，住宅總投資，為實(shí)際利率，財(cái)政分權(quán)，城鎮(zhèn)化率、少年撫養(yǎng)系數(shù)、老年撫養(yǎng)系數(shù)、男女性別比例控制變量，下一期房?jī)r(jià)真實(shí)值作為被解釋變量，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩陣法進(jìn)行估計(jì)，得到下一期房?jī)r(jià)的擬合值，作為下一期房?jī)r(jià)的預(yù)期值。（5）住房需求Hit。借鑒Iacoviello[19]方法，用各省市每年住宅總投資代替住房需求。

（二）單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)。為了避免偽回歸，本文采用同質(zhì)LLC單位根驗(yàn)檢方法和異質(zhì)IPS單位根檢驗(yàn)方法兩種方法，結(jié)果見表1。從中可知，在（15）式中的所有變量均為I（1），需進(jìn)一步作協(xié)整檢驗(yàn)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。在本文中我們采用Westerlund[20]提出的面板協(xié)整方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。從表 2可知：被解釋變量和各個(gè)解釋變量存在長(zhǎng)期面板協(xié)整關(guān)系，所以水平值方程符合建模要求。

（四）基準(zhǔn)模型實(shí)證結(jié)果分析

1.實(shí)證結(jié)果分析。最后選取方法取決于Hausman檢驗(yàn)結(jié)果。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示本文的（16）式更適合采用PMG法進(jìn)行估計(jì)。因此，我們用PMG法對(duì)（16）式進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證結(jié)果見表3。

基于全國(guó)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果：不管是短期還是長(zhǎng)期，消費(fèi)對(duì)收入的敏感性均比較高，這不僅說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的核心因素仍然是收入，也還暗示了我國(guó)城鎮(zhèn)居民中受到流動(dòng)性約束居民的比例較高。收入之外，我國(guó)城鎮(zhèn)居民受到較強(qiáng)消費(fèi)習(xí)慣的影響，符合杜森貝利的相對(duì)收入假說(shuō)，消費(fèi)行為具有“棘輪效應(yīng)”。消費(fèi)行為受實(shí)際利率的影響非常小，對(duì)消費(fèi)的影響收入效應(yīng)小于替代效應(yīng)，因此采取利率相關(guān)政策來(lái)刺激消費(fèi)的效果將并不理想。

房?jī)r(jià)上漲、下期房?jī)r(jià)上漲預(yù)期對(duì)消費(fèi)的影響，無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期，均表現(xiàn)出明顯擠出效應(yīng)，抑制居民消費(fèi)，且這種影響結(jié)果具有長(zhǎng)期收斂性，也就是說(shuō)短期影響偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將反向修正以達(dá)到長(zhǎng)期均衡。這一結(jié)果與我國(guó)現(xiàn)實(shí)情形基本相符。因?yàn)樽晕覈?guó)實(shí)施住房體制改革以來(lái)，雖然近期我國(guó)房?jī)r(jià)上漲較為平穩(wěn)，但回顧整體態(tài)勢(shì)，勢(shì)頭兇猛，一路穩(wěn)態(tài)上漲，房?jī)r(jià)上漲速度已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)收入的上漲速度，房?jī)r(jià)收入比超出合理區(qū)間，逐步削弱了居民可支配收入的購(gòu)買力度。如學(xué)者白彥鋒研究指出一線城市的房?jī)r(jià)收入比已經(jīng)超過(guò)20[21]。另外隨著我國(guó)各項(xiàng)制度改革的實(shí)施，居民不僅面對(duì)房?jī)r(jià)不斷上漲帶來(lái)的巨大壓力，還承受房?jī)r(jià)引起的間接壓力，如學(xué)區(qū)房等教育支出壓力以及性別比例失調(diào)引起的畸形婚戀市場(chǎng)帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)壓力等等[22]，面對(duì)已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)合理區(qū)間的房?jī)r(jià)收入比，居民勢(shì)必加強(qiáng)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，進(jìn)而在短期內(nèi)減少消費(fèi)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。但是，我國(guó)房?jī)r(jià)上漲明顯，且房?jī)r(jià)上漲樂(lè)觀預(yù)期強(qiáng)烈，居民偏好于住房投資品屬性，房?jī)r(jià)上漲引發(fā)的直接財(cái)富效應(yīng)和間接財(cái)富效應(yīng)用于增加消費(fèi)的可能性并不大，將以更高的概率流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，以追求未來(lái)房地產(chǎn)市場(chǎng)樂(lè)觀預(yù)期下帶來(lái)的豐厚利潤(rùn)。所以對(duì)擁有住房的居民而言，房?jī)r(jià)上漲引發(fā)的財(cái)富效應(yīng)也將并不明顯。而對(duì)于沒(méi)有住房的居民而言，房?jī)r(jià)上漲通過(guò)傳遞效應(yīng)，提高此類居民的租房成本，大幅度增加了租賃家庭的租房支出，在房?jī)r(jià)引發(fā)的不確定逐漸加強(qiáng)的環(huán)境下，居民消費(fèi)行為更加謹(jǐn)慎，很大程度上會(huì)擠壓這一類居民的消費(fèi)支出。因此，不管在短期，還是長(zhǎng)期，房?jī)r(jià)上漲及預(yù)期房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響均表現(xiàn)出明顯的擠出效應(yīng)。住房需求對(duì)消費(fèi)的影響與房?jī)r(jià)上漲類似，就不再作描述性分析。

（五）居民收入不同的異質(zhì)性檢驗(yàn)

進(jìn)一步深入分析不同收入水平居民房?jī)r(jià)與消費(fèi)之間的長(zhǎng)短期關(guān)系及其差異，利用我國(guó)收入等級(jí)不同的七類城鎮(zhèn)居民為參照物，選取1999-2012年間我國(guó)城鎮(zhèn)居民最高收入戶、高收入戶、中等偏上戶、中等收入戶、中等偏下戶、低收入戶、最低收入戶的人均可支配收入、人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)均使用1999年的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基期來(lái)調(diào)整。為了與理論模型構(gòu)建相一致，本文將這七類居民分為三大類，即不受到流動(dòng)性約束居民、不完全受到流動(dòng)性約束居民、完全受到流動(dòng)性約束居民，判斷的標(biāo)準(zhǔn)是用各個(gè)收入等級(jí)居民的可支配收入與城鎮(zhèn)居民平均可支配收入的比值作為依據(jù)，若該比值小于1，為完全受到流動(dòng)性約束型居民，可支配收入水平處于社會(huì)底層，只能滿足于最基本的生活消費(fèi)支出；若該比值在1～2之間，為不完全受到流動(dòng)性約束型居民，除了滿足生活消費(fèi)支出外，還具有一定的流動(dòng)性資金；若該比值大于2，為不受到流動(dòng)性約束型居民，具有大量的流動(dòng)性資金剩余。以此我們確定最高收入戶為不受到流動(dòng)性約束型居民，高收入戶、中等偏上戶為不完全受到流動(dòng)性約束型居民，中等收入戶、中等偏下收入戶、低收入用戶、最低收入用戶屬于完全受到流動(dòng)性約束型；實(shí)證結(jié)果見表3。endprint

基于不同類型居民的實(shí)證結(jié)果差異較大。對(duì)于不受到流動(dòng)性約束的居民而言，收入并不是其消費(fèi)支出的核心因素，影響并不顯著，這表示居民的消費(fèi)與收入之間的關(guān)系并不敏感，這一類居民受到較強(qiáng)消費(fèi)習(xí)慣的影響。不完全受到流動(dòng)性約束的居民與完全受到流動(dòng)性約束的居民消費(fèi)對(duì)收入的敏感性均較大，收入是其消費(fèi)性支出的重要解釋變量，同時(shí)受到的消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)度也較強(qiáng)，且隨著流動(dòng)性約束的加強(qiáng)，消費(fèi)支出對(duì)收入的敏感性與受到的消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)度進(jìn)一步加強(qiáng)。

這三大類居民房?jī)r(jià)與消費(fèi)之間均存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，短期的偏離均會(huì)反向修正以達(dá)到長(zhǎng)期均衡。但是相比其他解釋變量，兩者之間的關(guān)系差異更加明顯。其中不受到流動(dòng)性約束的居民，在短期及長(zhǎng)期內(nèi)，房?jī)r(jià)上漲及預(yù)期下一期房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響均體現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)。而不完全受到流動(dòng)性約束的居民與完全受到流動(dòng)性約束的居民，房?jī)r(jià)上漲及預(yù)期下一期房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響表現(xiàn)出擠出效應(yīng)。這兩者的差異因居民受到流動(dòng)性約束程度的不同主要體現(xiàn)在影響強(qiáng)度上。不過(guò)，對(duì)后兩者產(chǎn)生的擠出效應(yīng)明顯大于前者的財(cái)富效應(yīng)。

產(chǎn)生這一結(jié)果的原因不僅僅與房?jī)r(jià)本身水平高相關(guān)，還與我國(guó)居民內(nèi)部之間極大的收入差距密切相關(guān)。對(duì)于不受到流動(dòng)性約束的居民來(lái)說(shuō)，面對(duì)房?jī)r(jià)上漲及其下一期房?jī)r(jià)上漲樂(lè)觀預(yù)期的情形下，將大量剩余資金投資于房地產(chǎn)市場(chǎng)，在房地產(chǎn)市場(chǎng)當(dāng)中，他們的身份更多地體現(xiàn)為房地產(chǎn)投資者，房?jī)r(jià)上漲引發(fā)的“財(cái)富重新分配效應(yīng)” 、“資產(chǎn)效應(yīng)”、“住房抵押貸款效應(yīng)”將使得更多的財(cái)富向他們聚集[23]。因此，在已經(jīng)收獲房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮帶來(lái)巨大收益的前提下，他們的投資風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度更加傾向于追求冒險(xiǎn)，將更多的資金投資于房地產(chǎn)市場(chǎng)，同時(shí)吸引更多的投資者投資于房地產(chǎn)市場(chǎng)，加大了住房的投資性需求甚至是投機(jī)性需求。房?jī)r(jià)與收入差距這種正反饋機(jī)制，將財(cái)富更多的向不受到流動(dòng)性約束的居民聚集的現(xiàn)象顯然不利于社會(huì)的和諧穩(wěn)定。而且，房?jī)r(jià)對(duì)這一類居民帶來(lái)的資產(chǎn)效應(yīng)，被用于促進(jìn)其消費(fèi)支出的“財(cái)富效應(yīng)”并不強(qiáng)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的短期和長(zhǎng)期影響分別為0.054和0.025。房?jī)r(jià)上漲預(yù)期短期和長(zhǎng)期影響分別是0.036和0.045。因?yàn)檫@一類居民消費(fèi)性支出已經(jīng)得到有效改善，將更多地追求精神上的享受和情感滿意的最大化，符合邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律。

就不完全受到流動(dòng)性約束的居民而言，這一類居民的住房性需求如果基本得到改善，因受到不受到流動(dòng)性約束居民帶來(lái)的“示范作用”，他們也有追求財(cái)富的夢(mèng)想，對(duì)住房投資也有所偏好。因此，在面對(duì)房?jī)r(jià)上漲及其房?jī)r(jià)上漲預(yù)期樂(lè)觀下，也將剩余資金投資于房地產(chǎn)市場(chǎng)，但由于受到一定的約束條件及其金融市場(chǎng)的不完善束縛下，一方面阻礙了“資產(chǎn)效應(yīng)”的發(fā)揮，另一方面已有的還貸壓力也不容小覷。因此，為了盡大可能地分享房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮帶來(lái)的豐厚利益，出現(xiàn)“短視行為”，勢(shì)必加強(qiáng)“預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)”，減少當(dāng)期消費(fèi)；如果這一類居民的住房需求需進(jìn)一步改善，那么面對(duì)住房的剛性需求，房?jī)r(jià)上漲及其上漲預(yù)期明顯會(huì)加大其未來(lái)的購(gòu)房壓力，削弱可支配收入的購(gòu)買力度，消費(fèi)行為更加謹(jǐn)慎，抑制消費(fèi)情形將更加明顯。

第三類完全受到流動(dòng)性約束的居民，一般是住房需求尚待滿足及其未擁有住房的租房者。與前兩類居民不同，住房體現(xiàn)的僅為消費(fèi)品屬性。住房需求尚待滿足者，房?jī)r(jià)上漲引起的“財(cái)富分配效應(yīng)”，會(huì)進(jìn)一步加大其購(gòu)房需求改善的壓力，房?jī)r(jià)上漲態(tài)勢(shì)兇猛環(huán)境下，將竭盡所能盡早購(gòu)房以擺脫進(jìn)一步房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的潛在巨大風(fēng)險(xiǎn)及壓力，又因受到很強(qiáng)的流動(dòng)性約束的束縛，明顯加強(qiáng)其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，因而不得不減少日常開支，減少消費(fèi)來(lái)增加儲(chǔ)蓄，實(shí)現(xiàn)盡早改善現(xiàn)有住房條件的夢(mèng)想。未擁有住房的租房者，一方面要承受房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的巨大壓力，另一方面還要承擔(dān)房?jī)r(jià)上漲引起的“傳遞效應(yīng)”，帶動(dòng)租金進(jìn)一步上漲的壓力。因此這一類居民在收入增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于房?jī)r(jià)增長(zhǎng)速度水平嚴(yán)峻環(huán)境下，不得不減少消費(fèi)來(lái)交付更多租金，同時(shí)也將儲(chǔ)蓄更多。所以，房?jī)r(jià)上漲及其預(yù)期對(duì)這一類居民的消費(fèi)在短期和長(zhǎng)期均表現(xiàn)出最為明顯地?cái)D出效應(yīng)。

五、研究結(jié)論

本文的重要理論創(chuàng)新在于：考慮到不同類型居民對(duì)住房雙重屬性偏好的差異，將居民分為不受到流動(dòng)性約束型、不完全受到流動(dòng)性約束型、完全受到流動(dòng)性約束型三大類，根據(jù)他們各自的效用函數(shù)及其約束條件的差異，通過(guò)消費(fèi)函數(shù)理論推導(dǎo)構(gòu)建出動(dòng)態(tài)面板消費(fèi)模型，并協(xié)整檢驗(yàn)得出房?jī)r(jià)與消費(fèi)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步構(gòu)建對(duì)應(yīng)的動(dòng)態(tài)面板誤差修正模型，采用PMG方法估計(jì)，實(shí)證結(jié)果顯示：（1）基于全國(guó)層面：收入是消費(fèi)的核心因素，房?jī)r(jià)上漲、下期房?jī)r(jià)上漲預(yù)期對(duì)消費(fèi)的影響，短期和長(zhǎng)期均表現(xiàn)出擠出效應(yīng)，且當(dāng)短期影響效應(yīng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將反向修正以達(dá)到長(zhǎng)期均衡；（2）基于不同收入等級(jí)居民層面：①不受到流動(dòng)性約束的居民，收入并不是其消費(fèi)的核心因素；不完全受到流動(dòng)性約束的居民與完全受到流動(dòng)性約束的居民，收入、習(xí)慣強(qiáng)度不僅是消費(fèi)的重要解釋變量，且隨著流動(dòng)性約束的加強(qiáng)，收入敏感性與消費(fèi)習(xí)慣強(qiáng)度還會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)；②不受到流動(dòng)性約束的居民，在短期及長(zhǎng)期內(nèi)，房?jī)r(jià)上漲、下期房?jī)r(jià)上漲預(yù)期對(duì)消費(fèi)的影響均體現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)；而不完全受到流動(dòng)性約束的居民與完全受到流動(dòng)性約束的居民，影響表現(xiàn)出擠出效應(yīng)，這兩者的差異因流動(dòng)性約束程度的不同而不同；不過(guò)，對(duì)后兩者產(chǎn)生的擠出效應(yīng)明顯大于前者的財(cái)富效應(yīng)。

本文政策含義在于：居民收入差距擴(kuò)大以及房?jī)r(jià)上漲預(yù)期明顯是阻礙房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮的主要原因，所以提高居民的收入水平、縮小居民內(nèi)部的收入差距、逆轉(zhuǎn)房?jī)r(jià)上漲在居民心中的預(yù)期應(yīng)是政府作為充分發(fā)揮房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)消費(fèi)的正向促進(jìn)作用的重要渠道。

注釋：

① 根據(jù)歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)整理得出，下同。

② 根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局：2016年全國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)投資和銷售情況[OL]， http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201701/t20170120_1455967.html計(jì)算。endprint

③ Lagrange乘子μt的詳細(xì)介紹請(qǐng)參見文獻(xiàn)Zeldes[25]和Iacoviello[26]

④ 數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)物價(jià)及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)以及31個(gè)省市2016年的地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

⑤ 所需數(shù)據(jù)為了消除每年價(jià)格因素產(chǎn)生的影響，均以1999年各省市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基期進(jìn)行了調(diào)整。

⑥ 數(shù)據(jù)來(lái)源同上

⑦ *、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕有單位根的檢驗(yàn)，在LLC檢驗(yàn)中，括號(hào)內(nèi)指的是調(diào)整后的t值，檢驗(yàn)是否存在相同單位根；在IPS檢驗(yàn)中，括號(hào)內(nèi)為Z-t-tilde-bar值，檢驗(yàn)是否存在不同單位根，檢驗(yàn)的估計(jì)方程不含截距項(xiàng)、滯后項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

⑧ 原假設(shè)為"無(wú)協(xié)整關(guān)系"；估計(jì)方程含截距項(xiàng)、滯后項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

⑨ （1）使用的軟件包是STATA14，***、**、*分別表示1%、5%和 10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；（2）Hausman檢驗(yàn)的目的是判斷模型中是否有系統(tǒng)差別，從而在PMG模型和MG模型中進(jìn)行選擇，當(dāng)p值超過(guò)給定的顯著性水平時(shí)（如0.1），應(yīng)使用PMG模型；（3）表格中列出的是所采取面板省市數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)系數(shù)的平均值；（4）異質(zhì)性檢驗(yàn)原假設(shè)為所有誤差修正系數(shù)相等。

⑩ 數(shù)據(jù)來(lái)源同上，2012年之后的數(shù)據(jù)沒(méi)有更新。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）endprint