房地產(chǎn)財富效應模型與實證分析
——以武漢市為例

李小浩

（武漢市工程咨詢部，武漢 430014）

一、引言與文獻綜述

房地產(chǎn)財富效應一直以來都是學術界研究的重點問題之一。特別是近十幾年來由房價上漲所帶來的經(jīng)濟社會影響不斷受到人們關注。武漢作為中部地區(qū)中心城市，一直以來擁有“九省通衢”的美譽，是全國重要的工業(yè)基地、科教基地和綜合交通樞紐。憑借優(yōu)越的地理條件和豐富的教育資源等優(yōu)勢，武漢在近幾十年間取得了顯著發(fā)展。截止2016年底，武漢市常住人口達到1 076.62萬人，地區(qū)生產(chǎn)總值11 912.61億元，無論人口規(guī)模還是經(jīng)濟體量在全國同類城市中均排在十分靠前的位置。作為城市發(fā)展的標志，武漢市房地產(chǎn)在近20年間也發(fā)生了翻天覆地的變化。自1998年我國開始全面實施住房制度改革以來，武漢商品住宅價格從1998年的1 375元/平方米增長為2016年的7 127元/平方米（按1998年的不變價格計算，見圖1），在18年間增加了4.2倍；相比之下，武漢市城鎮(zhèn)居民年人均消費支出從1998年到2016年僅增加了2.7倍。居民消費支出的增加一部分是由于居民收入的增加，另一部分則來自于居民資產(chǎn)價值的變化。居民資產(chǎn)主要包括金融資產(chǎn)與房地產(chǎn)資產(chǎn)，事實上目前我國居民在資產(chǎn)配置結構方面還是主要以房地產(chǎn)為主，這也是我國房價一直以來居高不下的原因之一。在居民家庭以房地產(chǎn)作為主要配置資產(chǎn)的背景下，房地產(chǎn)價格是否會對居民的消費產(chǎn)生影響，以及會產(chǎn)生怎樣的影響？本文將以武漢市為例對這個問題進行研究。

國外很早就開始對房地產(chǎn)的財富效應進行研究，但是有關房地產(chǎn)財富效應的有無以及大小等問題，觀點不盡相同。Elliot（1980）最早開始進行此類研究，認為非金融資產(chǎn)財富是一種不可實現(xiàn)的購買力，因此對于消費沒有影響。[1]Skinner（1989）通過建立仿真模型證實房地產(chǎn)市場的財富效應雖然很小，但十分顯著。[2]Case等（2005）通過利用面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)財富效應對居民消費具有顯著影響。[3]國內(nèi)學者關于房地產(chǎn)財富效應的研究相較于國外起步較晚，觀點不盡相同，主要分為三類。第一類觀點認為房地產(chǎn)存在正的財富效應，即房價上漲會促進居民消費。王子龍等（2008）通過對我國1996-2007年房地產(chǎn)價格和居民消費的季度數(shù)據(jù)深入研究認為，隨著我國經(jīng)濟增長和居民收入增加，房地產(chǎn)財富對居民消費的影響不斷增強。[4]趙楊等（2011）分別研究了新住房制度雛形建立、住房分配貨幣化以來以及金融危機以來房地產(chǎn)市場的財富效應，結果表明：相對于城鎮(zhèn)居民可支配收入而言，房地產(chǎn)財富效應在三段時期都呈正向但較微弱。[5]第二類觀點認為房地產(chǎn)存在負的財富效應，即房價上漲反而會抑制居民消費。鄔麗萍和周建軍（2009）研究發(fā)現(xiàn)房價上漲對我國居民消費支出有顯著的抑制作用，房價波動的財富效應在不同地區(qū)之間存在很大差異，不同類型商品房屋的財富效應也不同。[6]陳峰等（2013）采用動態(tài)GMM估計方法分析了住房市場獨立決策的中等及以上收入家庭的住房財富效應及其結構性差異，研究發(fā)現(xiàn)：長期內(nèi)中國整體并不存在住房財富效應，但短期內(nèi)居民家庭存在抑制當前消費的調(diào)整行為。[7]第三類觀點認為房地產(chǎn)不存在財富效應。李濤和陳斌開（2014）研究發(fā)現(xiàn)：家庭住房資產(chǎn)主要呈現(xiàn)出消費品屬性，只存在微弱的“資產(chǎn)效應”，且不存在“財富效應”，住房價格上漲無助于提高我國居民消費。[8]

綜合國內(nèi)外研究成果，有關房地產(chǎn)財富效應的影響并無一致結論，產(chǎn)生這種情況的原因有：數(shù)據(jù)差異、變量選擇差異和模型設置差異。[7]上述差異均會對最終實證結果產(chǎn)生影響，從而導致得出不同結論；因此對這個應具體問題具體分析，不可一概而論。另外，目前國內(nèi)有關研究大都基于全國視角，而少有對單個城市進行研究。

事實上，由于我國區(qū)域發(fā)展不平衡，不同城市發(fā)展階段差別很大，不同地區(qū)居民資產(chǎn)配置方式和消費習慣也有較大差異；如果僅以全國為研究對象，必然產(chǎn)生重整體而輕個體的結果。為此本文以武漢市為研究對象，結合目前較成熟的研究成果，對武漢市房地產(chǎn)財富效應進行理論與實證分析，以期為武漢市房地產(chǎn)發(fā)展提供決策參考。

二、房地產(chǎn)財富效應理論分析

（一）房地產(chǎn)財富效應形成機理

房地產(chǎn)財富效應是由于房地產(chǎn)價格變化導致房地產(chǎn)所有者財富變化，影響短期邊際消費傾向或經(jīng)濟增長的效應，具有促進和抑制兩方面的特性。房地產(chǎn)之所以會產(chǎn)生正反兩方面的財富效應，主要是由于房地產(chǎn)具有二元屬性特征，即房地產(chǎn)的消費屬性與投資屬性。[9]消費屬性是指房地產(chǎn)用于滿足人們?nèi)粘５木幼∨c生活需求；投資屬性指人們將房地產(chǎn)作為一種固定資產(chǎn)長期持有，以實現(xiàn)資產(chǎn)的保值增值。房地產(chǎn)二元屬性的側(cè)重點會隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展逐漸發(fā)生變化。具體而言，當經(jīng)濟社會處于較低發(fā)展階段時，人們收入普遍較低，物質(zhì)生活匱乏，房地產(chǎn)僅用于滿足人們最基本的居住與生活需求；隨著經(jīng)濟社會發(fā)展，人們的收入水平逐漸提高，衣食住行等基本生活需求已得到滿足，家庭剩余財富增多，這個時候房地產(chǎn)作為固定資產(chǎn)的投資屬性就開始慢慢體現(xiàn)。

房地產(chǎn)作為一種稀缺資源，主要還是應該以消費屬性為主，投資屬性僅僅應該作為一種附屬特征存在。然后由于我國經(jīng)濟快速發(fā)展，投資渠道匱乏以及房地產(chǎn)市場中的一些不理性行為，使得我國房地產(chǎn)價格呈現(xiàn)飛速增長的趨勢。盡管目前房價的增長勢頭在政府的調(diào)控之下有所遏制，但是現(xiàn)今的房價已遠遠超出了普通階層所能承受的范圍。特別是一些一線城市，房價收入比高達20以上，已遠遠超過我國城市居民理論上能夠承受的4.38-6.78的合理區(qū)間。[10]這些城市的房地產(chǎn)已嚴重偏離了消費屬性，淪為市場投資或投機工具。武漢市作為二線城市，情況相對較好，但也存在一定的泡沫化傾向。根據(jù)易居房地產(chǎn)研究院2017年9月發(fā)布的《全國百城房價收入對比研究》報告，2017年上半年武漢市房價收入比為7.8，也已超過正常水平。

（二）房地產(chǎn)財富效應作用機理

1. 房地產(chǎn)財富效應的促進作用

房地產(chǎn)財富效應的促進作用主要表現(xiàn)為三個方面：

1）房地產(chǎn)價格上漲會使得房產(chǎn)持有者的凈資產(chǎn)財富增加，房產(chǎn)持有者可以通過抵押貸款或變賣房產(chǎn)直接獲得房價上漲帶來的收益；

2）房地產(chǎn)價格上漲會使得房產(chǎn)持有者的房屋租金價格上漲，增加房產(chǎn)持有者出租房屋所獲得的收益；

3）房地產(chǎn)價格升高還會使房產(chǎn)持有者對未來收入和財富價值產(chǎn)生良好預期，進而提高當期的消費水平。

2. 房地產(chǎn)財富效應的抑制作用

房地產(chǎn)財富效應的抑制作用主要表現(xiàn)在：

1）房價上漲將會增加租房者的居住成本，在收入一定的情況下，這類人群在其他方面的消費將會減少；

2）高房價將會使得計劃購房的人群不得不降低生活標準，減少當期消費支出，增加儲蓄。

三、模型構建

通過上述理論分析可以看到，房地產(chǎn)財富效應的正向作用主要來自于已購房人群，而反向作用則主要來自于未購房人群。整個房地產(chǎn)市場在這正反兩種力量的作用下，呈現(xiàn)出或正或反的財富效應，因此不能簡單地說房地產(chǎn)財富效應具有促進或抑制作用，應該結合所研究對象的實際情況，通過構建經(jīng)濟模型對具體問題進行具體分析。

房地產(chǎn)財富效應的研究一般是在持久收入理論或生命周期理論的框架下進行，本文采用R.Hall（1978）和M. Flavin（1981）綜合持久收入理論和生命周期理論提出的 LC-PIH 模型，

具體形式如下：

其中，C、Y、WR分別表示居民消費、現(xiàn)期收入、房地產(chǎn)價值；1β、2β分別表示Y、WR每變動1%時對應C變動的百分比，u為隨機擾動項。

四、實證分析

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

以城鎮(zhèn)居民年人均消費支出作為居民消費指標，城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入作為收入指標，商品住宅銷售價格作為房地產(chǎn)價值指標。本文采用武漢市 1998-2016 年的年度數(shù)據(jù)，其中城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入與消費支出數(shù)據(jù)來源于《武漢統(tǒng)計年鑒2017》；商品住宅銷售價格是通過商品住宅銷售額除以商品住宅銷售面積計算得到，其中1998-2006年的商品住宅相關數(shù)據(jù)來源于《武漢房地產(chǎn)年鑒》，2007-2016年的商品住宅相關數(shù)據(jù)來源于歷年《武漢統(tǒng)計年鑒》以及武漢市國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報。以1998年為基期，利用居民消費價格指數(shù)對所有數(shù)據(jù)的進行平減，以消除通貨膨脹的影響；同時，為消除時間序列的趨勢影響，在后面的研究中對各個變量進行了對數(shù)化處理。

表1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計分析

（二）平穩(wěn)性檢驗

由于所選擇樣本數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，因此需要對其進行平穩(wěn)性檢驗，否則可能會造成偽回歸。利用ADF檢驗方法分別對變量ln（C）、ln（Y）、ln（WR）的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，檢驗結果如下：

表2 變量ln（C）、ln（Y）、ln（WR）的ADF單位根檢驗結果

從ADF單位根檢驗結果可以看出，在5%的顯著性水平下，變量ln（C）、ln（Y）、ln（WR）的ADF統(tǒng)計量均大于對應的臨界值，因此三者均為非平穩(wěn)序列。對變量進行一階差分后，變量ln（C）、ln（Y）、ln（WR）一階差分序列的ADF統(tǒng)計量均小于對應5%顯著性水平下的臨界值，為平穩(wěn)序列。因此，通過檢驗結果可以得出如下結論：變量ln（C）、ln（Y）、ln（WR）為非平穩(wěn)序列，且均為一階單整序列。

（三）協(xié)整檢驗與參數(shù)估計

根據(jù)Engle和Granger（1987）提出的協(xié)整理論，如果兩個或多個時間序列是非平穩(wěn)的，而他們之間的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱他們之間具有協(xié)整關系。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程，且可解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關系。最常用的協(xié)整檢驗方法是EG檢驗法，共分為兩個步驟：首先，構建協(xié)整方程，利用普通最小二乘法對回歸方程進行參數(shù)估計，得到殘差值序列；其次，對殘差值序列進行平穩(wěn)性檢驗，如果該序列平穩(wěn)則原方程中的各個變量具有協(xié)整關系，反之則不具有協(xié)整關系。

1. 構建協(xié)整方程。根據(jù)LC-PIH模型構建協(xié)整方程，利用普通最小二乘法并進行線性回歸，回歸結果如下：

式中（）內(nèi)表示的是各個回歸系數(shù)的t值，其中“???”、“??”分別表示在1%、5%的顯著性水平下拒絕原假設。從回歸結果可以看出，常數(shù)項以及變量ln（Y）、ln（WR）的回歸系數(shù)均十分顯著。變量ln（Y）的回歸系數(shù)為0.942，表示城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入每變化1%，將會使得人均消費支出相應變化0.942%。變量ln（WR）的回歸系數(shù)為-0.160，表示商品住宅價格每增加（或減少）1%，將會使得居民消費支出減少（或增加）0.160%。

2.對殘差進行單位根檢驗。殘差是指實際觀察值與估計值（擬合值）之間的差，用u?表示殘差序列，則可用公式表示為：

圖2 殘差變化趨勢圖

利用Eviews 軟件對殘差u?進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。從檢驗結果可以看出，殘差u?的ADF統(tǒng)計量小于1%、5%、10%顯著性水平對應的臨界值，P值為0.002，因此認為殘差為平穩(wěn)序列，據(jù)此可判定變量ln（C）、ln（Y）、ln（WR）具有協(xié)整關系。

表 3 殘差的ADF單位根檢驗結果

表 3 殘差的ADF單位根檢驗結果

項目 t統(tǒng)計量 P值ADF統(tǒng)計量 -3.370 0.002 1%顯著性水平臨界值 -2.700 5%顯著性水平臨界值 -1.961 10%顯著性水平臨界值 -1.607

由于變量ln（C）、ln（Y）、ln（WR）具有協(xié)整關系，因此式（2）所反應的是居民消費與現(xiàn)期收入、房地產(chǎn)價值之間的一種長期均衡關系。要想了解它們之間的短期變化關系，則需要建立誤差修正模型（Error Correction Model，簡稱ECM），具體表達形式如下：

其中ECMt-1=ln（C）t-1-β0-β1ln（Y）t-1-β2ln （WR）t-1，稱為誤差修正項，表示在（t-1）期ln（C）與β0+β1ln（Y）+β2ln（WR）之間的短期偏離；誤差修正項的系數(shù)μ＜0，稱為調(diào)整系數(shù)，表示在（t-1）期 ln（C）與β0+β1ln（Y）+β2ln （WR）之間的偏差調(diào)整速度。

在對模型（4）進行回歸時，通常用殘差序列u?作為誤差修正項的樣本，回歸結果如下：

從回歸結果可以看出，常數(shù)項和誤差修正項ECMt-1的回歸系數(shù)顯著，而變量Δln（Y）t和Δln（WR）t的回歸系數(shù)不顯著。同時，與式（2）的回歸結果相比，變量Δln（Y）t和Δln（WR）t的回歸系數(shù)的符號也發(fā)生了變化，這與理論分析的有關結論相違背。因此，從短期來看，武漢市房地產(chǎn)不存在明顯的財富效應，房價變動不會對居民消費產(chǎn)生顯著影響。

（四）誤差修正模型

五、結論與政策建議

本文根據(jù)房地產(chǎn)財富效應相關理論，利用武漢市1998-2016年的城鎮(zhèn)居民年人均消費支出、城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入、商品住宅銷售價格等數(shù)據(jù)，構建了長期LC-PIH模型以及對應的短期誤差修正模型，通過實證研究發(fā)現(xiàn)：

從長期來看，武漢市商品住宅價格對居民消費支出具有顯著影響，商品住宅價格每增加（或減少）1%，將會使得居民消費支出減少（或增加）0.160個百分點；

從短期來看，武漢市房地產(chǎn)不存在明顯的財富效應，房價變動不會對居民消費產(chǎn)生顯著影響。

從上述結論可以看出，武漢市房地產(chǎn)具有負財富效應，房價變化將在長期內(nèi)對居民消費支出產(chǎn)生反向影響，對此本文提出以下政策建議：

一是充分發(fā)揮商品住宅的消費屬性，根據(jù)市場需求合理增加供給，重點解決適婚年輕人、剛畢業(yè)大學生、城市中低收入家庭等未購房剛需人群的居住需求；

二是合理控制投資需求，加大對房價的控制力度，嚴厲打擊投機行為，引導市場形成理性的房價上漲預期，嚴格防范系統(tǒng)性風險；

三是鼓勵房地產(chǎn)金融創(chuàng)新，拓展房地產(chǎn)投融資渠道，建立健全房地產(chǎn)資產(chǎn)證券化運行及監(jiān)管機制，增強房地產(chǎn)資產(chǎn)的流動性；

四是探索構建房地產(chǎn)發(fā)展長效機制，告別“頭痛醫(yī)頭、腳痛醫(yī)腳”的短期調(diào)控模式，嚴格落實不動產(chǎn)登記制度，開展房地產(chǎn)稅征收前期方案研究，為房地產(chǎn)稅政策落地實施做好充分準備。

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