房價波動、收入差距與消費異質(zhì)性關(guān)聯(lián)性分析

陳新娟 通訊作者 袁持平

（1、中山大學新華學院 廣東廣州 510520；2、中山大學港澳珠江三角洲研究中心廣東廣州 510275）

引言

自1998年我國實施城鎮(zhèn)住房市場化、貨幣化改革開始，住房的剛性需求得到釋放，房地產(chǎn)市場開始飛速發(fā)展。近年來我國房地產(chǎn)市場調(diào)控失靈，商品房銷售價格高居不下，并且在區(qū)域之間、城市之間呈現(xiàn)明顯的極化特征。與此同時我國居民收入水平雖然呈現(xiàn)迅速上升態(tài)勢，但是城市居民之間、城鄉(xiāng)居民之間收入也出現(xiàn)較大差異。收入是消費的基礎(chǔ)，商品房市場銷售價格過高，在一定程度上降低了居民收入水平，從而影響了居民消費水平的提升，而地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間居民收入差異過大，必然會導致地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間居民消費水平差異上升。

文獻綜述

國內(nèi)外學者關(guān)于房價、收入與居民消費關(guān)聯(lián)性方面已經(jīng)有了豐富的研究成果，本文將現(xiàn)有文獻分為兩大類別：其一是研究房價與居民消費的關(guān)聯(lián)性。徐妍等（2019）利用2010和2012年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建代表性家庭的生命周期模型，探究房價與居民消費的關(guān)聯(lián)性，結(jié)果表明房價上升存在財富效應(yīng)和擠壓效應(yīng)。何興強等（2019）利用房價收入比和居民消費支出構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，探究房價與居民消費的互動關(guān)系，結(jié)果顯示房價收入比與居民消費水平之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系。其二，研究收入與居民消費關(guān)聯(lián)性。吳志強（2019）探究城鄉(xiāng)收入與消費的關(guān)聯(lián)性，也發(fā)現(xiàn)了收入與消費之間的正相關(guān)關(guān)系。江建平（2020）利用我國1998-2017年面板數(shù)據(jù)，探究城鄉(xiāng)勞動收入比對居民消費率的影響，結(jié)果表明城鄉(xiāng)勞動比收入差距擴大1倍，居民消費率能夠提升2個百分點。

房價波動、收入差距與消費異質(zhì)性關(guān)聯(lián)性實證分析

（一）變量選取與模型設(shè)定

經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，投資和進出口對經(jīng)濟增長的帶動作用有所下降，消費成為帶動我國經(jīng)濟增長的最重要動力。而當前我國房地產(chǎn)市場興盛，2016年后房價居高不下，勢必對居民消費產(chǎn)生一定的抑制作用。絕大多數(shù)發(fā)展中國家在經(jīng)濟增長的過程中會陷入“中等收入陷阱”，即居民收入差距過大，導致整體居民收入水平難以提升，我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中也面臨著居民收入差距過大可能陷入中等收入陷阱的問題。本文房價波動使用30個省會城市（包括直轄市）（西藏，香港、澳門、臺灣地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失，不計入研究范圍）年度商品房銷售價格增長率表示，數(shù)據(jù)來源于鏈家研究院，使用fj表示。收入差距使用收入差異系數(shù)表示，計算方法是先計算2008～2018年30個地區(qū)商品房銷售價格平均價格，然后使用每個地區(qū)每個年度的商品房銷售價格減去30個地區(qū)商品房銷售價格平均價格，之后除以該地區(qū)該年度的商品房銷售價格，使用sc表示。消費異質(zhì)性使用30個地區(qū)居民消費水平的差異系數(shù)表示，計算方法與收入差異系數(shù)的算法一致，不再贅述，使用cg表示。參考現(xiàn)有文獻，文章選取了以下控制變量：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平使用地區(qū)年度生產(chǎn)總值表示，貼現(xiàn)后進行了對數(shù)化處理（lngdp）；地區(qū)城市化發(fā)展水平使用城鎮(zhèn)化率表示（ur）；市場化發(fā)展水平，使用樊綱市場化指數(shù)表示，對數(shù)化之后用lnmy表示；政府干預(yù)度使用政府財政支出總額表示，對數(shù)化后用lnjc表示。

為避免解釋變量之間相關(guān)性過強，導致模型出現(xiàn)多重共線性，文章首先對變量進行相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表1所示。房價波動率、收入差異系數(shù)與居民消費異質(zhì)性系數(shù)之間均為顯著的正相關(guān)關(guān)系，而經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率、市場化水平、政府干預(yù)與居民消費異質(zhì)性系數(shù)之間為負相關(guān)關(guān)系。房價波動率與收入差異系數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)為0.207，控制變量之間的相關(guān)系數(shù)也均低于0.6，說明各變量之間的相關(guān)性不會導致模型出現(xiàn)多重共線性?；诖?，文章設(shè)計了動態(tài)回歸模型：

在方程（1）中，cg表示居民消費異質(zhì)系數(shù)，L.cg表示居民消費異質(zhì)系數(shù)的滯后一期，sc表示居民收入差異系數(shù)，fj表示房價波動率，lngdp表示地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，ur表示地區(qū)城鎮(zhèn)化率，lnmy表示市場化水平，lnjc表示政府干預(yù)。

（二）變量平穩(wěn)性分析

對居民消費異質(zhì)系數(shù)、房價波動率、居民收入差異系數(shù)等變量進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示。本文使用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗以及PP檢驗等4種方式對居民消費異質(zhì)系數(shù)、房價波動率、居民收入差異系數(shù)等變量進行平穩(wěn)性檢，結(jié)果顯示居民消費異質(zhì)系數(shù)、房價波動率、居民收入差異系數(shù)等變量均為平穩(wěn)變量。

（三）實證結(jié)果及分析

文章的樣本為30個省會城市（包括直轄市），其中北京市、上海市、廣州市、成都市、杭州市、武漢市、重慶市、南京市、天津市、蘇州市、西安市為一線城市，其余城市為二線城市。由于一線城市和二線城市的教育、經(jīng)濟等條件差異過大，可能會影響結(jié)果的準確性。因此，文章在進行全樣本回歸的同時，將城市分為一線城市和二線城市進行分樣本回歸。

表1 變量相關(guān)性檢驗

表2 變量平穩(wěn)性檢驗

表3 全樣本回歸結(jié)果

表4 分樣本回歸結(jié)果

全樣本回歸結(jié)果及分析。為檢驗全樣本回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，文章分別進行了OLS回歸、固定效應(yīng)回歸、隨機效應(yīng)回歸以及動態(tài)GMM回歸。由于消費與居民收入之間存在內(nèi)生性問題，將居民收入差異系數(shù)的滯后一期作為工具變量，進行系統(tǒng)GMM回歸，以消除內(nèi)生性，結(jié)果如表3所示。OLS、FE和RE的回歸結(jié)果與GMM回歸結(jié)果相比，各變量回歸系數(shù)的方向并沒有發(fā)生變化，只是顯著性水平存在差異，說明全樣本回歸結(jié)果穩(wěn)健。GMM回歸結(jié)果表明居民消費差異系數(shù)的滯后項與居民消費差異系數(shù)之間的回歸系數(shù)為-0.347且在5%的水平上顯著，說明居民消費差異系數(shù)存在明顯的滯后效應(yīng)，即當期的居民消費差異系數(shù)對未來居民消費差異系數(shù)具有明顯的影響，同時也說明了居民消費差異在短時間內(nèi)難以明顯降低。sc與cg的回歸系數(shù)為1.337且在5%的水平上顯著，說明居民收入差異系數(shù)與消費差異系數(shù)之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系，收入差異系數(shù)上升一個單位，會導致居民消費差異系數(shù)上升1.337個單位。收入是消費的基礎(chǔ)，無論是當期消費還是預(yù)期消費都是建立在現(xiàn)有收入水平之上，當期我國居民收入水平差異相對較大，必然會導致居民消費水平存在較大差異。fj的回歸系數(shù)為-0.680且在1%的水平上顯著，說明房價波動與居民消費差異系數(shù)之間為正相關(guān)關(guān)系，房價波動率每上升一個單位會導致居民消費差異系數(shù)上升0.680個單位。當前我國一二線城市房價普遍上揚，在一定程度上擠壓了居民的消費支出，尤其是對中低收入階層居民消費支出的擠壓作用更為明顯，因此房價波動進一步加劇了高收入階層與中低收入階層居民的消費水平異質(zhì)性。

控制變量lngdp與cg的回歸系數(shù)為-0.335且在5%的水平上顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平提升與消費差異系數(shù)之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟發(fā)展水平上升一個單位，會帶動居民消費差異系數(shù)下降0.337個單位。ur與cg的回歸系數(shù)為-1.833且在5%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化率提升與消費差異系數(shù)之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系。lnjc與cg的回歸系數(shù)為-0.165且在5%的水平上顯著，說明政府干預(yù)水平提升能夠促進居民消費差異性降低。

分樣本回歸結(jié)果及分析。使用系統(tǒng)GMM模型，將樣本分為一線城市和二線城市進行回歸，結(jié)果如表4所示。一線城市和二線城市的居民消費差異性系數(shù)均呈現(xiàn)明顯的滯后效應(yīng)，對比系數(shù)可知一線城市居民差異系數(shù)的滯后效應(yīng)更為明顯；一線和二線城市的居民收入差異系數(shù)與居民消費差異系數(shù)之間均為正相關(guān)關(guān)系，但是一線城市的居民收入差異對居民消費水平差異性的影響更大；一二線城市的房價波動率與居民消費水平差異性之間均為正相關(guān)關(guān)系，但是二線城市的房價波動對居民消費差異的影響更為明顯，主要原因在于二線城市多為中低收入者群體，房價上升對他們消費水平的擠壓作用更為明顯。

啟示

居民消費差異在短時間內(nèi)難以明顯的降低，居民消費差異系數(shù)存在明顯的滯后效應(yīng)，即當期的居民消費差異系數(shù)對未來居民消費差異系數(shù)具有明顯的影響。一線城市居民差異系數(shù)的滯后效應(yīng)更為明顯；居民收入差異系數(shù)與消費差異系數(shù)之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系，收入差異系數(shù)上升一個單位，會導致居民消費差異系數(shù)上升1.337個單位，一線城市的居民收入差異對居民消費水平差異性的影響更大；房價波動與居民消費差異系數(shù)之間為正相關(guān)關(guān)系，房價波動率每上升一個單位會導致居民消費差異系數(shù)上升0.680個單位，二線城市的房價波動對居民消費差異的影響更為明顯。房價普遍上揚在一定程度上擠壓了居民的消費支出，尤其是對中低收入階層居民消費支出的擠壓作用更為明顯，因此房價波動進一步加劇了高收入階層與中低收入階層居民的消費水平異質(zhì)性。經(jīng)濟發(fā)展水平上升一個單位，會帶動居民消費差異系數(shù)下降0.337個單位；城鎮(zhèn)化率提升與消費差異系數(shù)之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系。政府干預(yù)水平提升能夠降低居民消費差異性。

基于此，文章提出以下三個方面政策建議：其一，健全房地產(chǎn)市場體系，抑制房價過快上漲。房價上升對居民消費水平具有擠壓作用，尤其是會降低中低收入者的消費水平，為此我國各地政府應(yīng)該加快保障性住房建設(shè)，加強對房地產(chǎn)市場的管控力度，遏制房地產(chǎn)市場的投機行為。其二，弱化政府干預(yù)，增強市場活力。市場化水平提升能夠降低居民消費差異，根據(jù)市場的選擇為不同階層的居民提供所需要的產(chǎn)品和服務(wù)，能夠最大化的滿足居民的消費需求，進而降低居民消費差異性。其三，穩(wěn)定經(jīng)濟增長水平，保障居民收入水平持續(xù)上升。收入是消費的基礎(chǔ)，收入差距過大必然加劇居民消費水平的差異性。因此，我國各級政府應(yīng)該穩(wěn)定經(jīng)濟增長水平，保障居民收入水平穩(wěn)步增長。同時，要加強對再分配環(huán)節(jié)的宏觀調(diào)控，防止居民收入差距過大。