基于ＶＡＲ模型的湖南房地產(chǎn)財富效用實證分析

鄧淇中　周　麗

◆ 中圖分類號：F293.3文獻標識碼：A

內(nèi)容摘要：本文利用湖南省2001-2007年房地產(chǎn)價格和居民消費的季度數(shù)據(jù)建立向量自回歸模型（VAR），使用協(xié)整和Granger因果檢驗方法對湖南省房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)的傳導(dǎo)以及對居民消費的影響進行實證檢驗,并通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析得出：房地產(chǎn)價格一單位的正向沖擊，對居民消費存在穩(wěn)定的正效應(yīng)，即湖南省房地產(chǎn)市場存在財富效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)市場 財富效應(yīng) 居民消費

相關(guān)文獻回顧

根據(jù)新帕爾格雷夫經(jīng)濟學(xué)大詞典（1992）的解釋，所謂財富效應(yīng)（Wealth Effect）是指：“貨幣余額的變化，假如其他條件相同，將會在總消費開支方面引起變動。這樣的財富效應(yīng)常被稱作庇古效應(yīng)或?qū)嶋H余額效應(yīng)。一般來說，現(xiàn)代意義上的財富效應(yīng)，是指居民資產(chǎn)價值的變動對于居民消費需求的影響。由于社會財富構(gòu)成日益多樣化且其比重不斷調(diào)整，不僅貨幣實際余額的變動會影響個人財富的價值，而且其他資產(chǎn)價值的變動同樣可以引起財富水平的變動，從而導(dǎo)致消費需求的變動。在現(xiàn)代社會居民所擁有的房產(chǎn)是其居民資產(chǎn)的一個重要組成部分，這一點在我國尤為突出。

根據(jù)持久收入假說和生命周期假說，研究房地產(chǎn)財富效應(yīng)的實質(zhì)，就是要研究由于房地產(chǎn)價格的漲跌所導(dǎo)致的居民資產(chǎn)存量的變動而產(chǎn)生的消費者開支方面引起的變動。它有不同的表現(xiàn)形式：一是兌現(xiàn)的財富效應(yīng)。對于擁有房地產(chǎn)的消費者來說，房地產(chǎn)價格的上漲使得其凈財富增加，進而增加消費支出。當房價上漲后，如果可以通過再融資方式或出售房產(chǎn)的形式來兌現(xiàn)資本收益的話，則這種收益會對消費起促進作用；二是未兌現(xiàn)的財富效應(yīng)。如果房價上漲，但持有人沒有進行再融資或出售房產(chǎn)，這種沒有兌現(xiàn)的財富仍可能促進消費，因為它提高了財富的貼現(xiàn)價值，因此消費者在預(yù)期他們比以前“更富有”時就會增加當期消費。

國內(nèi)外現(xiàn)有的研究，對房地產(chǎn)是否有財富效應(yīng)頗有爭議。相當一部分學(xué)者認為房地產(chǎn)財富效應(yīng)不存在。Elliott（1980）把財富分為金融財富和非金融財富，運用總體數(shù)據(jù)研究了財富對消費的影響，發(fā)現(xiàn)非金融財富對消費沒有影響；駱祚炎（2007）通過建立VEC模型分析表明，我國城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)的財富效應(yīng)很微弱；Case（1992）運用新英格蘭的總體數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)20世紀80年代后期，房地產(chǎn)價格的上漲對消費產(chǎn)生影響；洪濤（2006）對我國31個省市的面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，我國房地產(chǎn)價格波動與個人消費支出間存在反向關(guān)系。

上述文獻的不足在于：沒有從作用機制上進行較為系統(tǒng)的分析；沒有針對房地產(chǎn)價格波動的時滯效應(yīng)進行專門的研究和全面的分析，都只是涉及了一部分；指標的選取和計量方法存在瑕疵；尤其是國內(nèi)的文獻基本以全國的人均數(shù)據(jù)為樣本，而沒有對局部的房地產(chǎn)市場進行分析，難免會使局部和整體之間產(chǎn)生誤差。鑒于此，筆者通過對房地產(chǎn)價格波動影響湖南省城鎮(zhèn)居民消費的各種效應(yīng)進行歸納，并闡述其作用機理，以湖南省城鎮(zhèn)居民2001-2007年的季度數(shù)據(jù)為樣本，進行分析，為相關(guān)研究和有關(guān)政策部門提供參考。

模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)的選取

根據(jù)Modiliglianni生命周期假說理論，影響消費的主要因素是當期收入和實際持有的財富。在最優(yōu)化消費點上，消費函數(shù)如下所示：

C =αW_R+bYD_t

公式中，YD_t為當期可支配勞動收入，W_R為消費者實際財富。Ludweing和Soik（2001）研究了房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)的傳導(dǎo)機制，認為房地產(chǎn)財富效應(yīng)的發(fā)揮，可以通過實現(xiàn)的財富效應(yīng)、預(yù)算約束效應(yīng)等機制實現(xiàn)。這些傳導(dǎo)機制，有些是對消費有正的拉動作用，另外一些則是負向抑制居民社會品消費。由此，本文認為消費者在考慮當期消費支出時，主要考慮的因素應(yīng)該是當期可支配收入和當期的居民資產(chǎn)。其分析模型如下：

XF_t=C₀+cYD_t+αHP_t+ε_t

公式中，以湖南省商品房銷售價格（HP_t）來代表房地產(chǎn)財富變動狀況，以城鎮(zhèn)居民人均消費額（XF_t）代表湖南省居民消費支出水平，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（YD_t）代表收入水平，C₀代表自主性消費，c和α分別代表YD_t和HPt的MPC。考慮到湖南省房地產(chǎn)價格在2001年到2007年的高速成長，本文采用2001年第一季度到2007年第三季度的數(shù)據(jù)作為樣本。數(shù)據(jù)均來自此期間發(fā)布的《湖南統(tǒng)計年鑒》。

計量結(jié)果及解釋

（一）單位根檢驗

為了保證回歸結(jié)果的無偏性、有效性和最佳性，本文利用擴展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF）檢驗方法來檢驗樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征。單位根檢驗的最佳滯后階數(shù)依照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。利用Eviews6.0先后對相關(guān)變量的原始序列和一階差分序列進行ADF檢驗。檢驗結(jié)果如表1。

由表1中的數(shù)據(jù)可知XF、YD和HP時間序列的ADF的統(tǒng)計量大于5%顯著水平下的臨界值，接受原假設(shè)，時間序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列的ADF 值小于5%顯著水平下的臨界值，是平穩(wěn)序列。由于XF、YD和HP都是一階單整的序列，他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗

本文將采用JJ檢驗法（Johansen,1988；Juselius,1990）對相關(guān)變量（XF、YD和HP）進行協(xié)整檢驗。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個和存在兩個協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設(shè)條件下的Johansen 臨界分布值時，拒絕其前提假設(shè)；反之，接受其假設(shè)。本文利用Eviews6.0對相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2所示。

由表2的數(shù)據(jù)可以看出，以檢驗水平5%判斷，XF、YD和HP之間在5%的顯著水平下有且僅有1個協(xié)整向量。且表現(xiàn)為如下方程：

從協(xié)整方程可以看出，居民消費、房屋價格和居民收入之間存在一個長期穩(wěn)定的經(jīng)濟關(guān)系。這種長期關(guān)系可以理解為：當房價上漲1個單位時，消費支出增加0.358個單位；當人均收入增加1元時，人均消費支出增加0.376元。

（三）格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗說明了房地產(chǎn)價格與居民消費之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但并沒有給出兩者之間是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，為此采用Granger因果檢驗，本文運用Eviews6.0軟件對序列DXF和DHP進行短期Granger因果檢驗，根據(jù)AIC最小原則，選入最大滯后值為K＝2，在顯著性水平10％下，檢驗結(jié)果如表3所示。

從表3中可以得出，房地產(chǎn)價格變化和居民消費的短期格蘭杰因果檢驗的F值在10%的水平上是不顯著，接受原假設(shè)，兩者在短期內(nèi)（1-2季度）不存在因果關(guān)系，房地產(chǎn)價格變化沒有構(gòu)成是居民消費增加的Granger 原因。由此可見，湖南省在該時期段內(nèi)，居民資產(chǎn)的財富效應(yīng)很微弱。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于居民消費水平、房地產(chǎn)價格、人均可支配收入之間存在協(xié)整關(guān)系，可以通過建立VAR模型并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析VAR模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)是描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)，它刻畫的是在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當期值和未來值所帶來的影響。圖1是基于VAR（2）模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，將滯后階數(shù)設(shè)定為10期，縱軸代表居民消費對房地產(chǎn)價格的響應(yīng)程度，圖中實線部分為計算值，虛線部分為響應(yīng)函數(shù)值加減兩倍標準差的置信區(qū)間。

根據(jù)圖1的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，居民消費在受到房屋價格一個單位正向的標準差的沖擊后，在滯后的1-10個季度里沖擊效應(yīng)基本為正，居民消費上升，并且呈現(xiàn)出輕微的波浪式的起伏。在滯后的第2季度處于波峰，沖擊效應(yīng)達到最大；在滯后的第6季度處于波谷，達到最低值，之后保持比較穩(wěn)定的狀態(tài)。反映出人們對房地產(chǎn)的增值所帶來的個人財富的增長需要有一個認識過程，但這種認識一旦形成，就會對消費有一個長期穩(wěn)定的推動作用。總體和長期而言，房屋價格對居民消費存在穩(wěn)定的正效應(yīng)。

本文結(jié)論

根據(jù)協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果可以確定，在2001-2007年間，湖南省城鎮(zhèn)居民消費支出與住房價格之間存在著一種共同的趨勢，即房地產(chǎn)的財富效應(yīng)在湖南省這段時期是存在的，但這種效應(yīng)的力量卻很微弱。

由協(xié)整方程回歸得到的系數(shù)顯示，房地產(chǎn)的財富效應(yīng)為正，且在統(tǒng)計學(xué)上顯著。系數(shù)0.358說明房地產(chǎn)價格變動1個單位，消費支出變動0.358個單位；但當房地產(chǎn)價格暴跌時，其負面效用也是不容忽視的。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，一個單位的房地產(chǎn)價格的正向沖擊，會對居民消費產(chǎn)生正效用，導(dǎo)致居民消費增加。這說明人們已經(jīng)把自己的住宅視為一項最大的個人財富，它的增值產(chǎn)生的上漲確實對消費產(chǎn)生了一定的刺激作用。同時房價變動的信息對于消費變動預(yù)測誤差的貢獻率還略高于可支配收入變動相應(yīng)的貢獻率。

綜上所述，湖南省在該時期內(nèi)，房地產(chǎn)價格變動所帶來的財富效用作用雖然存在，但并沒有成為影響居民消費支出變化的主要因素。筆者認為，這主要與房地產(chǎn)財富效用的作用機制有關(guān)，同時也受到房地產(chǎn)的規(guī)模及其發(fā)展程度，房地產(chǎn)金融市場的成熟程度、房地產(chǎn)的流動性、房地產(chǎn)價格的波動趨勢，以及房地產(chǎn)財富的邊際消費傾向等因素的制約。作為政府的決策部門，不僅要看到房地產(chǎn)市場過度繁榮，往往滋生房地產(chǎn)泡沫，而且更要了解房地產(chǎn)價格的持續(xù)下降或者大幅度下跌，對消費的負面影響也是很大的。

參考文獻：

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