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    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

    2015-02-02 15:46:44周建軍葉婷鞠方
    關(guān)鍵詞:收入差距房地產(chǎn)市場聚類分析

    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

    第二

    第三

    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

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    PHBEIJING does not Granger Cause JNBEIJING

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    JNTIANJING does not Granger Cause PHTIANJING

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    PHTIANJING does not Granger Cause JNTIANJING

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    JNJIANGSU does not Granger Cause PHJIANGSU

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    JNHUNAN does not Granger Cause PHHUNAN

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    PHHUNAN does not Granger Cause JNHUNAN

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    JNHEBEI does not Granger Cause PHHEBEI

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    PHHEBEI does not Granger Cause JNHEBEI

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    JNGUIZHOU does not Granger Cause PHGUIZHOU

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    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)

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