房價(jià)波動的財(cái)富效應(yīng)對城鎮(zhèn)居民收入的影響基于湖南省的協(xié)整檢驗(yàn)分析

文先明　向鑫　錢秋蘭

摘要基于微觀視角，梳理房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)理，構(gòu)建了房價(jià)影響居民收入的理論基礎(chǔ)，并利用湖南省1998～2014年數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了房價(jià)波動對居民收入的影響程度.實(shí)證結(jié)果表明，房價(jià)與居民收入之間具有長期協(xié)整關(guān)系，若房地產(chǎn)市場繁榮致使房價(jià)增長1%，則居民收入相應(yīng)增長0.519%.通過向量誤差修正模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)短期房價(jià)波動偏離長期均衡值時(shí)，以負(fù)0.33的力度反向作用機(jī)制將波動拉回到長期均衡值.

關(guān)鍵詞房價(jià)波動；財(cái)富效應(yīng)；城鎮(zhèn)居民收入；協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號F293 文獻(xiàn)標(biāo)識碼A

AbstractFrom the micro perspective， this paper reviewed the effect of real estate wealth effect mechanism， constructed the theoretical basis of the impact of housing prices on the residents income， empirically tested the impact of housing price fluctuation on the income of residents by using the data of Hunan province from 1998～2014. The empirical results show that there is the longterm integration relationship between housing price and the income of residents，when the housing price increase 1%，the residents income grows 0.519%. The vector error correction model test shows that when the shortterm fluctuations deviates from the longterm equilibrium value， the reverse mechanism will draw back to the longterm equilibrium value at the strength of -0.33.

Keywordshousing price fluctuation；wealth effect；urban residents income；cointegration test

1引言

自改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展使得一個(gè)人口大國逐漸擺脫貧困水平，并開始邁向小康水平，受到眾多國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注.隨著人們的生活水平的提高，居民收入有了很大的改觀，中國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由1987年的343元增長到2014年的20 167元，增長了58倍多.2010年中國人均GDP為4 277美元，跨越中低收入水平進(jìn)入中上等收入水平.隨著中國進(jìn)入中等收入行列，能否跨越“中等收入陷阱”成為眾多學(xué)者研究的焦點(diǎn).

自1998年房地產(chǎn)市場化以來，中國房地產(chǎn)經(jīng)歷了高速發(fā)展的過程，且其產(chǎn)值所占GDP的比重越來越高.就房地產(chǎn)投資而言，2000年以來，中國房地產(chǎn)投資在GDP的占比由35%增加到48%，房地產(chǎn)產(chǎn)值占GDP的比重從4%提升到15%，房地產(chǎn)儼然成為拉動經(jīng)濟(jì)的重要支柱.就房價(jià)而言，中國平均房價(jià)從1999年的2 052元/平方米上漲到2014年的6 323元/平方米，上漲3倍多，住房資產(chǎn)已成為過去數(shù)年增值最快的資產(chǎn)之一.經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，中國房地產(chǎn)市場在2008年和2012年出現(xiàn)兩次下滑，但短暫的萎縮之后都引發(fā)了新一輪的房地產(chǎn)爆發(fā)式擴(kuò)張，“買房難”始終是老百姓關(guān)心的重要話題.然而，自2014年房價(jià)開始步入“新常態(tài)”，房價(jià)高速增長的時(shí)期已過去.房地產(chǎn)市場被普遍認(rèn)為存在泡沫，諸如庫存嚴(yán)重、房價(jià)開始出現(xiàn)下跌等問題出現(xiàn)，部分人認(rèn)為房地產(chǎn)泡沫即將破滅.在中國尚未跨越中等收入之際，房地產(chǎn)市場發(fā)展進(jìn)入調(diào)整期之后，是否會導(dǎo)致中國由此進(jìn)入“中等收入陷阱”？研究這個(gè)問題毫無疑問具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義.因此，研究房價(jià)波動對居民收入影響的程度顯得尤為重要.

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2010年中國城鎮(zhèn)居民住房自有率在80%以上，有些家庭甚至有兩套以上住房，住房資產(chǎn)是家庭財(cái)富的重要組成部分.從國外情況看，多數(shù)中等收入家庭的住房資產(chǎn)占到家庭總資產(chǎn)的2/3左右[1].高住房自有率使得家庭財(cái)富依賴于住房價(jià)格的波動，住房價(jià)格在過去數(shù)年持續(xù)高速增長，房價(jià)上漲使得部分城鎮(zhèn)居民家庭財(cái)富加速積累.房價(jià)波動的財(cái)富效應(yīng)是房價(jià)上漲帶動居民財(cái)富增長的過程，房地產(chǎn)具有消費(fèi)品和投資品屬性，一旦房價(jià)上漲，居民就會選擇收益最大化策略，即在房價(jià)上漲過程出售住房，在房價(jià)下跌過程中買進(jìn)住房等待升值，住房資產(chǎn)在一定程度上影響了居民的資產(chǎn)收益[2-4].Case等[5]利用14個(gè)國家的數(shù)據(jù)對不同資產(chǎn)價(jià)格的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行比較，結(jié)果表明證券市場的財(cái)富效應(yīng)較弱，住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)較高，彈性系數(shù)達(dá)到了0.17左右.Benjamin等[6]利用美國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，住房價(jià)格波動的財(cái)富效應(yīng)顯著高于股票等其他資產(chǎn)的收益.Campbell、Cocco[7]認(rèn)為住房資產(chǎn)是居民的重要財(cái)富，房價(jià)主要通過兩種渠道影響消費(fèi)決策：一是財(cái)富效應(yīng)，二是債務(wù)的變化情況.Fisher等[8]認(rèn)為房價(jià)的劇烈變動會導(dǎo)致家庭財(cái)富的變動并影響居民的住房消費(fèi)，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明住房消費(fèi)會受到消費(fèi)、收入和財(cái)富的共同影響.Abdallah、Lastrapes[9]構(gòu)建動態(tài)共同因素模型，基于FAVAR模型檢驗(yàn)結(jié)果表明房價(jià)的財(cái)富效應(yīng)顯著，并很好的解釋了房地產(chǎn)市場和經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)系.從國內(nèi)研究來看，多數(shù)研究指出房價(jià)上漲能夠提升居民整體的財(cái)富水平[10-12].石憶邵等[13]分析房價(jià)波動對家庭資源配置的作用機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)房價(jià)上漲將對家庭資源配置產(chǎn)生直接的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，從而影響家庭的消費(fèi)支出和預(yù)算約束線.王子龍等[14]認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格的變化影響居民消費(fèi)增長，從而影響城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長，房地產(chǎn)市場財(cái)富效應(yīng)通過作用于居民消費(fèi)最終影響宏觀經(jīng)濟(jì).學(xué)者對房價(jià)波動的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了較為廣泛研究[15-17].

從現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)是影響居民收入的重要因素，但現(xiàn)有研究很少采用動態(tài)的視角分析房價(jià)波動對城鎮(zhèn)居民收入的沖擊效應(yīng).本文將房地產(chǎn)作為家庭消費(fèi)的主要組成部分，分析房價(jià)上漲對家庭收入的影響機(jī)制，構(gòu)建房價(jià)對居民收入影響的理論模型，然后以湖南省為例，從房價(jià)上漲對家庭資源配置和家庭財(cái)富影響的角度進(jìn)行實(shí)證研究.本文選擇湖南省的數(shù)據(jù)作為實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)據(jù)，一方面減少區(qū)域差異造成的房價(jià)的異質(zhì)性問題和異方差問題，另一方面，為地方政府調(diào)控提供參考借鑒.

2房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)及其對居民

收入影響的理論模型

2.1房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)理

財(cái)富效應(yīng)（Wealth Effect）最初是指庇古（A.C.Pigou）提出的實(shí)際貨幣余額效應(yīng)，即消費(fèi)除了依賴收入外還依賴實(shí)際財(cái)富的變化.房地產(chǎn)兼具消費(fèi)品和投資品的雙重屬性，且其價(jià)值比較大，故成為居民重要的資產(chǎn).房地產(chǎn)價(jià)格變化導(dǎo)致住房擁有者的財(cái)富變化，影響邊際消費(fèi)傾向，從而影響宏觀經(jīng)濟(jì)的變化.借鑒Modigliani（1977）和Steindel（1981）構(gòu)建的消費(fèi)行為理論，消費(fèi)者消費(fèi)函數(shù)為：

其中，U（·）表示消費(fèi)者在生命周期中第1期商品消費(fèi)c和住房消費(fèi)h所獲得的效用總和，V（·）是間接效用函數(shù)，反映第1期后消費(fèi)者擁有剩余財(cái)富所帶來的效用（間接效用），假設(shè)兩者都屬于遞增（二階連續(xù)可微）且嚴(yán)格擬凹的函數(shù)；w為第2期末家庭凈財(cái)富；y1，y2分別表示第1、2期的勞動收入水平；L表示消費(fèi)者購買住房的貸款，假設(shè)消費(fèi)者貸款周期分為貸款期和還款期，第1期為貸款期，第2期為還款期；p為單位住房價(jià)格，g住房價(jià)格波動率；S為為第1期擁有大于0的儲蓄，市場實(shí)際利率為r.

3指標(biāo)測算與數(shù)據(jù)說明

本文采用湖南省1998～2014年的數(shù)據(jù)進(jìn)行向量誤差修正模型檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析，本文所運(yùn)用的數(shù)據(jù)主要來源于各年《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》、湖南省統(tǒng)計(jì)年報(bào)及湖南省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，通過直接獲取或者加工計(jì)算而成.

3.1被解釋變量

被解釋變量為城鎮(zhèn)居民的收入水平（yt），本文用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入衡量.

3.2解釋變量及控制變量

1）解釋變量為房價(jià)相關(guān)指標(biāo)，主要包括房價(jià)pt和房價(jià)增長率gt.湖南省住房銷售價(jià)格數(shù)據(jù)無法直接得到，因此用住房的平均價(jià)格作為其代理變量.況偉大[24，25]等均采用該指標(biāo).需要指出的是，由于真實(shí)房價(jià)數(shù)據(jù)獲取不到，所以用平均房價(jià)反映真實(shí)房價(jià)的平均水平，即用每年的商品房銷售額/商品房銷售面積作為房價(jià)的代理變量.對于部分年份住房銷售額數(shù)據(jù)缺失部分，采用相關(guān)指標(biāo)后年份的數(shù)值滑動平均值替代.

2）依據(jù)式（11）確定了控制變量Xt包括：城鎮(zhèn)化水平urbt，人力資本edut和物質(zhì)資本capt.城鎮(zhèn)化水平urbt用城鎮(zhèn)化率來衡量，由非農(nóng)村人口除以總?cè)丝谟?jì)算得到.城鎮(zhèn)化水平反映地區(qū)的人口集聚特征，由于人口大量向大城市集聚對住房投資性需求和消費(fèi)性需求都會增長，而收入水平短期之內(nèi)由于外來低收入人群的增加而緩慢增長，甚至拉低地區(qū)的平均收入水平.高連水[26]也采用了該指標(biāo).人力資本由各省市人均受教育年數(shù)來衡量，根據(jù)周建軍等[27]研究，人均受教育年數(shù)是把小學(xué)、初中、高中、大專以上程度的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，具體的計(jì)算公式為：edu=6*prime+9*middle+12*high+16*university（prime、middle、high、university分別表示小學(xué)、初中、高中、大專以上學(xué)歷受教育人口占6歲以上總?cè)丝诘谋戎兀?物質(zhì)資本反映地區(qū)擁有的資本存量，多數(shù)學(xué)者參考張軍等[28]的數(shù)據(jù)進(jìn)行推算得出近期的結(jié)果，但推算的結(jié)果存在一定的差異及部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失，為簡化處理，用湖南省人均固定資產(chǎn)投資（累計(jì)值）代替.

4計(jì)量估計(jì)與結(jié)果分析

4.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在實(shí)證研究中，應(yīng)避免“虛假回歸”問題的出現(xiàn)，從而提高實(shí)證研究的可靠度.首先應(yīng)對各變量進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn).本文利用Eviews7.0版本對各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，對不平穩(wěn)的變量進(jìn)行一階差分再進(jìn)行ADF檢驗(yàn).從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出（見表1），人均可支配收入、房價(jià)、城鎮(zhèn)化率均為非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后都是平穩(wěn)序列，都屬于一階單整過程，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并建立誤差修正模型確定長期與短期的關(guān)系；人力資本、物質(zhì)資本均在5%水平上顯著為平穩(wěn)序列，與人均可支配收入不存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步利用格蘭杰因果檢驗(yàn)對變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析.

4.2協(xié)整分析與向量誤差修正模型分析

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入ln yt、房價(jià)ln pt和城鎮(zhèn)化率urbt是非平穩(wěn)一階單整過程，它們之間可能存在某種穩(wěn)定的線性關(guān)系以及反映變量之間的長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系.為此，利用Johansen極大似然估計(jì)法對三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整分析.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是建立VAR（向量自回歸）模型基礎(chǔ)之上的，因此在進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)之前應(yīng)先構(gòu)建VAR模型，綜合參考LR檢驗(yàn)、AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則，選擇檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為1階.

由表2可知，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都顯示，拒絕只有零個(gè)協(xié)整關(guān)系，接受只有1個(gè)協(xié)整關(guān)系，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與房價(jià)、城鎮(zhèn)化率之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明存在長期的均衡關(guān)系.通過普通最小二乘法（OLS）得到人均可支配收入與房價(jià)、城鎮(zhèn)化率之間的長期均衡方程：

由人均可支配收入的長期均衡方程可知，房價(jià)變動1個(gè)百分點(diǎn)導(dǎo)致人均可支配收入變動0.519個(gè)百分點(diǎn)，房價(jià)變動對人均可支配收入具有正向的促進(jìn)作用.自1998年房地產(chǎn)市場化改革以來，房地產(chǎn)市場飛速發(fā)展推動居民收入的快速增長，對房價(jià)變動的彈性為0.519.為進(jìn)一步分析房價(jià)與人均可支配收入的長期均衡和短期變動的互動關(guān)系，利用協(xié)整關(guān)系變量構(gòu)建向量誤差修正模型（VECM）：

向量誤差修正模型顯示房價(jià)在1%水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且短期內(nèi)房價(jià)增長1%導(dǎo)致人均可支配收入收入增長0.564%，房價(jià)對人均可支配收入的彈性大于長期.城鎮(zhèn)化率未通過顯著性檢驗(yàn)，與長期均衡時(shí)的差異較大，故可以暫不考慮城鎮(zhèn)化對人均可支配收入的影響.短期內(nèi)誤差修正系數(shù)為-0.33符合反向調(diào)整機(jī)制，即反映短期房價(jià)波動偏離長期均衡時(shí)，將以（-0.33）的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，根據(jù)調(diào)整后的判定系數(shù)可知誤差修正模型較為良好.

4.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整分析可知，人均可支配收入ln yt與房價(jià)ln pt、城鎮(zhèn)化率urbt之間存在長期協(xié)整關(guān)系，而與人力資本edut、物質(zhì)資本ln capt之間卻不存在上述關(guān)系，為此進(jìn)一步用格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)確定變量之間的關(guān)系.

根據(jù)ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，edut、ln capt為平穩(wěn)性序列，ln yt經(jīng)一階差分平穩(wěn)，故用經(jīng)差分后平穩(wěn)序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn).檢驗(yàn)結(jié)果顯示（如表3），在5%水平上人力資本edut是人均可支配收入ln yt的Granger原因，反之則不成立；物質(zhì)資本ln capt是人均可支配收入的Granger原因.由此可知，對于湖南省，人力資本、物質(zhì)資本均是人均可支配收入的重要影響因素.

4.4脈沖響應(yīng)分析

根據(jù)以上分析，人均可支配收入與房價(jià)、城鎮(zhèn)化率存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，并且與房價(jià)增長率、人力資本、物質(zhì)資本之間存在因果關(guān)系.因此，利用各變量的平穩(wěn)序列（非平穩(wěn)序列經(jīng)差分一次均平穩(wěn)）建立VAR模型進(jìn)行脈沖效應(yīng)分析，以進(jìn)一步探索各變量對人均可支配收入的動態(tài)影響過程.根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則和LR準(zhǔn)則，可以確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1階.利用VAR（1）模型建立脈沖效應(yīng)函數(shù)，反映各變量對人均可支配收入當(dāng)前值和未來值的沖擊程度（見圖1）.

出現(xiàn)回調(diào)，符合誤差修正機(jī)制，即短期偏離長期值時(shí)反向作用機(jī)制調(diào)整到正常水平.人力資本和物質(zhì)資本具有持久的正效應(yīng)，但人力資本在短期內(nèi)對人均可支配收入的影響較大，究其原因發(fā)現(xiàn)，在21世紀(jì)初擁有高教育層次的居民要遠(yuǎn)高于低教育層次的收入水平，因此人力資本在第2期對居民收入形成較大的正向沖擊.5結(jié)論與啟示

本文基于房地產(chǎn)作為居民財(cái)富的微觀視角，根據(jù)生命周期假說構(gòu)建了分析住房對居民收入影響的基本框架.房價(jià)波動造成居民財(cái)富波動，居民根據(jù)個(gè)人在整個(gè)生命中的財(cái)富進(jìn)行消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)效用最大化的目的，即表現(xiàn)為房價(jià)波動的財(cái)富效應(yīng).為進(jìn)一步分析房價(jià)波動對居民收入的影響程度，采用1998～2014年湖南省數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，房價(jià)、城鎮(zhèn)化率與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系.由長期均衡方程可知，房價(jià)上漲1個(gè)百分點(diǎn)提高人均可支配收入0.519個(gè)百分點(diǎn)，這解釋了自1998年房地產(chǎn)進(jìn)入市場化以來居民收入快速增長的原因.由向量誤差修正模型可知，當(dāng)短期房價(jià)波動偏離長期均衡值時(shí)，反向調(diào)節(jié)機(jī)制以（-0.33）的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡值，即長期存在穩(wěn)定的作用機(jī)制.

格蘭杰因果檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)分析結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化率、人力資本、物質(zhì)資本與居民收入存在因果關(guān)系，在短期內(nèi)會對居民收入造成沖擊，且長期內(nèi)均表現(xiàn)為正向沖擊效應(yīng).根據(jù)本文的結(jié)論得出以下啟示：第一，房地產(chǎn)通過財(cái)富效應(yīng)影響居民收入.因此，根據(jù)社會層次的不同，增加保障性住房和廉租房的供給，使中低收入群體也能享受到房地產(chǎn)帶來的財(cái)富效應(yīng)，能有效改善居民生活狀況和收入水平.第二，需針對性的房地產(chǎn)調(diào)控措施，抑制部分大城市房價(jià)過快增長，拉動中小城市特別是中小城鎮(zhèn)房地產(chǎn)的發(fā)展，使中小城市享受經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的社會財(cái)富.

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