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    房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平影響研究

    2021-08-17 10:00:05肖華王蕾
    關(guān)鍵詞:房地產(chǎn)開發(fā)VAR模型居民消費(fèi)

    肖華 王蕾

    摘要:居民消費(fèi)水平是政府和公民共同關(guān)心的熱點(diǎn)話題。房地產(chǎn)開發(fā)及與之相關(guān)的房?jī)r(jià)是近年來中國(guó)經(jīng)濟(jì)繁榮的重要驅(qū)動(dòng)力,但學(xué)界并未關(guān)注其與微觀層面居民消費(fèi)水平之間的關(guān)系?;谥袊?guó)1986-2018年的時(shí)間序列數(shù)據(jù),運(yùn)用向量自回歸模型VAR對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)與城市居民消費(fèi)水平之間的關(guān)系進(jìn)行了研究,結(jié)果發(fā)現(xiàn):中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)是城市居民消費(fèi)水平的格蘭杰原因,且存在“互為格蘭杰因果”關(guān)系;中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出了一個(gè)“倒U型”關(guān)系,并據(jù)此提出了相應(yīng)的政策建議與啟示。

    關(guān)鍵詞:土地城市化;房地產(chǎn)開發(fā);居民消費(fèi);沖擊影響;VAR模型

    中圖分類號(hào):F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

    文章編號(hào):1001-9138-(2021)02-0045-52 收稿日期:2021-01-15

    作者簡(jiǎn)介:肖華,華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院。

    王蕾,義烏工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,JSPS博士后研究員,日本神戶大學(xué)系統(tǒng)情報(bào)學(xué)研究科。

    1 引言

    居民生活水平與每個(gè)個(gè)體息息相關(guān),也是學(xué)界和政界關(guān)心的熱點(diǎn)社會(huì)話題。居民生活水平涵蓋的內(nèi)容和范圍具有多元化和綜合性的特征,一般來說,居民生活水平包括了居民的實(shí)際收入水平、消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)的社會(huì)條件和生產(chǎn)條件、社會(huì)服務(wù)的發(fā)達(dá)程度、閑暇時(shí)間的占有量和結(jié)構(gòu)、衛(wèi)生保健和教育普及程度等維度的內(nèi)容。實(shí)踐中,居民生活水平高低受多種因素影響,提升居民生活水平是每人體努力的方向,也是我國(guó)政府推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的落腳點(diǎn)。然而,隨著中國(guó)土地城市化的快速推進(jìn),居民生活水平常常與城市房地產(chǎn)價(jià)格“掛鉤相連”,這誘使我們關(guān)注一個(gè)問題:居民當(dāng)前消費(fèi)信心不足是否受到了當(dāng)前中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的沖擊?中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)及其發(fā)展是如何沖擊城市居民消費(fèi)水平的?回答這些問題有助于豐富居民生活水平影響因素層面的文獻(xiàn)和理論,也有助于為提高居民消費(fèi)水平,推動(dòng)雙循環(huán)背景下的內(nèi)驅(qū)動(dòng)力研討。為了回答上述問題,本文收集了中國(guó)1986-2018年的時(shí)間序列數(shù)據(jù),運(yùn)用向量自回歸模型VAR進(jìn)行探索,以明晰中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊影響,為國(guó)家制定相關(guān)城鎮(zhèn)發(fā)展戰(zhàn)略、提高居民生活水平建言獻(xiàn)策。

    2 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

    提高居民消費(fèi)水平是應(yīng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)雜局面,形成以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體,國(guó)際國(guó)內(nèi)雙循環(huán)相互促進(jìn)新發(fā)展格局的關(guān)鍵。現(xiàn)有文獻(xiàn)中,對(duì)居民消費(fèi)水平現(xiàn)狀的研究占大多數(shù),如:孟靜和曹榮林(2009)基于SPSS對(duì)江蘇省居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀和差異進(jìn)行了分析;夏甜(2012)對(duì)湖北省城市居民消費(fèi)水平差異進(jìn)行了探討。佟孟華(1999)對(duì)遼寧省15個(gè)城市的居民消費(fèi)水平進(jìn)行了綜合評(píng)價(jià),并對(duì)提高居民消費(fèi)水平,實(shí)現(xiàn)地區(qū)健康協(xié)調(diào)發(fā)展提供了參考意義。

    除了對(duì)居民消費(fèi)水平的影響因素進(jìn)行探討外,不少學(xué)者也聚焦于對(duì)居民消費(fèi)水平影響因素進(jìn)行探討。學(xué)者張昊(2020)探討了交通和通訊這兩類基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)居民消費(fèi)水平的影響,并以300多個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)為例實(shí)證了交通和通訊兩類基礎(chǔ)設(shè)施在提升城市居民消費(fèi)水平上的促進(jìn)作用。曾鵬和蔡悅靈(2018)研究了政府公共財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)水平的影響,在他們的研究中,人力資本是公共支出作用于城市居民消費(fèi)水平提升的重要機(jī)制,三者之間存在著相互關(guān)系,通過增加公共支出和提升人力資本水平,能夠提升城市居民的消費(fèi)水平。俞月沁(2014)從宏觀的視角探討了新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略選擇對(duì)居民消費(fèi)水平的影響,在她看來,居民消費(fèi)水平受城市規(guī)模和城市空間布局影響,以中小城市為中心的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略能夠有效提升居民消費(fèi)水平。

    總的來說,盡管學(xué)者對(duì)當(dāng)前居民消費(fèi)水平給予了足夠的關(guān)注,但鮮有從房地產(chǎn)開發(fā)視角、房?jī)r(jià)提升維度入手,探討其對(duì)居民消費(fèi)水平的影響。在過去十多年間,高繁榮的房地產(chǎn)市場(chǎng)與高增長(zhǎng)的房?jī)r(jià)給中國(guó)經(jīng)濟(jì)帶來高GDP增速的同時(shí),是否也對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)水平造成了沖擊呢?此問題構(gòu)成了本文的主要內(nèi)容和創(chuàng)新點(diǎn)。

    3 實(shí)證分析

    3.1 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

    通常情況下,城市居民的生活水平與消費(fèi)價(jià)格和能力以及收入水平等關(guān)系密切,而房地產(chǎn)開發(fā)投資總額體現(xiàn)城市擴(kuò)張和發(fā)展的速度以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平。為探索中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)(自變量)對(duì)城市居民消費(fèi)水平(因變量)的沖擊影響,本文以1986-2018年的中國(guó)居民消費(fèi)水平(記為cy)、房地產(chǎn)開發(fā)投資總額(記為iy)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為變量,構(gòu)建向量自回歸模型。各變量指標(biāo)的基本解釋如表1所示。本文的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)財(cái)政部、中國(guó)國(guó)家稅務(wù)總局。由于本文所研究的變量與“收入”相關(guān),所以需要剔除價(jià)格帶來的影響,因此,除了上述變量,本文還收集了城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1978=100),由于房地產(chǎn)開發(fā)投資總額最早的時(shí)間序列數(shù)據(jù)僅能追蹤到1986年,故將城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)算成以1986年為基期的水平指數(shù)(1986=100)。采用城鎮(zhèn)居民價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減后的房地產(chǎn)開發(fā)投資總額、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平分別記為piy、pcy;另外,為了消除可能存在的異方差性,對(duì)兩個(gè)變量以及平減后的變量采取自然對(duì)數(shù)處理,分別記為lniy、lncy與lnpiy、lnpcy,并求取均值、最值及標(biāo)準(zhǔn)差。全文實(shí)證部分采取Stata16.0運(yùn)行。

    由表1可知,解釋變量房地產(chǎn)開發(fā)投資總額iy的最小值僅為101億元,而最大值高達(dá)120264億元,被解釋變量城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平cy的最值分別為872.000、33282.000元,可見如果將原始數(shù)據(jù)iy和cy直接納入VAR模型進(jìn)行回歸,會(huì)因?yàn)楫惙讲顚?dǎo)致系數(shù)偏誤,而且如果不消除價(jià)格的影響,無法得出較為準(zhǔn)確的估計(jì);由此,平減收入類變量是實(shí)證之前所必須的步驟,兩變量存在統(tǒng)計(jì)單位的差異,需要采取對(duì)數(shù)化處理。為直觀地反映兩者的關(guān)系,分別將平減之前和之后的變量畫出折線圖如圖1所示。首先,lncy與lniy的趨勢(shì)特征與lnpiy和lnciy的趨勢(shì)一致,但后者更小,即出現(xiàn)異方差的可能性被大大降低。其次,從時(shí)間趨勢(shì)來看,1986-2018年期間,lnpiy在大約2004年之前的值要低于lnpcy,而之后逐漸拉大,形成“剪刀差”式的演化特征。

    3.2 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

    由于中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平均為時(shí)間序列,而通常經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列大都具有不平穩(wěn)的特征,在回歸之前,就必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢測(cè);而檢測(cè)時(shí)間序列平穩(wěn)性最有效的方法是單位根檢驗(yàn),最經(jīng)典的方法是ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表2。結(jié)果可知,lncy序列都是非平穩(wěn)的,其余的序列變量都平穩(wěn),為此采用lnpcy、lnpiy進(jìn)入VAR模型,并進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

    3.3 VAR模型構(gòu)建與有效性分析

    3.3.1 VAR模型一般形式

    由于VAR模型常用于相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖,從而描述各個(gè)經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響,選取VAR模型,表達(dá)式為(1):

    lnpcyi = β0 + β1·ln pcyi-1 + β2·lnpiyi +εi(i=1,2,3,…,n)? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? (1)

    其中,ln pcyi是k維度內(nèi)生列向量:代表城市居民消費(fèi)水平,ln pcyi是k維度外生列向量:代表城市居民消費(fèi)水平,βi維待估系數(shù)矩陣,εi是k維隨機(jī)干擾項(xiàng)。

    3.3.2 VAR模型的階數(shù)選擇

    確定最佳滯后期是VAR模型有效性判斷的必要步驟,依據(jù)常用的LL、LR、FPE、AIC、HQIC、SBIC等6個(gè)統(tǒng)計(jì)量,確定最佳滯后期如表3所示。結(jié)果顯示,滯后4期的*號(hào)有5個(gè),優(yōu)勢(shì)明顯,故確定模型的最佳滯后期為4。最佳滯后期確定之后,構(gòu)建模型VAR (4)進(jìn)行回歸,如表4所示;同時(shí),還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)P蚔AR (4)的有效性。

    由表4的結(jié)果可知,被解釋變量城市居民消費(fèi)水平受到了滯后2~4期的中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)的顯著影響,系數(shù)分別為0.3089、-0.3666、0.2659;值得注意的是第二期的影響為負(fù),表明中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)會(huì)在某一階段內(nèi)造成城市居民消費(fèi)水平的下降。同時(shí)第一期房地產(chǎn)開發(fā)變量并不顯著,表明在城市開發(fā)初期,并不會(huì)影響到該城市居民的消費(fèi)水平。VAR模型的有效性還需進(jìn)行檢驗(yàn),主要包括各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)和殘差序列的白噪聲檢驗(yàn)。

    3.3.3 VAR模型的相關(guān)檢驗(yàn)

    3.3.3.1 聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)與白噪聲檢驗(yàn)

    VAR (4)模型的各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,雖然表5中某一些階數(shù)不顯著,但所有的聯(lián)合性檢驗(yàn)結(jié)果均在5%或者1%的顯著性水平下顯著,這表明本文的VAR (4)構(gòu)建合理。此外,為了檢測(cè)殘差項(xiàng)是否存在白噪聲,進(jìn)行殘差項(xiàng)的序列相關(guān)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

    檢驗(yàn)結(jié)果顯示,滯后項(xiàng)的P值分別為0.6884、0.8362,則接受“沒有白噪聲”的原假設(shè),表明本文構(gòu)建的VAR (4)不存在較為嚴(yán)重的內(nèi)生問題。即從計(jì)量上科學(xué)論證了中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)確實(shí)對(duì)城市居民消費(fèi)水平造成了重要影響;另外,采用AR多項(xiàng)式特征判斷模型有效性如圖2所示。圖中的藍(lán)色點(diǎn)為特征根,很明顯均在單位圓內(nèi),表明序列無自相關(guān)、平穩(wěn)且意味著中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)具有長(zhǎng)期持續(xù)性,即模型有效,因此,可以進(jìn)行IRF脈沖響應(yīng)函數(shù)分解。

    3.3.3.2 殘差序列的正太分布檢驗(yàn)

    表7進(jìn)一步對(duì)VAR (4)模型的殘差項(xiàng)進(jìn)行了Jarque-Bera、Skewness、Kurtosis 等三個(gè)正態(tài)分布檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,所有的P值結(jié)果均可在5%的顯著性水平上接受這三個(gè)變量的動(dòng)正態(tài)分布的原假設(shè):假設(shè)殘差項(xiàng)不為正太分布。盡管找動(dòng)項(xiàng)不服從正態(tài)分布對(duì)VAR模型本身的影響不大,但殘差項(xiàng)的“正太性”使得結(jié)果不會(huì)偏離真實(shí)樣本數(shù)生成過程,并且使得在做沖擊效應(yīng)研究時(shí)變得可信。

    VAR模型的重要作用之一是進(jìn)行預(yù)測(cè),對(duì)1990年到2018年的中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)和城市居民消費(fèi)水平的發(fā)展趨勢(shì)預(yù)測(cè)來看,預(yù)測(cè)線forecast與實(shí)際線的基本趨勢(shì)一樣,能夠較好的預(yù)測(cè)本文研究范圍內(nèi)的數(shù)字;那么在2020-2030年內(nèi),仍然可以看到中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)和城市居民消費(fèi)水平保持同時(shí)上漲的趨勢(shì)。雖然如此,中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊產(chǎn)生怎樣的動(dòng)態(tài)影響無法獲知,比如中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)程度每增加一個(gè)百分點(diǎn),城市居民消費(fèi)水平會(huì)變化多少和有多大的影響。此時(shí),需要用到正交化沖響應(yīng)函數(shù);未正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)無法厘清各變量沖擊的單獨(dú)影響,意義不大。但正交化的函數(shù)還會(huì)依賴于變量的排序。為此,分別考察中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)與城市居民消費(fèi)水平變量之間的格蘭杰因果關(guān)系如圖3所示。

    3.3.3.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

    經(jīng)濟(jì)學(xué)家開拓了一種試圖分析經(jīng)濟(jì)變量之間的格蘭杰因果關(guān)系的辦法,即格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)方法為2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主克萊夫·格蘭杰(Clive W.J.Granger)所開創(chuàng),用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的格蘭杰因果關(guān)系。他給格蘭杰因果關(guān)系的定義為“依賴于使用過去某些時(shí)點(diǎn)上所有信息的最佳最小二乘預(yù)測(cè)的方差”。進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性,否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問題。在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前首先應(yīng)對(duì)各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(前文已經(jīng)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn))。常用增廣的迪基-富勒檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))來分別對(duì)各指標(biāo)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn),直接進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

    表8顯示,在以城市居民消費(fèi)水平(lnpcy)為被解釋變量的方程中,如果檢驗(yàn)變量中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)(lnpiy)系數(shù)的聯(lián)合顯著的卡方統(tǒng)計(jì)量為24.390,相應(yīng)的P值為0.0000 (拒絕原假設(shè)),故可認(rèn)為中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)(lnpiy)城市居民消費(fèi)水平(lnpcy)的格蘭杰原因。表8中的“ALL”表示同時(shí)檢驗(yàn)所有自變量的聯(lián)合顯著性,由于本文只考慮中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)變量的影響,因此與單變量的結(jié)果一致。類似的,將中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)作為被解釋變量,也可以得出類似的結(jié)果:城市居民消費(fèi)水平(lnpcy)也是中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)(lnpiy)的格蘭杰原因,可以進(jìn)一步進(jìn)行脈沖影響函數(shù)分析,由于“互為格蘭杰因果”命題成立,需要考察中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)以及反向沖擊作用。

    3.4 中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)

    脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)受到某種沖擊、發(fā)生變化時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響如圖4所示。圖4中按照不同的時(shí)間段分了五個(gè)小圖進(jìn)行中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng),依次即為Graph1-5。圖中紅色線表是0線,縱坐標(biāo)表示沖擊響應(yīng)程度:也就是隨著時(shí)間的推移,中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)程度的逐步加深對(duì)與城市居民消費(fèi)水平的沖擊影響。

    從Graph1來看,中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)持續(xù)到40期,但大約在第20期之后歸于“平靜”,也就是沖擊效應(yīng)較小,幾乎為0。在第0~20期時(shí),中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出了一個(gè)“倒U型”關(guān)系(參見Graph5),也即是說,約在房地產(chǎn)開發(fā)的初期(第10期)以前,隨著中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)程度的逐步提高,開發(fā)資金投入的持續(xù)加大,對(duì)應(yīng)也逐漸提高了城市居民的消費(fèi)水平:也可以說產(chǎn)生了“負(fù)面”作用,而當(dāng)繼續(xù)進(jìn)行中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)與城市擴(kuò)張時(shí),這種對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊作用逐步降低(第10~20期時(shí))。中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出了一個(gè)“倒U型”關(guān)系與前人文獻(xiàn)在“城鄉(xiāng)收入差距與城市化(城市擴(kuò)張)”關(guān)系時(shí)得出的結(jié)論一致。不僅如此,前人也采用VAR模型對(duì)城市土地價(jià)格波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的影響進(jìn)行了研究,應(yīng)用廣泛,結(jié)論可靠。

    4 結(jié)論建議

    居民消費(fèi)水平提升是政府和公民共同關(guān)心的熱點(diǎn)話題。房地產(chǎn)開發(fā)及與之相關(guān)的房?jī)r(jià)是近年來中國(guó)經(jīng)濟(jì)繁榮的重要驅(qū)動(dòng)力,但學(xué)界并未關(guān)注其與微觀層面的居民消費(fèi)水平之間的關(guān)系。本文基于中國(guó)1986-2018年的時(shí)間序列數(shù)據(jù),運(yùn)用向量自回歸模型VAR對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)與城市居民消費(fèi)水平之間的關(guān)系進(jìn)行了研究,結(jié)果發(fā)現(xiàn):第一,中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)是影響城市居民消費(fèi)水平的格蘭杰原因,且存在“互為格蘭杰因果”關(guān)系。第二,中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)對(duì)城市居民消費(fèi)水平的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出了一個(gè)“倒U型”關(guān)系。這兩點(diǎn)結(jié)論對(duì)于當(dāng)前立足國(guó)內(nèi)大循環(huán),促進(jìn)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)的發(fā)展格局有著重要的啟示意義。具體來說:第一,房地產(chǎn)開發(fā)是中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的產(chǎn)物,一定程度上構(gòu)成了新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的基石,盡管近年來發(fā)展過快的房地產(chǎn)也給中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,尤其是居民生活水平帶來了不少負(fù)面影響,但經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的大背景下,不必過度憂慮房地產(chǎn)開發(fā)帶來的負(fù)面效應(yīng),尊重其本身發(fā)展的規(guī)律,并適當(dāng)加以完善和調(diào)整,是政府和居民應(yīng)共同持有的態(tài)度。第二,居民消費(fèi)水平提升仍是需持續(xù)重視和投入的重點(diǎn)課題,除了鼓勵(lì)居民從自身能力和水平出發(fā)提升自己在日益激烈競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下的競(jìng)爭(zhēng)力外,政府應(yīng)從完善住房保障、維護(hù)房地產(chǎn)公平政策的發(fā)展秩序、提升居民收入水平、注重公民收入分配結(jié)構(gòu)合情合理等途徑出發(fā),提升城鄉(xiāng)居民收入水平。

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