【摘要】房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)的作用是正向的、負(fù)向的、亦或是無(wú)效的？已有的研究成果中各持己見(jiàn)。而在我國(guó)判斷房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)具有非常重要的實(shí)踐和理論意義。因此本文為了揭示房地產(chǎn)價(jià)格與居民消費(fèi)的關(guān)系，應(yīng)用LC—PIH模型，采用代表性城市北京1999～2011年季度數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整分析和誤差修正模型對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證分析。研究表明：長(zhǎng)期房地產(chǎn)財(cái)富呈正效應(yīng)，但在短期不顯著。
　　【關(guān)鍵詞】房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng) LC—PIH 協(xié)整分析 誤差修正模型
　　一 引言
　　在西方，對(duì)財(cái)富效應(yīng)的研究由來(lái)已久。而中國(guó)自1998年6月房改工作會(huì)議提出了“停止住房實(shí)物分配，實(shí)現(xiàn)住房分配貨幣化”的變革性制度后，揭開了中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)化的序幕。中國(guó)房地產(chǎn)起步較晚，而房地產(chǎn)在我國(guó)卻占有極其重要的地位，房產(chǎn)在家庭財(cái)產(chǎn)中占有非常重要的一部分，是民生大計(jì)。現(xiàn)在房?jī)r(jià)高居不下，國(guó)家多次打壓高價(jià)住房，屢屢重拳出擊，期望房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)和諧發(fā)展，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)社會(huì)消費(fèi)。本文以代表性城市數(shù)據(jù)北京為例，實(shí)證研究房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，也是順應(yīng)現(xiàn)階段國(guó)情，是非常必要的。
　　二 理論模型
　　Robert E.Hall（1978）和Marjorier Flavin（1981）集中探討了理性預(yù)期理論和生命周期理論，及持久收入理論的綜合內(nèi)涵。歸總為L(zhǎng)C—PIH模型，把持久收入理論對(duì)未來(lái)預(yù)期的強(qiáng)調(diào)與生命周期理論對(duì)財(cái)富和人口統(tǒng)計(jì)變量的強(qiáng)調(diào)，結(jié)合起來(lái)，將財(cái)富當(dāng)做總消費(fèi)最重要的決定因素。最優(yōu)消費(fèi)方程模型為：
　　本文在計(jì)量模型（1）式的基礎(chǔ)上，簡(jiǎn)化為
　　其中：W代表財(cái)富，Y代表收入，C代表消費(fèi)，r為資產(chǎn)貼現(xiàn)率，β和γ分別為財(cái)富存量和收入的邊際消費(fèi)傾向。
　　本文的模型便采用（2）式，以此為基礎(chǔ)，建立序列協(xié)整分析，進(jìn)而建立相應(yīng)的誤差修正模型。隨著中國(guó)（特別是北京）市場(chǎng)化的不斷提高，持久收入假說(shuō)和生命周期理論已經(jīng)具備了較強(qiáng)的適用性。采用協(xié)整方法反映序列見(jiàn)的長(zhǎng)期均衡，并加上誤差修正模型（ECM）進(jìn)行短期修正。如此將解釋消費(fèi)變量的長(zhǎng)期與短期作用分離看來(lái)，更加合理地進(jìn)行房地產(chǎn)財(cái)富分析。
　　三 房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)實(shí)證分析
　　1.變量選取和數(shù)據(jù)處理
　　中國(guó)房地產(chǎn)發(fā)展起步較晚，標(biāo)志性的事件是1998年6月房改工作會(huì)議。所以本文選取1999年第1季度到2011年第4季度的數(shù)據(jù)為樣本，針對(duì)北京地區(qū)進(jìn)行分析。中國(guó)有房者多為城鎮(zhèn)居民，所以，居民的消費(fèi)需求以城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)支出代替。居民收入以城鎮(zhèn)家庭人均收入代替。房?jī)r(jià)指標(biāo)上，采用住宅銷售額與住宅面積之比，考慮到房?jī)r(jià)的季節(jié)因素影響，采用每個(gè)月度的住宅銷售額累計(jì)值除以每個(gè)月度的住宅面積，初步進(jìn)行了季節(jié)性差異平均，減少季節(jié)因素影響?？紤]到通貨膨脹的影響，以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）為通貨膨脹率，對(duì)家庭人均消費(fèi)支出和家庭人均收入進(jìn)行了變量處理。
　　所有數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的月度數(shù)據(jù)，本文采用三個(gè)月平均化，將月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化成季度數(shù)據(jù)。
　　為了更好地對(duì)模型意義解釋說(shuō)明和提出數(shù)據(jù)自相關(guān)影響，本文采用了通用的數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化變換，將調(diào)整后的城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)支出（C）、城鎮(zhèn)家庭人均收入（Y）和房地產(chǎn)價(jià)格（HP）取自然對(duì)數(shù)，得到lnC、lnY、lnHP。
　　2.單位根檢驗(yàn)
　　對(duì)lnC、lnY、lnHP以及一階差分項(xiàng)DlnC、DlnY、DlnHP分別進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，確定各時(shí)間序列的單整性。結(jié)果如表1所示。
　　ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：lnC，lnY，lnHP在有截距項(xiàng)無(wú)時(shí)間趨勢(shì)的單位根檢驗(yàn)中，落入了接受域中，接受原假設(shè)，即存在單位根，意味著居民消費(fèi)、居民收入和住宅價(jià)格三者是不平穩(wěn)時(shí)間序列。三個(gè)時(shí)間序列的差分項(xiàng)，DlnC、DlnY、DlnHP在有截距的項(xiàng)無(wú)時(shí)間趨勢(shì)的單位根檢驗(yàn)中，落入了拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，意味著一階差分的居民消費(fèi)、居民收入和住宅價(jià)格三者是平穩(wěn)時(shí)間序列。由此可以確定，所用的三個(gè)時(shí)間序列，屬于一階單整變量，存在協(xié)整關(guān)系的可能。
　　3.協(xié)整檢驗(yàn)
　　在lnC、lnY、lnHP三組時(shí)間序列均為一階單整的基礎(chǔ)上，采用了Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在長(zhǎng)期關(guān)系。表2給出了三者的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。發(fā)現(xiàn)在10%的置信區(qū)間里，這三組時(shí)間序列存在著兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Gonzlo和Granger（1995）的研究，可以認(rèn)為居民消費(fèi)、居民收入和住宅價(jià)格之間存在一個(gè)共同的長(zhǎng)期記憶，也就是長(zhǎng)期里它們的線性組合會(huì)存在一個(gè)向均衡收斂的趨勢(shì)。
　　4.基于誤差修正模型（ECM）的數(shù)據(jù)分析
　　協(xié)整分析看出了房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的存在，為了進(jìn)一步分析房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的大小，需要建立模型估計(jì)房地產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)水平之間的邊際消費(fèi)傾向。對(duì)于滯后年限選擇了1期滯后，關(guān)注消費(fèi)變量作為被解釋變量的方程，得到如下結(jié)果：
　?。?）式為居民消費(fèi)與住宅價(jià)格的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。（4）式為居民消費(fèi)與居民收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。（5）式為誤差修正模型。由（3）式協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果可知：在長(zhǎng)期中，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了正向拉動(dòng)影響。在1%的置信區(qū)間里顯著，當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)會(huì)提高0.907個(gè)百分點(diǎn)，可見(jiàn)，在長(zhǎng)期中，房地產(chǎn)在居民消費(fèi)中所占的權(quán)重影響是非常高的。由（4）式協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果可知：在長(zhǎng)期中房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了正向拉動(dòng)影響。在1%的置信區(qū)間里顯著，當(dāng)居民收入上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)會(huì)提高0.954個(gè)百分點(diǎn)，這個(gè)非常明顯，收入促進(jìn)消費(fèi)效應(yīng)是非常正常的，收入提高消費(fèi)增加的正向影響可想而知。在長(zhǎng)期中，居民消費(fèi)隨住宅價(jià)格和居民收入的上漲而上升，存在著一個(gè)穩(wěn)定的系統(tǒng)關(guān)系。
　　由（5）式的誤差修正模型可以看出上一期的消費(fèi)變動(dòng)對(duì)本期的消費(fèi)影響是負(fù)向的。本期收入變動(dòng)對(duì)本期消費(fèi)影響是正向的。收入的誤差修正項(xiàng)的長(zhǎng)期調(diào)整系數(shù)為0.251（而顯著性水品為5%），說(shuō)明了當(dāng)偏離均衡狀態(tài)時(shí)，系統(tǒng)將以0.251的調(diào)整力度從非均衡狀態(tài)下拉回均衡狀態(tài)。在短期中，房地產(chǎn)有關(guān)的各個(gè)系數(shù)都沒(méi)有過(guò)多的解釋能力，同時(shí)系數(shù)較小。在短期收入的居民邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.353，住宅價(jià)格的居民消費(fèi)傾向?yàn)?.028，在短期，房地產(chǎn)的影響力顯著減少，相比于收入而言非常微弱，所以消費(fèi)的過(guò)度敏感性降低了房地產(chǎn)財(cái)富效用。
　　四 結(jié)論分析
　　綜合協(xié)整和誤差修正模型的實(shí)證分析，可以發(fā)現(xiàn)北京地區(qū)的財(cái)富效應(yīng)在一定程度上是存在的。長(zhǎng)期的房地產(chǎn)效應(yīng)較為明顯，房?jī)r(jià)的上升會(huì)促進(jìn)消費(fèi)，在短期中，影響效果較為微弱。
　　房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)實(shí)質(zhì)是虛擬經(jīng)濟(jì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生作用的過(guò)程，Alexander和Torsten（2002）提出，資產(chǎn)價(jià)格的財(cái)富效應(yīng)通常包括已兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)、未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)、流動(dòng)約束效應(yīng)、預(yù)算約束效應(yīng)和替代效應(yīng)。前三種效應(yīng)是針對(duì)有房者，房?jī)r(jià)上升會(huì)產(chǎn)生正向的財(cái)富效應(yīng)。后兩者針對(duì)無(wú)房者，房?jī)r(jià)的上升會(huì)產(chǎn)生負(fù)向的財(cái)富效應(yīng)。就是由這五種效應(yīng)的總合作用，產(chǎn)生了正或負(fù)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。但是通過(guò)實(shí)證分析房?jī)r(jià)的波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響需要時(shí)間，短期的房?jī)r(jià)上揚(yáng)居民不會(huì)認(rèn)為是價(jià)格的上升，也不會(huì)對(duì)消費(fèi)做出太多的改變。
　　自1998年房改后，中國(guó)政府一直對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)實(shí)施外在的強(qiáng)有力的干預(yù)，出臺(tái)政策層次不窮。房地產(chǎn)價(jià)格作為反映國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的“晴雨表”功能也漸進(jìn)失效。所以中國(guó)的房地產(chǎn)價(jià)格與市場(chǎng)性漸漸偏離，短期的價(jià)格波動(dòng)人們不會(huì)做太大的改變，習(xí)慣歸結(jié)于政策影響而非房產(chǎn)的真實(shí)增值，因此會(huì)持有謹(jǐn)慎觀望的態(tài)度，不會(huì)貿(mào)然進(jìn)行消費(fèi)。當(dāng)房?jī)r(jià)持續(xù)上漲，人們預(yù)期房?jī)r(jià)還會(huì)繼續(xù)上漲，暫時(shí)性房產(chǎn)財(cái)富轉(zhuǎn)換成持久房產(chǎn)財(cái)富時(shí)，人們真正的感到了“富有”，才會(huì)消費(fèi)。
　　參考文獻(xiàn)
　　[1]Aoki K. Proudman J，Vlieghe G.，Houses as collateral：Has the link between house price and consumption in the UK change[J].Fed Reserve Bank New York Econ Pol Rev，2002（8）
　　[2]唐建偉.股票與房地產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)消費(fèi)的影響[J].上海金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2004（1）
　　[3]劉建江、楊玉娟、袁冬梅.從消費(fèi)函數(shù)理論看房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)制[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2005（2）
　　[4]趙楊、張屹山、趙文勝.房地產(chǎn)市場(chǎng)與居民消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011（