劉　旦　姚玲珍

〔摘要〕在生命周期假說的基礎(chǔ)上，文章構(gòu)造了一個城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)與城鎮(zhèn)居民人均消費關(guān)系的模型，并利用1978-2006年的數(shù)據(jù)，分階段實證研究了我國城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)對城鎮(zhèn)居民人均消費的影響。實證研究發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)房地產(chǎn)市場不具有財富效應(yīng)。住宅供給結(jié)構(gòu)不合理和住宅市場信息不對稱是造成我國城鎮(zhèn)住宅市場不具有財富效應(yīng)的重要原因。

〔關(guān)鍵詞〕住宅資產(chǎn)；消費函數(shù)；生命周期假定；財富效應(yīng)

〔中圖分類號〕F014.5〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕 A〔文章編號〕1008-2689（2008）01-0033-07

一

消費不足是中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的一個重要制約性因素。中國經(jīng)濟(jì)增長依賴投資和出口的局面很難長期維持，這一增長方式在未來的幾年里將不可避免地面臨重要調(diào)整。這樣的調(diào)整對快速發(fā)展中的中國經(jīng)濟(jì)將產(chǎn)生負(fù)面的影響，其影響程度如何完全取決于消費。屆時，如果消費不能成長為代替投資和出口的增長支柱，中國經(jīng)濟(jì)很難排除硬著落的可能。刺激消費增長是中國政府最近提出的經(jīng)濟(jì)“又好又快”發(fā)展的根本之所在，也是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵。

一般認(rèn)為，兩大因素直接影響了消費，即收入效應(yīng)和財富效應(yīng)。收入對消費的影響更多地體現(xiàn)在就業(yè)率和收入分配的不平等。相反地，中國居民消費中的財富效應(yīng)卻沒有明顯地發(fā)揮出來。因此，充分發(fā)揮財富效應(yīng)對刺激消費的積極作用非常重要。

財富通常包括真實財富（如商業(yè)資產(chǎn)和房地產(chǎn)）和金融財富（如證券和銀行存款）兩大類型。目前，國家仍然是土地、重要資源和壟斷行業(yè)企業(yè)的實際所有者和支配者，中國居民能夠?qū)嶋H擁有的財富主要是銀行存款、房地產(chǎn)、私營企業(yè)和其他金融資產(chǎn)。因為現(xiàn)金和銀行存款、債券等資產(chǎn)價值變化很小，一般人們主要討論股票市場和住宅房地產(chǎn)的財富效應(yīng)。但是，關(guān)于中國股市是否具有財富效應(yīng)，大量實證研究得出的結(jié)論是中國股市存在較弱的財富效應(yīng)。這種較弱的影響不僅存在于股市上漲時對消費支出的積極影響，也同樣存在于股市低迷時對消費支出的消極影響。因此，在目前，一個健康的、良好發(fā)展的房地產(chǎn)市場所產(chǎn)生的財富效應(yīng)以及帶給房屋居住者穩(wěn)定未來預(yù)期的作用對于中國經(jīng)濟(jì)的拉動至關(guān)重要。因此，本文從城鎮(zhèn)住宅財富效應(yīng)視角出發(fā)，對我國城鎮(zhèn)居民住宅財富效應(yīng)進(jìn)行綜合分析，目的是為政府制定正確的宏觀調(diào)控政策提供理論指導(dǎo)，從而促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)和我國國民經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。

二

經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出過若干個用于經(jīng)驗研究的消費函數(shù)，具有穩(wěn)態(tài)性質(zhì)的只有Modigliani等提出的消費函數(shù)。按照 Modigliani 和Brunbeng（1954）、Modigliani 和 Steindel（1977）和 Steindel（1977，1981）等人的消費行為理論，在資產(chǎn)收益率（利率）不變，人口年齡結(jié)構(gòu)不變的輔助假設(shè)下，存在如下的生命周期假說宏觀消費函數(shù)：

方程（1）或（3）的經(jīng)驗估計提出了幾個問題。首先是不能直接觀察期望的未來勞動收入，信息滯后的存在導(dǎo)致當(dāng)期收入和財富無法觀察（Goodfriend，1986）。為簡化過程，假定期望的未來勞動收入與當(dāng)期勞動收入成比例。此外，我們還假定當(dāng)期收入和財富是未知的，計劃消費取決于他們的預(yù)期價值，假定消費者在（t-1）期間內(nèi)通過自己能夠獲得的信息形成當(dāng)期收入和財富的預(yù)期，即收入和財富的預(yù)期是理性的。通過這些假設(shè)，通過必要的推導(dǎo)，可以得到包含當(dāng)期和滯后收入及財富變量的短期消費方程：

在方程（6）、（7）中，XF代表城鎮(zhèn)居民人均消費，Y代表城鎮(zhèn)居民收入，JR代表城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)，F(xiàn)J代表城鎮(zhèn)居民實物資產(chǎn)。

1、城鎮(zhèn)居民實物資產(chǎn)。實物資產(chǎn)包括家用電器、家具等耐用消費品和住宅。這類資產(chǎn)由于公開性差，數(shù)據(jù)獲取不易，一般只能通過抽樣調(diào)查取得。即使得到了有關(guān)數(shù)據(jù)，也因其種類繁多、形態(tài)和品質(zhì)各異及市場價值的變化，難以進(jìn)行折舊和估價。因此，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取住宅資產(chǎn)代表實物資產(chǎn)。按照孫鳳（2002年）[1](148)的觀點，住宅資產(chǎn)以城鎮(zhèn)和工礦區(qū)工人建房竣工住宅價值代替，按上一年存量額2.5%折舊后，再加上當(dāng)年竣工住宅價值，為當(dāng)年住宅存量。

2、城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)。城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)是指城鎮(zhèn)居民持有的以貨幣、銀行存款、包括各類債券和股票在內(nèi)的有價證券、保險儲金等各種形態(tài)存在的有形財富，它是城鎮(zhèn)居民可支配收入在用于消費和固定資產(chǎn)投資后的余額?？紤]到數(shù)據(jù)收集的困難，又由于在我國城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)構(gòu)成中，儲蓄存款是一個充滿影響力的核心構(gòu)成因子。因此，我們以銀行存款作為金融資產(chǎn)的替代指標(biāo)。

3、城鎮(zhèn)居民收入。在經(jīng)濟(jì)分析中，常常以居民可支配收入作為收入的標(biāo)志性指標(biāo)?？紤]到通貨膨脹因素對購買力的影響，為保證數(shù)據(jù)具有可比性，這里將城鎮(zhèn)居民家庭的名義人均可支配收入用1978年為基期的全國商品零售價格指數(shù)進(jìn)行平減，得到實際人均可支配收入。

4、城鎮(zhèn)居民人均消費。Edelsteina等（2003）、Case等（2001）和Catte（2004）等人在實證研究中，利用人均消費支出，并用CPI平減指數(shù)消去通貨膨脹影響，以實際人均消費支出作為消費支出的樣本數(shù)據(jù)。因此，在實際分析中，我們利用城鎮(zhèn)地區(qū)的消費者商品零售價格指數(shù)進(jìn)行平減以獲得人均實際消費支出。

此外，在實際分析中還加入利率指標(biāo)。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，利率變化會引起平均消費傾向的相反方向變動。然而M.D.Shapiro等認(rèn)為，利率對消費的影響是不確定的。[2]國內(nèi)的學(xué)者對上述兩種觀點都有贊同者和持異議者。[3](180)但可以肯定的是，隨著收入水平提高和金融市場的發(fā)展，尤其是資本市場的迅速發(fā)展，居民的資產(chǎn)選擇空間越來越大，居民的儲蓄、投資和消費行為對利率的敏感性將逐步提高。另一方面，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌中收入預(yù)期的不穩(wěn)定性以及住房、醫(yī)療、教育等制度改革所造成的預(yù)期支出增加又可能會降低居民對利率的敏感性，從而保持儲蓄的相對穩(wěn)定增加。因此，盡管利率在我國尚未完全市場化，但利率作為一個重要的資產(chǎn)價格變量，究竟是否影響消費，這種影響如何變化，不能不加以分析。本文使用一年期存款名義利率作為利率（R）的代表變量。

本文的時間跨度為1979-2006年，數(shù)據(jù)均來源與中國統(tǒng)計年鑒和中國景氣月報。此外，在實際分析中，對上述各變量取對數(shù)，利率指標(biāo)因為是百分?jǐn)?shù)，直接進(jìn)入方程。

三

（一）長期消費方程的回歸分析和協(xié)整關(guān)系檢驗

格蘭杰、紐博爾特（1974）、菲利普（1986）指出當(dāng)使用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時，會造成虛假回歸，并且沃深（1989）也證明當(dāng)變量存在著單位根時，即非平穩(wěn)時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量，如t值、F值、DW值和R2將出現(xiàn)偏差。因此，要分析經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，首先要檢驗變量的平穩(wěn)性，然后才能進(jìn)行協(xié)整分析。[4]只有具有相同的單整階數(shù)，才能構(gòu)造成協(xié)整變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文采用基于殘差和滯后項分析的ADF檢驗方法[5]來檢驗樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征。

利用Eviews5.0軟件分別對各變量的水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗，檢驗方程的選取根據(jù)相應(yīng)的圖形來確定，檢驗過程中滯后項的確定采用SIC原則，結(jié)果見表1。從表1可以看出各序列在5%的顯著水平下都是一階差分平穩(wěn)的，也就是都屬于序列I(1)。因此， XF、Y、FJ和R之間可能存在協(xié)整關(guān)系，此外，為避免多重共線性采用Stepwise進(jìn)行自變量篩選，銀行存款指標(biāo)被剔除。對余下各變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表2。

從模型的回歸結(jié)果可以看出：第一，各項變量系數(shù)所對應(yīng)的T值，擬合優(yōu)度R2值，F(xiàn)統(tǒng)計量等都非常理想，DW值顯示可近似看作不存在一階自相關(guān)性；第二，城鎮(zhèn)居民實際收入與城鎮(zhèn)居民人均消費具有統(tǒng)計上顯著的正向影響，并且城鎮(zhèn)居民可支配收入是影響城鎮(zhèn)居民人均消費最重要的因素；其次是一年期存款利率，但利率對消費的影響很?。坏谌?，城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)與城鎮(zhèn)居民人均消費呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)每變動一個百分點，城鎮(zhèn)居民人均消費將減少0.368285百分點。此外，銀行存款沒有通過我們的檢驗。

回歸得到殘差序列E，對之進(jìn)行ADF檢驗得：

由于檢驗統(tǒng)計量值-4.272060小于顯著性水平5%時的臨界值-2.986225，因此可認(rèn)為估計殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明上述變量具有協(xié)整關(guān)系。

（二）短期消費方程的回歸分析和協(xié)整關(guān)系檢驗

表4中，QC、LY、LFJ、LR分別代表上期消費、上期收入、上期住宅資產(chǎn)和上期存款利率；DFJ、YY、DR代表住宅資產(chǎn)、居民可支配收入和一年期存款利率的一階差分。

表4顯示短期消費方程（7）的估計，從模型的回歸結(jié)果可以看出：第一，方程的擬合優(yōu)度很高，R2高達(dá)0.935348，并且調(diào)整R2的也達(dá)到0.911529；其次DW統(tǒng)計量為2.01，說明方程不存在一階自相關(guān)性；第二，上期收入對消費的影響最大；其次是上期消費，上期消費對本期消費的影響也很大，說明消費的棘輪效應(yīng)起著重要的作用；再次是上期利率；最后，上期住宅資產(chǎn)與消費呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，上期住宅資產(chǎn)每上漲1個百分點，將導(dǎo)致人均消費支出減少0.42個百分點。第三，上期收入的一階差分對人均消費的影響依然是最大；其次是利率的一階差分，但利率的一階差分對消費的影響非常??；最后，居民住宅資產(chǎn)的的一階差分與居民人均消費存在微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

四

1998年，國務(wù)院發(fā)出了《關(guān)于進(jìn)一步深化城市住房制度改革加快住房建設(shè)的通知》，這一政策的出臺對住房制度改革具有里程碑意義。它一方面促進(jìn)了住宅商品市場的發(fā)育；另一方面極大地調(diào)動了城市居民個人購房的積極性，大幅提高了城市居民住房的自有率。但從1998年到1999 年，真正的住房實物分配總體上并沒有停止。同時由于土地市場的滯后約束了中國住宅市場的全面建立。在土地招拍掛制度實施之前，住宅市場在中段產(chǎn)品的銷售等方面市場化程度很高；但是在土地方面卻幾乎完全是計劃經(jīng)濟(jì)。上述原因的存在導(dǎo)致2000年之前，中國住宅業(yè)市場化程度很低。從2000 年開始，以住房分配制度改革為核心，中國住宅業(yè)的市場化程度才得以快速地提升。因此，下面我們以2000年為界對我國城鎮(zhèn)住宅財富效應(yīng)進(jìn)行分段分析。

（一）對第一時段數(shù)據(jù)的分析（1979～1999年）

如前所述，本文利用Eviews5.0軟件分別對各變量的水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗，結(jié)果見表5。從表5可以看出各序列在5%的顯著水平下都是一階差分平穩(wěn)的，也就是都是屬于序列I(1)。因此， XF、Y、FJ和R之間可能存在協(xié)整關(guān)系，具體回歸結(jié)果見表6。

從模型的回歸結(jié)果可以看出，第一，方程的擬合優(yōu)度R2值，F(xiàn)統(tǒng)計量等都非常理想，DW值顯示可近似看作不存在一階自相關(guān)性；第二，城鎮(zhèn)居民可支配收入依然是影響城鎮(zhèn)居民消費最重要的因素，其次是一年期存款利率，但利率對消費的影響很??；住宅資產(chǎn)與消費呈較小的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但住宅資產(chǎn)的T檢驗值不顯著。原因可能在于1999年以前我國住宅市場還沒有進(jìn)行市場化改革，國家包住房、包教育、包醫(yī)療、包就業(yè)，使居民形成無風(fēng)險預(yù)期。因此，住宅資產(chǎn)的財富效應(yīng)沒有發(fā)揮出來。

（二）對第二時段數(shù)據(jù)的分析（2000～2006年）

2000～2006年樣本期過短，因此，我們采用季度數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前，同樣我們也進(jìn)行單位根檢驗，這樣做是為了避免“偽回歸”。此外，住宅按其價值構(gòu)成可分為：經(jīng)濟(jì)適用房、普通住房和高檔住宅。因此，進(jìn)一步進(jìn)行實證分析的方程可設(shè)定為：

其中JJ代表經(jīng)濟(jì)適用房銷售價格指數(shù)取對數(shù)，BS代表高檔住宅、別墅價格指數(shù)取對數(shù)，PT代表普通住宅價格指數(shù)取對數(shù)，R和XF同上。

1、變量的單位根檢驗

如前所述，利用Eviews5.0軟件分別對方程（8）中各變量的水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗，結(jié)果見表7。從表7可以看出各序列在5%的顯著水平下都是一階差分平穩(wěn)的，也就是都是屬于序列I(1)。因此，它們滿足構(gòu)造VAR模型的必要條件。

2、協(xié)整檢驗

由于上述變量都是單整的，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號關(guān)系。運用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）選擇滯后階數(shù)，本文中滯后二階的SC和 AIC值最小，所以確定滯后階數(shù)為二階來構(gòu)建VAR模型。接下來由表8給出Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果。

根據(jù)表8中的LR統(tǒng)計值，只有第一個似然比統(tǒng)計量大于在顯著性水平為5%下的臨界值，因而只有第一個原假設(shè)被拒絕，即變量之間有而且僅有一個協(xié)整關(guān)系，其表達(dá)式為：

括號內(nèi)數(shù)字為T檢驗值。從模型回歸結(jié)果可以看出：不同類型的住宅價格波動對消費產(chǎn)生的影響是有差別的。高檔住宅銷售價格波動對居民人均消費具有統(tǒng)計上顯著的正向影響。相反，經(jīng)濟(jì)適用房和普通住房銷售價格上漲將導(dǎo)致人均消費支出減少?？梢钥闯?，因為經(jīng)濟(jì)適用房和普通住房價格波動對人均消費支出的反向影響超過了高檔住宅銷售價格波動對人均消費支出的正向影響，在平均水平上，中國住宅價格上漲才表現(xiàn)出對消費的抑制作用。[6]

五

實證結(jié)果表明，我國城鎮(zhèn)住宅財富效應(yīng)為負(fù)，也就是說，城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)的增加對消費支出產(chǎn)生的不是促進(jìn)作用，而是“擠出效應(yīng)”，使消費支出不升反降。但是，分階段來看，1979～1999年，住宅資產(chǎn)對消費的影響沒有通過檢驗，也就是說這個階段的住宅資產(chǎn)財富效應(yīng)沒有發(fā)揮出來；2000～2006年，即住房制度市場化改革以來，住宅資產(chǎn)與人均消費呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，也就是說我國城鎮(zhèn)住宅財富效應(yīng)整體上為負(fù)的原因在于2000～2006年住宅資產(chǎn)與人均消費呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。而2000～2006年住宅資產(chǎn)與人均消費呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的原因又在于經(jīng)濟(jì)適用房和普通住房銷售價格波動對人均消費支出的反向影響超過了高檔住宅銷售價格波動對人均消費支出的正向影響。因此，現(xiàn)階段指望啟動房地產(chǎn)市場來刺激消費的做法是不現(xiàn)實的。我們應(yīng)當(dāng)不斷地完善和規(guī)范房地產(chǎn)市場，嚴(yán)厲打擊房地產(chǎn)開發(fā)商的不正當(dāng)銷售行為，及時披露有關(guān)信息，最大程度地減少房地產(chǎn)市場的信息不對稱程度。此外，我們還要通過政策手段調(diào)控房地產(chǎn)市場供給結(jié)構(gòu)，①逐步使房地產(chǎn)成為促進(jìn)消費增長的一個重要渠道，真正發(fā)揮財富效應(yīng)的作用，以促進(jìn)居民消費，拉動經(jīng)濟(jì)增長。

〔參考文獻(xiàn)〕

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［６］劉旦. 中國城鎮(zhèn)住宅市場財富效應(yīng)分析[J]. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報, 2007(4).

（責(zé)任編輯：高俊山谷風(fēng)）

Micro-inspection of Wealth Effect of China Urban Inhabitants Housing Assets

LIU Dan YAO Ling-zhen

（School of Public Economics and ManagementShanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China）

Abstract: Based on the life cycle suppose, this paper constructs a model of the relationship between Urban Inhabitants Assets of China and Consumption. We empirically research the impact of urban inhabitants housing assets of China on consumption with data from 1978 to 2006. We find that unreasonable housing supplies structure and asymmetrical information is the important reasons that urban inhabitants assets of China has not wealth effect.

Key words: housing assets；the consumption function；the life cycle suppose；wealth effect

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