文先明　向鑫　錢秋蘭

摘要基于微觀視角，梳理房地產財富效應的作用機理，構建了房價影響居民收入的理論基礎，并利用湖南省1998～2014年數據實證檢驗了房價波動對居民收入的影響程度.實證結果表明，房價與居民收入之間具有長期協(xié)整關系，若房地產市場繁榮致使房價增長1%，則居民收入相應增長0.519%.通過向量誤差修正模型檢驗發(fā)現，當短期房價波動偏離長期均衡值時，以負0.33的力度反向作用機制將波動拉回到長期均衡值.

關鍵詞房價波動；財富效應；城鎮(zhèn)居民收入；協(xié)整檢驗

中圖分類號F293 文獻標識碼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，中國經濟持續(xù)高速發(fā)展使得一個人口大國逐漸擺脫貧困水平，并開始邁向小康水平，受到眾多國內外學者的廣泛關注.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入中上等收入水平.隨著中國進入中等收入行列，能否跨越“中等收入陷阱”成為眾多學者研究的焦點.

自1998年房地產市場化以來，中國房地產經歷了高速發(fā)展的過程，且其產值所占GDP的比重越來越高.就房地產投資而言，2000年以來，中國房地產投資在GDP的占比由35%增加到48%，房地產產值占GDP的比重從4%提升到15%，房地產儼然成為拉動經濟的重要支柱.就房價而言，中國平均房價從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，住房資產已成為過去數年增值最快的資產之一.經驗研究發(fā)現，中國房地產市場在2008年和2012年出現兩次下滑，但短暫的萎縮之后都引發(fā)了新一輪的房地產爆發(fā)式擴張，“買房難”始終是老百姓關心的重要話題.然而，自2014年房價開始步入“新常態(tài)”，房價高速增長的時期已過去.房地產市場被普遍認為存在泡沫，諸如庫存嚴重、房價開始出現下跌等問題出現，部分人認為房地產泡沫即將破滅.在中國尚未跨越中等收入之際，房地產市場發(fā)展進入調整期之后，是否會導致中國由此進入“中等收入陷阱”？研究這個問題毫無疑問具有重要的理論與現實意義.因此，研究房價波動對居民收入影響的程度顯得尤為重要.

統(tǒng)計數據顯示，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，住房資產是家庭財富的重要組成部分.從國外情況看，多數中等收入家庭的住房資產占到家庭總資產的2/3左右[1].高住房自有率使得家庭財富依賴于住房價格的波動，住房價格在過去數年持續(xù)高速增長，房價上漲使得部分城鎮(zhèn)居民家庭財富加速積累.房價波動的財富效應是房價上漲帶動居民財富增長的過程，房地產具有消費品和投資品屬性，一旦房價上漲，居民就會選擇收益最大化策略，即在房價上漲過程出售住房，在房價下跌過程中買進住房等待升值，住房資產在一定程度上影響了居民的資產收益[2-4].Case等[5]利用14個國家的數據對不同資產價格的財富效應進行比較，結果表明證券市場的財富效應較弱，住房資產財富效應較高，彈性系數達到了0.17左右.Benjamin等[6]利用美國數據研究發(fā)現，住房價格波動的財富效應顯著高于股票等其他資產的收益.Campbell、Cocco[7]認為住房資產是居民的重要財富，房價主要通過兩種渠道影響消費決策：一是財富效應，二是債務的變化情況.Fisher等[8]認為房價的劇烈變動會導致家庭財富的變動并影響居民的住房消費，協(xié)整檢驗結果表明住房消費會受到消費、收入和財富的共同影響.Abdallah、Lastrapes[9]構建動態(tài)共同因素模型，基于FAVAR模型檢驗結果表明房價的財富效應顯著，并很好的解釋了房地產市場和經濟增長的聯(lián)系.從國內研究來看，多數研究指出房價上漲能夠提升居民整體的財富水平[10-12].石憶邵等[13]分析房價波動對家庭資源配置的作用機制時發(fā)現房價上漲將對家庭資源配置產生直接的收入效應和替代效應，從而影響家庭的消費支出和預算約束線.王子龍等[14]認為房地產價格的變化影響居民消費增長，從而影響城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長，房地產市場財富效應通過作用于居民消費最終影響宏觀經濟.學者對房價波動的財富效應進行了較為廣泛研究[15-17].

從現有研究發(fā)現，房地產是影響居民收入的重要因素，但現有研究很少采用動態(tài)的視角分析房價波動對城鎮(zhèn)居民收入的沖擊效應.本文將房地產作為家庭消費的主要組成部分，分析房價上漲對家庭收入的影響機制，構建房價對居民收入影響的理論模型，然后以湖南省為例，從房價上漲對家庭資源配置和家庭財富影響的角度進行實證研究.本文選擇湖南省的數據作為實證檢驗數據，一方面減少區(qū)域差異造成的房價的異質性問題和異方差問題，另一方面，為地方政府調控提供參考借鑒.

2房地產財富效應及其對居民

收入影響的理論模型

2.1房地產財富效應的作用機理

財富效應（Wealth Effect）最初是指庇古（A.C.Pigou）提出的實際貨幣余額效應，即消費除了依賴收入外還依賴實際財富的變化.房地產兼具消費品和投資品的雙重屬性，且其價值比較大，故成為居民重要的資產.房地產價格變化導致住房擁有者的財富變化，影響邊際消費傾向，從而影響宏觀經濟的變化.借鑒Modigliani（1977）和Steindel（1981）構建的消費行為理論，消費者消費函數為：

其中，U（·）表示消費者在生命周期中第1期商品消費c和住房消費h所獲得的效用總和，V（·）是間接效用函數，反映第1期后消費者擁有剩余財富所帶來的效用（間接效用），假設兩者都屬于遞增（二階連續(xù)可微）且嚴格擬凹的函數；w為第2期末家庭凈財富；y1，y2分別表示第1、2期的勞動收入水平；L表示消費者購買住房的貸款，假設消費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為單位住房價格，g住房價格波動率；S為為第1期擁有大于0的儲蓄，市場實際利率為r.

3指標測算與數據說明

本文采用湖南省1998～2014年的數據進行向量誤差修正模型檢驗和脈沖響應分析，本文所運用的數據主要來源于各年《湖南省統(tǒng)計年鑒》、湖南省統(tǒng)計年報及湖南省統(tǒng)計信息網，通過直接獲取或者加工計算而成.

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

2）依據式（11）確定了控制變量Xt包括：城鎮(zhèn)化水平urbt，人力資本edut和物質資本capt.城鎮(zhèn)化水平urbt用城鎮(zhèn)化率來衡量，由非農村人口除以總人口計算得到.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性需求都會增長，而收入水平短期之內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.人力資本由各省市人均受教育年數來衡量，根據周建軍等[27]研究，人均受教育年數是把小學、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，具體的計算公式為：edu=6*prime+9*middle+12*high+16*university（prime、middle、high、university分別表示小學、初中、高中、大專以上學歷受教育人口占6歲以上總人口的比重）.物質資本反映地區(qū)擁有的資本存量，多數學者參考張軍等[28]的數據進行推算得出近期的結果，但推算的結果存在一定的差異及部分數據的缺失，為簡化處理，用湖南省人均固定資產投資（累計值）代替.

4計量估計與結果分析

4.1平穩(wěn)性檢驗

在實證研究中，應避免“虛假回歸”問題的出現，從而提高實證研究的可靠度.首先應對各變量進行單位根平穩(wěn)性檢驗.本文利用Eviews7.0版本對各變量進行ADF檢驗，對不平穩(wěn)的變量進行一階差分再進行ADF檢驗.從檢驗結果可以看出（見表1），人均可支配收入、房價、城鎮(zhèn)化率均為非平穩(wěn)序列，經過一階差分后都是平穩(wěn)序列，都屬于一階單整過程，可以進行協(xié)整檢驗并建立誤差修正模型確定長期與短期的關系；人力資本、物質資本均在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)整關系，可以進一步利用格蘭杰因果檢驗對變量之間的關系進行分析.

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)定的線性關系以及反映變量之間的長期均衡關系，即協(xié)整關系.為此，利用Johansen極大似然估計法對三個變量進行協(xié)整分析.Johansen協(xié)整檢驗是建立VAR（向量自回歸）模型基礎之上的，因此在進行Johansen檢驗之前應先構建VAR模型，綜合參考LR檢驗、AIC信息準則和SC信息準則，選擇檢驗的滯后階數為1階.

由表2可知，跡檢驗和最大特征值檢驗都顯示，拒絕只有零個協(xié)整關系，接受只有1個協(xié)整關系，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與房價、城鎮(zhèn)化率之間存在一個協(xié)整關系，說明存在長期的均衡關系.通過普通最小二乘法（OLS）得到人均可支配收入與房價、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，房價變動1個百分點導致人均可支配收入變動0.519個百分點，房價變動對人均可支配收入具有正向的促進作用.自1998年房地產市場化改革以來，房地產市場飛速發(fā)展推動居民收入的快速增長，對房價變動的彈性為0.519.為進一步分析房價與人均可支配收入的長期均衡和短期變動的互動關系，利用協(xié)整關系變量構建向量誤差修正模型（VECM）：

向量誤差修正模型顯示房價在1%水平上通過顯著性檢驗，且短期內房價增長1%導致人均可支配收入收入增長0.564%，房價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，與長期均衡時的差異較大，故可以暫不考慮城鎮(zhèn)化對人均可支配收入的影響.短期內誤差修正系數為-0.33符合反向調整機制，即反映短期房價波動偏離長期均衡時，將以（-0.33）的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，根據調整后的判定系數可知誤差修正模型較為良好.

4.3格蘭杰因果檢驗

根據協(xié)整分析可知，人均可支配收入ln yt與房價ln pt、城鎮(zhèn)化率urbt之間存在長期協(xié)整關系，而與人力資本edut、物質資本ln capt之間卻不存在上述關系，為此進一步用格蘭杰（Granger）因果關系檢驗確定變量之間的關系.

根據ADF檢驗結果可知，edut、ln capt為平穩(wěn)性序列，ln yt經一階差分平穩(wěn)，故用經差分后平穩(wěn)序列進行Granger因果關系檢驗.檢驗結果顯示（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、物質資本均是人均可支配收入的重要影響因素.

4.4脈沖響應分析

根據以上分析，人均可支配收入與房價、城鎮(zhèn)化率存在長期均衡的協(xié)整關系，并且與房價增長率、人力資本、物質資本之間存在因果關系.因此，利用各變量的平穩(wěn)序列（非平穩(wěn)序列經差分一次均平穩(wěn)）建立VAR模型進行脈沖效應分析，以進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AIC和SC信息準則和LR準則，可以確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數為1階.利用VAR（1）模型建立脈沖效應函數，反映各變量對人均可支配收入當前值和未來值的沖擊程度（見圖1）.

出現回調，符合誤差修正機制，即短期偏離長期值時反向作用機制調整到正常水平.人力資本和物質資本具有持久的正效應，但人力資本在短期內對人均可支配收入的影響較大，究其原因發(fā)現，在21世紀初擁有高教育層次的居民要遠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結論與啟示

本文基于房地產作為居民財富的微觀視角，根據生命周期假說構建了分析住房對居民收入影響的基本框架.房價波動造成居民財富波動，居民根據個人在整個生命中的財富進行消費，實現效用最大化的目的，即表現為房價波動的財富效應.為進一步分析房價波動對居民收入的影響程度，采用1998～2014年湖南省數據進行實證分析，通過協(xié)整檢驗發(fā)現，房價、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)定的關系.由長期均衡方程可知，房價上漲1個百分點提高人均可支配收入0.519個百分點，這解釋了自1998年房地產進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，當短期房價波動偏離長期均衡值時，反向調節(jié)機制以（-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)定的作用機制.

格蘭杰因果檢驗及脈沖響應分析結果顯示，城鎮(zhèn)化率、人力資本、物質資本與居民收入存在因果關系，在短期內會對居民收入造成沖擊，且長期內均表現為正向沖擊效應.根據本文的結論得出以下啟示：第一，房地產通過財富效應影響居民收入.因此，根據社會層次的不同，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帶來的財富效應，能有效改善居民生活狀況和收入水平.第二，需針對性的房地產調控措施，抑制部分大城市房價過快增長，拉動中小城市特別是中小城鎮(zhèn)房地產的發(fā)展，使中小城市享受經濟發(fā)展帶來的社會財富.

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