我国房地产市场财富效应的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,房地产市场论文,效应论文,财富论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F293.30 文献标识码：A文章编号：1009—3699（2006）02—0016—03
一、财富效应的理论概述
根据《新帕尔格雷夫经济学大词典》（第四卷）的解释，所谓财富效应是指：“货币余额的变化，假如其他条件相同，将会在总消费开支方面引起的变动。这样的财富效应常被称作庇古效应或实际余额效应。”[1] 在消费函数理论中，这一效应可由扩展的莫迪利亚尼生命周期假说来说明。生命周期理论认为，影响当前消费的因素，一是来自工资的当期收入，二是资产总价值所表示的财富。资本收益或资产价值的变化会改变人们的财富。因此，考虑引入资产（财富）的莫迪利亚尼消费函数模型为：
消费＝a×劳动收入＋b×财富
其中：a、b分别为劳动收入和财富边际消费倾向。
近年来，由于房地产市场蓬勃发展，房地产财富在家庭财富中所占的比率不断上升，因此房地产财富对消费的影响也逐渐引起学者和政策界的广泛关注。根据生命周期假说，研究房地产市场财富效应的实质，就是要研究由于房价的涨跌所导致的居民资产存量的变动对其消费的影响问题，其关键是要确定资产的边际消费倾向b的符号和大小。若b为正，则表明居民初始资产存量对其本期消费有正向的影响，且b越大，增加消费的比例越大，反之则相反。具体来说，房地产财富效应，是指由于房产价格上涨（或下跌），导致房产所有者财富的增加（或减少），其资产组合价值增加（或减少），进而产生增加（或减少）消费，影响短期边际消费倾向，促进（或抑制）经济增长的效应。从表现形式来看，房地产价格变化对消费和经济的可能影响有以下两个方面：
一是兑现的财富效应。对于拥有房地产的消费者来说，房地产价格的上涨使得其净财富增加，进而增加消费支出。当房价上涨后，如果可以通过再融资方式或出售房地产的形式来兑现资本收益的话，则这种收益会对消费起促进作用。
二是未兑现的财富效应。如果房价上涨，但持有人没有进行再融资或出售房产，这种没有兑现的财富仍可能促进消费，因为它提高了财富的贴现价值，因此消费者在预期他们比以前“更富有”时就会增加当期消费。中国的房地产市场是否具有财富效应，房地产市场能否以及怎样刺激消费进而推动经济增长？本文拟对我国房地产市场的财富效应进行实证研究。
二、变量选择和数据说明
根据生命周期理论，研究房地产市场财富效应的实质，就是研究由于房价的涨跌所导致的居民资产存量的变动对其消费的影响。根据莫迪利亚消费函数模型，我们将用于研究房地产市场财富效应的协整方程设定为：
RS＝a·IN＋b·FP＋ε[,t]
其中：RS为社会消费品零售总额；IN为城镇居民可支配收入；FP为35个大中城市房地产价格指数。全部数据均为季度数据。时间区间是2000年1季度～2005年1季度。所有数据引自万得资讯网。由于社会消费品零售总额RS和城镇居民可支配收入IN存在明显的季节波动，我们用Ⅹ—Ⅱ方法对它们作了季节调整。用D表示变量的一阶差分。
三、我国房地产市场财富效应的实证分析
（一）单位根检验
在进行格兰杰因果检验和协整检验之前，先对时间序列的平稳性进行检验。本
文采用ADF检验方法，对变量RS，IN，FP及其一阶差分D（RS），D（IN），D（FP）分别作单位根检验。检验结果见表1。
表1 变量单位根的ADF检验结果
变量ADF值
检验形式(C,T,L) 1%临界值 5%临界值 10%临界值 结论
RS -1.271253
(0,0,1) -2.7275
-1.9642
-1.6269不平稳
IN -1.162045
(0,0,1) -2.7275
-1.9642
-1.6269不平稳
FP -2.04591(0,0,1) -2.7275
-1.9642
-1.6269不平稳
D(RS)
-4.817937
(0,0,1) -2.7411
-1.9658
-1.6277平稳
D(IN)
-4.925499
(0,0,1) -2.7411
-1.9658
-1.6277平稳
D(FP)
-5.801772
(C,T,2) -4.8025
-3.7921
-3.3393平稳
注：1.检验形式（C,T,L）中C，T,L分别表示模型中的常数项、时间趋势和滞后阶数；
2.滞后阶数的选取是根据AIC和Schwartz准则确定的。
由表1可知，变量RS，IN，FP的水平值在1％的显著性水平上是不平稳的，其一阶差分在1％的水平上是平稳的，因此它们均是I（1）的单位根过程，是一阶差分平稳的。
（二）Granger因果检验
为了进一步了解RS，IN，FP之间因果关系，我们采用基于向量自回归（VAR）模型的格兰杰因果检验法进行检验。检验结果见表2。
表2 格兰杰因果关系检验结果
原假设H[,0]
F统计值
P值
1.IN不是RS的格兰杰原因7.33861
0.01968
RS不是IN的格兰杰原因0.48472
0.70514
2.FP不是RS的格兰杰原因7.65767
0.01785
RS不是FP的格兰杰原因0.50418
0.69339
3.FP不是IN的格兰杰原因0.07066
0.97354
IN不是FP的格兰杰原因0.48705
0.70372
表2中的第一组和第二组检验结果表明， 城镇居民可支配收入是社会消费品零售总额的格兰杰原因，房价的变动也是社会消费品零售总额的格兰杰原因。虽然变量间的因果关系已经明确，但原因变量的增加将引起结果变量的增加还是减少尚不清楚，须进一步进行协整检验，建立变量间的协整方程。
（三）协整检验
目前关于协整关系的检验有许多具体的模型，本文采用Johansen极大似然估计法，对RS，IN，FP之间的协整关系进行检验，具体的检验结果见表3。
表3 变量之间的协整关系检验结果
协整
最大特
5% 1% 协整关
变量
征根
似然比临界值 临界值 系检验
0.836579
49.8797429.68
35.65
None **
(RS、IN、FP)
0.656957
20.98694 15.41
20.04
At most 1*
0.210345
3.778545 3.766.65At most 2
注：1.*、**分别表示在5％和1％的显著性水平下拒绝原假设；
2.协整关系的滞后阶数为2；
3.原变量序列包含常数项和趋势项。
表3的协整检验结果表明，RS，IN，FP之间在1％的显著性水平下存在两个协整关系。选择最大特征值对应的特征向量作为协整方程的系数，则RS，IN，FP之间的长期均衡方程可表示为：
RS＝0.05187IN－0.353395FP
（3.12736）（－4.29708）
括号内的数字为t值，表明协整系数是统计上显著的。由协整方程我们发现，2000～2005年这段时期，社会消费品零售总额与居民可支配收入以及房价指数之间存在长期的均衡关系，且社会消费品零售总额与居民可支配收入为同向均衡关系，社会消费品零售总额与房地产价格指数为反向均衡关系，影响弹性系数分别为0.05187和－0.353395。这表明，在这期间，收入每增加一个单位，只会导致消费增长0.05187个单位，而房价上涨一个单位，反而导致消费下降0.353395个单位。
四、结论及政策建议
实证分析结果表明，目前我国房地产市场还不具有财富效应，房价的上涨并没有引起消费的增长，而是使可用于消费的资金流入房地产市场，反而使消费减少。这种效应只是一种替代效应。我们认为造成这种现象的主要原因是：
（1）由于土地资源的“不可再生性”使得人们在房价不断上涨时产生“惯性心理”，往往预期未来的房价会不断上涨。在这种消费心理下，房价的上涨反而会刺激潜在的购房者放弃或减少消费而将资金投资于房地产，从而使部分准备消费的资金吸纳进房地产市场。
（2）由于房产属于一种特殊的资产，其变现过程比较复杂， 变现力也比其他金融资产困难。因此，房价上涨所导致的持有者财富的增加具有很大的不确定性，它最终能否变现，要根据实际情况来决定，因此它是一种风险收入。根据弗里德曼的持久收入理论，家庭消费主要取决于持久收入，而不取决于不确定的风险收入。
（3）受消费观念的影响， 目前我国的消费者大多把房产作为家庭环境的一个部分，而不是可以实现的购买力；同时，鉴于我国税法对房产的转让征收较高的税收，也在一定程度上弱化了房产持有者在房价上涨时的出售动机。因此，现阶段即使房价的上涨导致房产持有者财富增加，也使得这部分增加的财富很难转变为现实的消费。
（4）由于我国房地产市场尚不规范，法律法规制度尚不健全， 市场监管不严，从而使得房地产市场的流动性、房价的波动趋势等均不规范，这些严重制约了我国房地产市场财富效应的作用机制，进而影响了房地产市场财富效应的发挥。
综上所述，由于我国消费者的消费心理、法律制度以及现阶段我国房地产市场不成熟等因素，从而使得我国房地产市场财富效应的作用机制受到限制，房地产市场对全社会消费水平和宏观经济的影响与发达国家相比，仍有较大差距。因此，现阶段指望启动房地产市场来刺激消费的做法是不现实的。我们应当不断地完善和规范房地产市场，增强消费者的消费信心，逐步使房地产成为促进消费增长的一个重要渠道，真正发挥财富效应的作用，以促进居民消费，拉动经济增长。
收稿日期：2005—09—12