李貴和

(安徽財經(jīng)大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院,安徽蚌埠233041)

房地產(chǎn)價格與消費的關系研究
——基于財富效應的再檢驗

李貴和

(安徽財經(jīng)大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院,安徽蚌埠233041)

以房地產(chǎn)財富效應為分析依據(jù),通過構(gòu)建模型,以我國1991-2007年的年度數(shù)據(jù)和31省(市、區(qū))2000-2007年面板數(shù)據(jù)對我國房地產(chǎn)價格波動與消費關系進行了實證檢驗。結(jié)果表明,中國房地產(chǎn)價格對消費支出呈負向抑制影響,而財富效應尚未顯現(xiàn)。最后提出了相關的政策建議。

財富效應;消費支出;房地產(chǎn)價格;可支配收入

根據(jù)新帕爾格雷夫經(jīng)濟學大詞典(1992)的解釋,所謂財富效應(Wealth Effect)是指:貨幣余額的變化,假如其他條件相同,將會在總消費開支方面引起變動,這樣的財富效應常被稱作庇古效應或?qū)嶋H余額效應。隨著理論研究的不斷深入,財富效應越來越受到重視并得到進一步的驗證。Modigliani(1954)在其生命周期假設的消費函數(shù)中,將資產(chǎn)(包括股票、有價證券、儲蓄、遺產(chǎn)等)作為影響消費的第二個因素與可支配收入共同解釋消費支出,認為消費者進行消費決策時必須考慮其初始的財富水平。

從我國來看,房地產(chǎn)作為消費者資產(chǎn)的重要性卻在不斷上升。因此,探討我國住宅財富效應究竟如何,對于充分發(fā)揮住宅資產(chǎn)價格的財富效應,促進總消費的增長,促進房地產(chǎn)業(yè)更好的為國民經(jīng)濟發(fā)展服務具有重要意義。

一、文獻綜述

國外對財富效應的研究較早,一種觀點認為,住房資產(chǎn)的財富效應較小。Elliott(1980)[1]把財富分為金融財富和非金融財富,運用總體數(shù)據(jù)研究了財富對消費的影響,發(fā)現(xiàn)非金融財富對消費沒有影響。Skinner(1989)[2]利用居民收入來源的面板數(shù)據(jù)進行分析,發(fā)現(xiàn)住宅財富對消費有一個小的,但是顯著的影響。

然而,更多的觀點似乎支持住房資產(chǎn)的財富效應要大于金融資產(chǎn)財富效應的觀點。Case(1992)[3]運用新英格蘭的總體數(shù)據(jù)進行研究,發(fā)現(xiàn)20世紀80年代后期,房地產(chǎn)價格的上漲對消費產(chǎn)生影響。Case[4]等(2001)利用14個國家的面板數(shù)據(jù)對股票市場財富效應和房地產(chǎn)財富效應進行比較,研究發(fā)現(xiàn)證券市場財富效應相對較弱,住房資產(chǎn)價格對消費的影響很強,彈性系數(shù)在0.11～0.17之間。Bayoumi和Edison(2002)[5]得到的一個主要結(jié)論是,住房財富對消費的影響要大于股市對消費的影響。

從國內(nèi)看,中國從1990年代中期開始財富效應的研究,劉建江等(2005)[6]對房地產(chǎn)財富效應作用機制進行分析,他們認為持續(xù)上漲的房地產(chǎn)市場,促進消費和經(jīng)濟的增長。宋勃(2007)[7]分析了房地產(chǎn)市場財富效應傳導及對宏觀經(jīng)濟的影響,在考慮通貨膨脹的條件下,建立誤差糾正模型,得到我國房地產(chǎn)市場存在財富效應。駱祚炎(2007)[8]通過VEC模型分析表明,中國城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)的財富效應微弱。

二、房地產(chǎn)市場財富效應的理論分析

(一)房地產(chǎn)財富效應的傳導

房地產(chǎn)市場財富效應是由于房地產(chǎn)價格變化導致房地產(chǎn)所有者財富變化,影響短期邊際消費傾向,促進或抑制經(jīng)濟增長的效應。具體表現(xiàn)為5個方面(1)兌現(xiàn)的財富效應。對于房地產(chǎn)的所有者來說,房地產(chǎn)價格的上漲會帶來居民財富總量較明顯的增加,房地產(chǎn)的所有者感覺自己較富有,因此會增加當期消費,從而實現(xiàn)房地產(chǎn)的財富效應。(2)未兌現(xiàn)的財富效應。如果房地產(chǎn)價格上漲,即使房產(chǎn)持有者并沒有再融資或出售房產(chǎn),但由于財富貼現(xiàn)值的增加,這些擁有房產(chǎn)的消費者將預期他們比以往更加富有,這種沒有實現(xiàn)的財富仍然可以刺激當期消費。(3)預算約束效應。房地產(chǎn)價格的上升對于消費者的影響可以說是“幾家歡樂幾家愁”,對于沒有住房的、主要依賴于租房的消費者來說,房地產(chǎn)價格的上升會推動租金的上漲,使這些租戶的實際收入下降,進而減少其消費。(4)流動性約束效應。房地產(chǎn)財富效應受到流動性約束的影響。當消費者預期未來有高收入,卻又不能借錢以支持現(xiàn)期消費的時候,就存在著流動性約束。金融市場的發(fā)達程度影響居民出售房地產(chǎn),若房地產(chǎn)價格上升,消費者可以用升值的住房申請更多的貸款,獲得更大的流動性。(5)替代效應。較高的房價意味著將要計劃買房的家庭可能降低消費標準,因為他們面對較高的首期付款和未來更多的貸款,選擇較小的房子或減少當前消費是家庭必然的選擇。

(二)房地產(chǎn)市場財富效應模型的建立

理論界對資產(chǎn)的財富效應的研究,一般都基于莫迪利安尼的生命周期假說理論,按照Tarantelli (1975)、Modigliani(1977)和Steindel(1981)的消費行為理論,財富效應可以通過估計總的時間序列回歸進行計算:

其中,At表示各期資產(chǎn)存量,利用實際統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料建立模型時,由于一般家庭資產(chǎn)存量指標難以統(tǒng)計,可以將(1)轉(zhuǎn)化為一般形式:

將式(2)中的At表述為:At=Wt-1-(αWt-1+ βAt-1)+At-1=Wt-1-αWt-1+(1-β)At-1

其中將(1)式滯后一期得:Ct-1=αAt-1+βWt-1,推導出

將其代入到At中,得到

將其代入到模型(1)中,并去掉明顯產(chǎn)生共線性的Wt-1,引入常數(shù)項,得到計量模型:

對于Modigliani模型的檢驗,在缺乏可利用的合乎要求的資產(chǎn)數(shù)據(jù)情況下,可采用(3)式;在有可利用資產(chǎn)數(shù)據(jù)的情況下,采用估計式:

式(4)是由Stone(1974)在擬合英國1949-1970年財產(chǎn)消費的年度數(shù)據(jù)時采用的公式,Modi2gliani認為公式接近生命周期假定,并將居民資產(chǎn)分為實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)。方程(4)可進一步轉(zhuǎn)化為:

式(5)中,W代表居民可支配收入,J R代表城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn),ZF代表實物資產(chǎn)。

三、計量分析

下面我們分別以我國1991-2007年的年度數(shù)據(jù)和我國31省(市、區(qū))2000-2007年面板數(shù)據(jù),通過構(gòu)建模型來具體分析我國房地產(chǎn)價格波動與消費支出的關系。

(一)我國房地產(chǎn)價格與消費關系——基于1991 -2007年的年度時間序列數(shù)據(jù)

1、數(shù)據(jù)說明與模型的構(gòu)建

由于個人消費支出主要受到收入和財富水平的影響,因此除房地產(chǎn)平均銷售價格以外,本文還選取了人均可支配收入作為解釋變量。為了研究我國住宅市場是否存在財富效應,構(gòu)建模型如下:

(6)式中,Ct為當期消費支出,YDt為城鎮(zhèn)居民可支配收入;H Pt為房地產(chǎn)平均銷售價格,ξ為隨機誤差項。假設消費和房地產(chǎn)財富效應都存在一定的滯后性,因此在該模型中分別加入了前一期的消費支出Ct-1和房地產(chǎn)平均銷售價格H Pt-1。若住宅價格存在著財富效應,則H P1或H Pt-1和Ct之間存在著正相關的關系。為消除價格影響,消費支出、居民可支配收入和房地產(chǎn)價格都是采用以1991年為基期的價格指數(shù)進行剔除。為了減輕波動性,對三個變量進行對數(shù)變換。一方面為了避免異方差的影響,另一方面,使模型估計系數(shù)具有更好的經(jīng)濟意義。

2、實證檢驗結(jié)果

對模型進行回歸分析時,上一年的消費支出Ct-1對當年的消費支出Ct影響并不顯著,說明不存在消費慣性,因此,剔除上一年的消費支出Ct-1。回歸結(jié)果如表1所示。

由表1看出,三個模型擬合效果非常好,擬合優(yōu)度均達到0.99,t檢驗、F檢驗、DW檢驗都顯著通過。模型1、模型2和模型3都表明,居民可支配收入的回歸系數(shù)分別達到0.9404、0.9561、0.9321。表明居民可支配收入與人均消費支出的高度正相關。在現(xiàn)階段家庭人均可支配收入仍然是決定家庭消費支出的最重要因素。

表1 1991—2007年我國住宅財富效應的實證研究

在模型2的解釋變量中加入了房地產(chǎn)價格,其回歸系數(shù)是-0.019,并且在1%水平上高度顯著。這表明房地產(chǎn)價格和消費支出呈負相關關系。房地產(chǎn)價格對消費支出產(chǎn)生抑制作用。

考慮到住宅價格市場的滯后效應,在模型3中加入了滯后一階的房地產(chǎn)價格,回歸結(jié)果說明,HPt和HPt-1的回歸系數(shù)分別為-0.039、-0.003,系數(shù)都高度負相關,我國住宅價格對于消費具有滯后的負的財富效應。

(二)我國房地產(chǎn)價格與消費關系——基于2000 -2007年的面板數(shù)據(jù)

由于各個省(市、區(qū))的經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在著比較大的差異,僅僅采用時間序列分析方法存在一定的片面性,結(jié)果令人難以置信。因此,本文要進一步通過面板分析方法驗證各省(市、區(qū))住宅價格是否具有財富效應。

1、單位根檢驗

為了避免偽回歸,在進行面板回歸之前,需進行面板單位根檢驗,為了面板單位根檢驗具有穩(wěn)健性,本文使用LLC檢驗、IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗三種方法來進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗。利用Eviews 6.0軟件(下同),檢驗結(jié)果見表2。

表2 消費水平、房地產(chǎn)價格與居民可支配收入的單位根檢驗

從表2可以看出消費水平、房地產(chǎn)價格與居民可支配收入在5%水平不平穩(wěn),經(jīng)一階差分后,均在5%水平拒絕原假設,所以我們認為消費水平、房地產(chǎn)價格與居民可支配收入均為一階差分平穩(wěn)變量。

2、面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

對消費水平、房地產(chǎn)價格與居民可支配收入的協(xié)整關系進行Pedroni協(xié)整檢驗,其檢驗結(jié)果見表3。

表3 消費水平、居民可支配收入與房地產(chǎn)價格的面板協(xié)整檢驗

由表3的面板協(xié)整檢驗結(jié)果可知:Pedroni協(xié)整檢驗的七個統(tǒng)計量在5%顯著性水平下拒絕原假設,表明消費水平、房地產(chǎn)價格與居民可支配收入之間存在顯著的協(xié)整關系。

3、模型估計

研究面板數(shù)據(jù)要進行模型形式的設定檢驗,根據(jù)模型設定檢驗的方法,需要進行F檢驗,檢驗結(jié)果選擇變截距模型。同時利用Hausman Test判定方法,確定究竟使用固定效應模型還是隨機效應模型。回歸結(jié)果如下表:

表4 2000～2007年全部樣本數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果

從表4中可以得出,如模型1顯示,我國房地產(chǎn)價格對的彈性為-0.0336,在5%的顯著水平下為負值,即我國房地產(chǎn)價格每增長1%,消費水平將下降-0.0336%,與前面理論分析所得結(jié)論相符。同時從模型2中看出,我國房地產(chǎn)前期價格對當期消費具有-0.0712的彈性系數(shù),即前期房地產(chǎn)價格每增長1%將導致現(xiàn)期房地產(chǎn)價格下降0.071%,這說明我國房地產(chǎn)價格對消費的影響具有滯后性,并且呈現(xiàn)出負的財富效應。

四、結(jié)論及建議

文章利用1991-2007年的各年度數(shù)據(jù)以及我國31省(市、區(qū))2000-2007年面板數(shù)據(jù),對我國房地產(chǎn)價格波動與消費支出進行實證檢驗,實證分析結(jié)果表明,目前我國城鎮(zhèn)房地產(chǎn)市場不具有財富效應,房價的持續(xù)上揚所起到的財富創(chuàng)造過程,并沒有引起消費的增長。也就是說,此時房地產(chǎn)市場財富效應對消費支出產(chǎn)生的就可能不是促進作用,而是擠出效應,使消費支出不升反降。

造成我國房地產(chǎn)市場不存在財富效應的原因是多方面的。具體而言,主要有以下幾點:首先,中國房地產(chǎn)市場發(fā)展不健全,從而使得房地產(chǎn)市場的流動性、房價的波動趨勢等均不規(guī)范。其次,中國金融市場不健全,房地產(chǎn)財富變現(xiàn)困難。在金融體制不健全的情況下,中國居民不可能象西方國家居民那樣,以房地產(chǎn)作為質(zhì)押,將未來財富變現(xiàn)為當期消費。最后,受我國傳統(tǒng)的消費觀念影響,目前我國的消費者大多把房產(chǎn)作為家庭環(huán)境的一個部分,而不是可以實現(xiàn)的購買力。

綜上所述,我們應當不斷地完善和規(guī)范房地產(chǎn)市場,嚴厲打擊房地產(chǎn)開發(fā)商的不正當銷售行為,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),增強消費者的消費信心,逐步使房地產(chǎn)成為促進消費增長的一個重要渠道,真正發(fā)揮財富效應的作用,以促進居民消費拉動經(jīng)濟增長。

[1]Elliott.J.Walter.Wealth and Wealth Proxies in a Permanent Income Model[J].Quarterly Journal of Economics, 1980,(3):509-535.

[2]Skinner,Jonathan.Housing Wealth and Aggregate Saving. [J].Regional Science and Urban Economics,1989,(9):305 -324.

[3]Case,Karl E.The Real Estate Cycle and the Economy: Consequences of the Massachusetts Boom of 1984-1987. [J].Urban Studies,1992,(2):171-183.

[4]Case K E,Quigley J M,Shiller R J.Comparing Wealth Effects——the Stock Market Versus the Housing Market [R].NBER Working Paper,2001,(3):64-84.

[5]Bayoumi T,Edison H.Is Wealth Increasingly Driving Consumption?[R].MF Working Paper,2002.(10).

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[7]宋勃.房地產(chǎn)市場財富效應的理論分析和中國經(jīng)驗的實證檢驗:1998-2006[J].經(jīng)濟科學,2007,(5):41-53.

[8]駱祚炎.基于流動性的城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)財富效應分析[J].當代經(jīng)濟科學,2007,(7):51-56.

Research between Real Estate Prices and Consumption Relations——Based on the Re-inspection of the Wealth Effect

LI Gui-he
(School of International Economy and Trade,Anhui University of Finance and Economics,Bengbu233041,China)

This paper analyzes the real estate based on the wealth effect,by constructing models to China’s 1991-2007 annual data and 31 provinces(cities,districts)2000-2007 panel data on China’s real estate price fluctuations and consumer relations empirical testing.The results of the analysis are that the Chinese real estate prices on consumer spending curb a negative impact,while the wealth effect has not yet appeared.And it makes relevant policy recommendations.

wealth effect;consumer spending;real estate prices;disposable income

F293.3

A

1009-9735(2010)03-0067-04

2010-04-01

李貴和(1986-),男,安徽桐城人,產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學專業(yè)碩士生,研究方向:產(chǎn)業(yè)組織理論。