中国城镇住宅财富效应的微观检验

刘　旦　姚玲珍

〔摘要〕在生命周期假说的基础上，文章构造了一个城镇居民资产与城镇居民人均消费关系的模型，并利用1978-2006年的数据，分阶段实证研究了我国城镇居民住宅资产对城镇居民人均消费的影响。实证研究发现，我国城镇房地产市场不具有财富效应。住宅供给结构不合理和住宅市场信息不对称是造成我国城镇住宅市场不具有财富效应的重要原因。

〔关键词〕住宅资产；消费函数；生命周期假定；财富效应

〔中图分类号〕F014.5〔文献标识码〕 A〔文章编号〕1008-2689（2008）01-0033-07

一

消费不足是中国经济可持续发展的一个重要制约性因素。中国经济增长依赖投资和出口的局面很难长期维持，这一增长方式在未来的几年里将不可避免地面临重要调整。这样的调整对快速发展中的中国经济将产生负面的影响，其影响程度如何完全取决于消费。届时，如果消费不能成长为代替投资和出口的增长支柱，中国经济很难排除硬着落的可能。刺激消费增长是中国政府最近提出的经济“又好又快”发展的根本之所在，也是实现经济增长方式转变的关键。

一般认为，两大因素直接影响了消费，即收入效应和财富效应。收入对消费的影响更多地体现在就业率和收入分配的不平等。相反地，中国居民消费中的财富效应却没有明显地发挥出来。因此，充分发挥财富效应对刺激消费的积极作用非常重要。

财富通常包括真实财富（如商业资产和房地产）和金融财富（如证券和银行存款）两大类型。目前，国家仍然是土地、重要资源和垄断行业企业的实际所有者和支配者，中国居民能够实际拥有的财富主要是银行存款、房地产、私营企业和其他金融资产。因为现金和银行存款、债券等资产价值变化很小，一般人们主要讨论股票市场和住宅房地产的财富效应。但是，关于中国股市是否具有财富效应，大量实证研究得出的结论是中国股市存在较弱的财富效应。这种较弱的影响不仅存在于股市上涨时对消费支出的积极影响，也同样存在于股市低迷时对消费支出的消极影响。因此，在目前，一个健康的、良好发展的房地产市场所产生的财富效应以及带给房屋居住者稳定未来预期的作用对于中国经济的拉动至关重要。因此，本文从城镇住宅财富效应视角出发，对我国城镇居民住宅财富效应进行综合分析，目的是为政府制定正确的宏观调控政策提供理论指导，从而促进房地产业和我国国民经济健康发展。

二

经济学家提出过若干个用于经验研究的消费函数，具有稳态性质的只有Modigliani等提出的消费函数。按照 Modigliani 和Brunbeng（1954）、Modigliani 和 Steindel（1977）和 Steindel（1977，1981）等人的消费行为理论，在资产收益率（利率）不变，人口年龄结构不变的辅助假设下，存在如下的生命周期假说宏观消费函数：

方程（1）或（3）的经验估计提出了几个问题。首先是不能直接观察期望的未来劳动收入，信息滞后的存在导致当期收入和财富无法观察（Goodfriend，1986）。为简化过程，假定期望的未来劳动收入与当期劳动收入成比例。此外，我们还假定当期收入和财富是未知的，计划消费取决于他们的预期价值，假定消费者在（t-1）期间内通过自己能够获得的信息形成当期收入和财富的预期，即收入和财富的预期是理性的。通过这些假设，通过必要的推导，可以得到包含当期和滞后收入及财富变量的短期消费方程：

在方程（6）、（7）中，XF代表城镇居民人均消费，Y代表城镇居民收入，JR代表城镇居民金融资产，FJ代表城镇居民实物资产。

1、城镇居民实物资产。实物资产包括家用电器、家具等耐用消费品和住宅。这类资产由于公开性差，数据获取不易，一般只能通过抽样调查取得。即使得到了有关数据，也因其种类繁多、形态和品质各异及市场价值的变化，难以进行折旧和估价。因此，考虑到数据的可获得性，本文选取住宅资产代表实物资产。按照孙凤（2002年）[1](148)的观点，住宅资产以城镇和工矿区工人建房竣工住宅价值代替，按上一年存量额2.5%折旧后，再加上当年竣工住宅价值，为当年住宅存量。

2、城镇居民金融资产。城镇居民金融资产是指城镇居民持有的以货币、银行存款、包括各类债券和股票在内的有价证券、保险储金等各种形态存在的有形财富，它是城镇居民可支配收入在用于消费和固定资产投资后的余额。考虑到数据收集的困难，又由于在我国城镇居民金融资产构成中，储蓄存款是一个充满影响力的核心构成因子。因此，我们以银行存款作为金融资产的替代指标。

3、城镇居民收入。在经济分析中，常常以居民可支配收入作为收入的标志性指标。考虑到通货膨胀因素对购买力的影响，为保证数据具有可比性，这里将城镇居民家庭的名义人均可支配收入用1978年为基期的全国商品零售价格指数进行平减，得到实际人均可支配收入。

4、城镇居民人均消费。Edelsteina等（2003）、Case等（2001）和Catte（2004）等人在实证研究中，利用人均消费支出，并用CPI平减指数消去通货膨胀影响，以实际人均消费支出作为消费支出的样本数据。因此，在实际分析中，我们利用城镇地区的消费者商品零售价格指数进行平减以获得人均实际消费支出。

此外，在实际分析中还加入利率指标。古典经济学认为，利率变化会引起平均消费倾向的相反方向变动。然而M.D.Shapiro等认为，利率对消费的影响是不确定的。[2]国内的学者对上述两种观点都有赞同者和持异议者。[3](180)但可以肯定的是，随着收入水平提高和金融市场的发展，尤其是资本市场的迅速发展，居民的资产选择空间越来越大，居民的储蓄、投资和消费行为对利率的敏感性将逐步提高。另一方面，经济转轨中收入预期的不稳定性以及住房、医疗、教育等制度改革所造成的预期支出增加又可能会降低居民对利率的敏感性，从而保持储蓄的相对稳定增加。因此，尽管利率在我国尚未完全市场化，但利率作为一个重要的资产价格变量，究竟是否影响消费，这种影响如何变化，不能不加以分析。本文使用一年期存款名义利率作为利率（R）的代表变量。

本文的时间跨度为1979-2006年，数据均来源与中国统计年鉴和中国景气月报。此外，在实际分析中，对上述各变量取对数，利率指标因为是百分数，直接进入方程。

三

（一）长期消费方程的回归分析和协整关系检验

格兰杰、纽博尔特（1974）、菲利普（1986）指出当使用非平稳序列进行回归时，会造成虚假回归，并且沃深（1989）也证明当变量存在着单位根时，即非平稳时，传统的统计量，如t值、F值、DW值和R2将出现偏差。因此，要分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，首先要检验变量的平稳性，然后才能进行协整分析。[4]只有具有相同的单整阶数，才能构造成协整变量进行协整检验。本文采用基于残差和滞后项分析的ADF检验方法[5]来检验样本数据的时间序列特征。

利用Eviews5.0软件分别对各变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，检验方程的选取根据相应的图形来确定，检验过程中滞后项的确定采用SIC原则，结果见表1。从表1可以看出各序列在5%的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都属于序列I(1)。因此， XF、Y、FJ和R之间可能存在协整关系，此外，为避免多重共线性采用Stepwise进行自变量筛选，银行存款指标被剔除。对余下各变量进行回归，回归结果见表2。

从模型的回归结果可以看出：第一，各项变量系数所对应的T值，拟合优度R2值，F统计量等都非常理想，DW值显示可近似看作不存在一阶自相关性；第二，城镇居民实际收入与城镇居民人均消费具有统计上显著的正向影响，并且城镇居民可支配收入是影响城镇居民人均消费最重要的因素；其次是一年期存款利率，但利率对消费的影响很小；第三，城镇居民住宅资产与城镇居民人均消费呈显著的负相关关系，城镇居民住宅资产每变动一个百分点，城镇居民人均消费将减少0.368285百分点。此外，银行存款没有通过我们的检验。

回归得到残差序列E，对之进行ADF检验得：

由于检验统计量值-4.272060小于显著性水平5%时的临界值-2.986225，因此可认为估计残差序列e为平稳序列，表明上述变量具有协整关系。

（二）短期消费方程的回归分析和协整关系检验

表4中，QC、LY、LFJ、LR分别代表上期消费、上期收入、上期住宅资产和上期存款利率；DFJ、YY、DR代表住宅资产、居民可支配收入和一年期存款利率的一阶差分。

表4显示短期消费方程（7）的估计，从模型的回归结果可以看出：第一，方程的拟合优度很高，R2高达0.935348，并且调整R2的也达到0.911529；其次DW统计量为2.01，说明方程不存在一阶自相关性；第二，上期收入对消费的影响最大；其次是上期消费，上期消费对本期消费的影响也很大，说明消费的棘轮效应起着重要的作用；再次是上期利率；最后，上期住宅资产与消费呈负相关关系，上期住宅资产每上涨1个百分点，将导致人均消费支出减少0.42个百分点。第三，上期收入的一阶差分对人均消费的影响依然是最大；其次是利率的一阶差分，但利率的一阶差分对消费的影响非常小；最后，居民住宅资产的的一阶差分与居民人均消费存在微弱的负相关关系。

四

1998年，国务院发出了《关于进一步深化城市住房制度改革加快住房建设的通知》，这一政策的出台对住房制度改革具有里程碑意义。它一方面促进了住宅商品市场的发育；另一方面极大地调动了城市居民个人购房的积极性，大幅提高了城市居民住房的自有率。但从1998年到1999 年，真正的住房实物分配总体上并没有停止。同时由于土地市场的滞后约束了中国住宅市场的全面建立。在土地招拍挂制度实施之前，住宅市场在中段产品的销售等方面市场化程度很高；但是在土地方面却几乎完全是计划经济。上述原因的存在导致2000年之前，中国住宅业市场化程度很低。从2000 年开始，以住房分配制度改革为核心，中国住宅业的市场化程度才得以快速地提升。因此，下面我们以2000年为界对我国城镇住宅财富效应进行分段分析。

（一）对第一时段数据的分析（1979～1999年）

如前所述，本文利用Eviews5.0软件分别对各变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，结果见表5。从表5可以看出各序列在5%的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都是属于序列I(1)。因此， XF、Y、FJ和R之间可能存在协整关系，具体回归结果见表6。

从模型的回归结果可以看出，第一，方程的拟合优度R2值，F统计量等都非常理想，DW值显示可近似看作不存在一阶自相关性；第二，城镇居民可支配收入依然是影响城镇居民消费最重要的因素，其次是一年期存款利率，但利率对消费的影响很小；住宅资产与消费呈较小的负相关关系，但住宅资产的T检验值不显著。原因可能在于1999年以前我国住宅市场还没有进行市场化改革，国家包住房、包教育、包医疗、包就业，使居民形成无风险预期。因此，住宅资产的财富效应没有发挥出来。

（二）对第二时段数据的分析（2000～2006年）

2000～2006年样本期过短，因此，我们采用季度数据进行协整检验。在进行协整检验之前，同样我们也进行单位根检验，这样做是为了避免“伪回归”。此外，住宅按其价值构成可分为：经济适用房、普通住房和高档住宅。因此，进一步进行实证分析的方程可设定为：

其中JJ代表经济适用房销售价格指数取对数，BS代表高档住宅、别墅价格指数取对数，PT代表普通住宅价格指数取对数，R和XF同上。

1、变量的单位根检验

如前所述，利用Eviews5.0软件分别对方程（8）中各变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，结果见表7。从表7可以看出各序列在5%的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都是属于序列I(1)。因此，它们满足构造VAR模型的必要条件。

2、协整检验

由于上述变量都是单整的，因此，我们可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。运用赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）选择滞后阶数，本文中滞后二阶的SC和 AIC值最小，所以确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。接下来由表8给出Johansen协整检验结果。

根据表8中的LR统计值，只有第一个似然比统计量大于在显著性水平为5%下的临界值，因而只有第一个原假设被拒绝，即变量之间有而且仅有一个协整关系，其表达式为：

括号内数字为T检验值。从模型回归结果可以看出：不同类型的住宅价格波动对消费产生的影响是有差别的。高档住宅销售价格波动对居民人均消费具有统计上显著的正向影响。相反，经济适用房和普通住房销售价格上涨将导致人均消费支出减少。可以看出，因为经济适用房和普通住房价格波动对人均消费支出的反向影响超过了高档住宅销售价格波动对人均消费支出的正向影响，在平均水平上，中国住宅价格上涨才表现出对消费的抑制作用。[6]

五

实证结果表明，我国城镇住宅财富效应为负，也就是说，城镇居民住宅资产的增加对消费支出产生的不是促进作用，而是“挤出效应”，使消费支出不升反降。但是，分阶段来看，1979～1999年，住宅资产对消费的影响没有通过检验，也就是说这个阶段的住宅资产财富效应没有发挥出来；2000～2006年，即住房制度市场化改革以来，住宅资产与人均消费呈负相关关系，也就是说我国城镇住宅财富效应整体上为负的原因在于2000～2006年住宅资产与人均消费呈负相关关系。而2000～2006年住宅资产与人均消费呈负相关关系的原因又在于经济适用房和普通住房销售价格波动对人均消费支出的反向影响超过了高档住宅销售价格波动对人均消费支出的正向影响。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，严厉打击房地产开发商的不正当销售行为，及时披露有关信息，最大程度地减少房地产市场的信息不对称程度。此外，我们还要通过政策手段调控房地产市场供给结构，①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。

〔参考文献〕

［１］孙凤. 消费者行为数量研究—以中国城镇居民为例[M]. 上海： 上海三联书店，2002.

［２］M.D.Shapiro and J.Slemrod ：Consumer Response to the Timing of income: Evidence from a Change in Tax Withholding,The American Economic Review,March, 1995，Vo1.85, No.1.

［３］减旭恒等. 居民资产与消费选择行为分析[M]. 上海: 上海三联书店，2001.

［４］易丹辉. 数据分析与EVIEWS应用[M]. 北京:中国统计出版社, 2002.

［５］樊明. 健康经济学-健康对劳动、市场表现的影响[M]. 北京:社会科学文献出版社, 2002.

［６］刘旦. 中国城镇住宅市场财富效应分析[J]. 首都经济贸易大学学报, 2007(4).

（责任编辑：高俊山谷风）

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

“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”