基于ＶＡＲ模型的湖南房地产财富效用实证分析

邓淇中　周　丽

◆ 中图分类号：F293.3文献标识码：A

内容摘要：本文利用湖南省2001-2007年房地产价格和居民消费的季度数据建立向量自回归模型（VAR），使用协整和Granger因果检验方法对湖南省房地产市场财富效应的传导以及对居民消费的影响进行实证检验,并通过脉冲响应函数和方差分解分析得出：房地产价格一单位的正向冲击，对居民消费存在稳定的正效应，即湖南省房地产市场存在财富效应。

关键词：房地产市场 财富效应 居民消费

相关文献回顾

根据新帕尔格雷夫经济学大词典（1992）的解释，所谓财富效应（Wealth Effect）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变动。这样的财富效应常被称作庇古效应或实际余额效应。一般来说，现代意义上的财富效应，是指居民资产价值的变动对于居民消费需求的影响。由于社会财富构成日益多样化且其比重不断调整，不仅货币实际余额的变动会影响个人财富的价值，而且其他资产价值的变动同样可以引起财富水平的变动，从而导致消费需求的变动。在现代社会居民所拥有的房产是其居民资产的一个重要组成部分，这一点在我国尤为突出。

根据持久收入假说和生命周期假说，研究房地产财富效应的实质，就是要研究由于房地产价格的涨跌所导致的居民资产存量的变动而产生的消费者开支方面引起的变动。它有不同的表现形式：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。

国内外现有的研究，对房地产是否有财富效应颇有争议。相当一部分学者认为房地产财富效应不存在。Elliott（1980）把财富分为金融财富和非金融财富，运用总体数据研究了财富对消费的影响，发现非金融财富对消费没有影响；骆祚炎（2007）通过建立VEC模型分析表明，我国城镇居民住房资产的财富效应很微弱；Case（1992）运用新英格兰的总体数据进行研究，发现20世纪80年代后期，房地产价格的上涨对消费产生影响；洪涛（2006）对我国31个省市的面板数据分析发现，我国房地产价格波动与个人消费支出间存在反向关系。

上述文献的不足在于：没有从作用机制上进行较为系统的分析；没有针对房地产价格波动的时滞效应进行专门的研究和全面的分析，都只是涉及了一部分；指标的选取和计量方法存在瑕疵；尤其是国内的文献基本以全国的人均数据为样本，而没有对局部的房地产市场进行分析，难免会使局部和整体之间产生误差。鉴于此，笔者通过对房地产价格波动影响湖南省城镇居民消费的各种效应进行归纳，并阐述其作用机理，以湖南省城镇居民2001-2007年的季度数据为样本，进行分析，为相关研究和有关政策部门提供参考。

模型的设定与数据的选取

根据Modiliglianni生命周期假说理论，影响消费的主要因素是当期收入和实际持有的财富。在最优化消费点上，消费函数如下所示：

C =αW_R+bYD_t

公式中，YD_t为当期可支配劳动收入，W_R为消费者实际财富。Ludweing和Soik（2001）研究了房地产市场财富效应的传导机制，认为房地产财富效应的发挥，可以通过实现的财富效应、预算约束效应等机制实现。这些传导机制，有些是对消费有正的拉动作用，另外一些则是负向抑制居民社会品消费。由此，本文认为消费者在考虑当期消费支出时，主要考虑的因素应该是当期可支配收入和当期的居民资产。其分析模型如下：

XF_t=C₀+cYD_t+αHP_t+ε_t

公式中，以湖南省商品房销售价格（HP_t）来代表房地产财富变动状况，以城镇居民人均消费额（XF_t）代表湖南省居民消费支出水平，以城镇居民人均可支配收入（YD_t）代表收入水平，C₀代表自主性消费，c和α分别代表YD_t和HPt的MPC。考虑到湖南省房地产价格在2001年到2007年的高速成长，本文采用2001年第一季度到2007年第三季度的数据作为样本。数据均来自此期间发布的《湖南统计年鉴》。

计量结果及解释

（一）单位根检验

为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性，本文利用扩展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，简称ADF）检验方法来检验样本数据的时间序列特征。单位根检验的最佳滞后阶数依照AIC（Akaike Information Criterion）准则确定，AIC值越小，则滞后阶数越佳。利用Eviews6.0先后对相关变量的原始序列和一阶差分序列进行ADF检验。检验结果如表1。

由表1中的数据可知XF、YD和HP时间序列的ADF的统计量大于5%显著水平下的临界值，接受原假设，时间序列含有单位根，是非平稳序列，其一阶差分序列的ADF 值小于5%显著水平下的临界值，是平稳序列。由于XF、YD和HP都是一阶单整的序列，他们之间可能存在协整关系。

（二）协整检验

本文将采用JJ检验法（Johansen,1988；Juselius,1990）对相关变量（XF、YD和HP）进行协整检验。其检验方法是首先计算回归方程的迹，然后逐一与不存在协整关系、存在一个和存在两个协整关系等假设前提下的迹值进行比较，当回归方程的迹值大于假设条件下的Johansen 临界分布值时，拒绝其前提假设；反之，接受其假设。本文利用Eviews6.0对相关变量进行协整检验，结果如表2所示。

由表2的数据可以看出，以检验水平5%判断，XF、YD和HP之间在5%的显著水平下有且仅有1个协整向量。且表现为如下方程：

从协整方程可以看出，居民消费、房屋价格和居民收入之间存在一个长期稳定的经济关系。这种长期关系可以理解为：当房价上涨1个单位时，消费支出增加0.358个单位；当人均收入增加1元时，人均消费支出增加0.376元。

（三）格兰杰因果检验

协整检验说明了房地产价格与居民消费之间存在长期稳定的均衡关系，但并没有给出两者之间是否存在因果关系及因果关系的方向如何，为此采用Granger因果检验，本文运用Eviews6.0软件对序列DXF和DHP进行短期Granger因果检验，根据AIC最小原则，选入最大滞后值为K＝2，在显著性水平10％下，检验结果如表3所示。

从表3中可以得出，房地产价格变化和居民消费的短期格兰杰因果检验的F值在10%的水平上是不显著，接受原假设，两者在短期内（1-2季度）不存在因果关系，房地产价格变化没有构成是居民消费增加的Granger 原因。由此可见，湖南省在该时期段内，居民资产的财富效应很微弱。

（四）脉冲响应函数

由于居民消费水平、房地产价格、人均可支配收入之间存在协整关系，可以通过建立VAR模型并利用脉冲响应函数来分析VAR模型受到某种冲击时对系统的动态影响。脉冲响应函数是描述一个内生变量对误差的反应，它刻画的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。图1是基于VAR（2）模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数，将滞后阶数设定为10期，纵轴代表居民消费对房地产价格的响应程度，图中实线部分为计算值，虚线部分为响应函数值加减两倍标准差的置信区间。

根据图1的脉冲响应函数曲线，居民消费在受到房屋价格一个单位正向的标准差的冲击后，在滞后的1-10个季度里冲击效应基本为正，居民消费上升，并且呈现出轻微的波浪式的起伏。在滞后的第2季度处于波峰，冲击效应达到最大；在滞后的第6季度处于波谷，达到最低值，之后保持比较稳定的状态。反映出人们对房地产的增值所带来的个人财富的增长需要有一个认识过程，但这种认识一旦形成，就会对消费有一个长期稳定的推动作用。总体和长期而言，房屋价格对居民消费存在稳定的正效应。

本文结论

根据协整检验和格兰杰因果关系检验的结果可以确定，在2001-2007年间，湖南省城镇居民消费支出与住房价格之间存在着一种共同的趋势，即房地产的财富效应在湖南省这段时期是存在的，但这种效应的力量却很微弱。

由协整方程回归得到的系数显示，房地产的财富效应为正，且在统计学上显著。系数0.358说明房地产价格变动1个单位，消费支出变动0.358个单位；但当房地产价格暴跌时，其负面效用也是不容忽视的。

从脉冲响应函数可以看出，一个单位的房地产价格的正向冲击，会对居民消费产生正效用，导致居民消费增加。这说明人们已经把自己的住宅视为一项最大的个人财富，它的增值产生的上涨确实对消费产生了一定的刺激作用。同时房价变动的信息对于消费变动预测误差的贡献率还略高于可支配收入变动相应的贡献率。

综上所述，湖南省在该时期内，房地产价格变动所带来的财富效用作用虽然存在，但并没有成为影响居民消费支出变化的主要因素。笔者认为，这主要与房地产财富效用的作用机制有关，同时也受到房地产的规模及其发展程度，房地产金融市场的成熟程度、房地产的流动性、房地产价格的波动趋势，以及房地产财富的边际消费倾向等因素的制约。作为政府的决策部门，不仅要看到房地产市场过度繁荣，往往滋生房地产泡沫，而且更要了解房地产价格的持续下降或者大幅度下跌，对消费的负面影响也是很大的。

参考文献：

1.朱新玲，黎鹏.我国房地产市场财富效应的实证分析[J].武汉科技大学学报，2006(4)

2.张存涛.中国房地产财富效应-基于1987-2005年数据的实证分析[J].世界经济情况，2007(11)

3.高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].清华大学出版社，2006