中国不同地区房地产市场财富效应的动态比较和变参数分析

经济管理研究

中国不同地区房地产市场财富效应的动态比较和变参数分析

张宗成张蕾

内容提要中国自１９９８年开始实施住宅商品化改革以来，对房地产市场的规范和调整逐步开展和深化，这就决定了房地产市场的财富效应随着市场的不断调整可能呈现阶段性的动态变化。本文利用分布滞后模型和时变参数模型深化中国房地产市场财富效应的研究，分析不同地区房地产市场财富效应的动态变化，找出了影响不同地区财富效应波动的主要因素。

关键词房地产市场财富效应动态分布滞后模型时变参数模型

中图分类号：Ｆ２９３．３文献标识码：Ａ文章编号：１０００—７６３６（２０１１）０３—００４９—０５

一、引言

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。大多数研究者采取面板数据、协整检验及误差修正模型的方法对其进行实证检验。如希勒（Ｓｈｉｌｌｅｒ，２００５）研究了１４个国家过去２５年的面板数据和美国各州２０世纪８０到９０年代的面板数据，发现房地产的财富效应对居民消费有一个大的、统计上显著的影响…。雷蒙德（Ｒａｙｍｏｎｄ，２００７）等利用香港１９８３年１季度至２００５年４季度的数据，通过协整的方法发现居民消费和住房价格之间存在长期的均衡关系，并且其比股票价格的影响更加显著口］。在国内，宋勃（２００７）利用中国１９９８—２００６年的房地产价格和居民消费的季度数据建立误差纠正模型（ＥＣＭ），使用Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验方法对房地产价格和居民消费的关系进行实证检验，得出结论：短期而言，两者存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系；长期来说，房屋价格上涨是居民消费增加的Ｇｒａｎｇｅｒ原因口］。李成武（２０１０）利用面板数据分析了中国各地区房地产财富效应，研究表明：４个直辖市、东北和东部地区存在显著负向财富效应，中西部地区财富效应不显著Ｈｏ。以上研究中采取静态分析的居多，另外一个局限性在于仅仅建立固定参数模型分析居民消费和房地产市场发展的长短期关系，而中国自１９９８年推行住宅商品化改革之后，对房地产市场的规范和调整逐步开展和深化，这就决定了住房的边际消费倾向随着市场的不断调整可能呈现阶段性变化特征。出于这方面的考虑，本文将利用分布滞后模型深化中国房地产市场财富效应的研究，然后利用时变参数模型，分析中国不同地区房地产市场财富效应的动态变化，找出影响不同地区财富效应波动的主要因素。

收稿日期：２０１０—０８—３０

作者简介：张宗成华中科技大学经济学院教授，博士生导师，武汉市，４３００７４；

张蕾华中科技大学经济学院博士研究生。４９

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经济与管理研究（２０１１年第３期）ｌＲｅｓｅａｒｃｈＯｉｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ

二、房地产市场财富效应模型的建立

【一）房地产市场财富效应的变量选择及一般模型

房地产市场财富效应主要通过消费、房地产市场发展水平、居民收入来刻画，消费支出变量用人均社会消费品季度零售额ＪＰｃ表示，房地产市场发展水平变量用商品房销售季度均价表示，即Ｐ只＝商品房季度销售总额／季度销售面积，居民收入变量用城镇居民季度人均可支配收入ＰＹ表示（在中国城镇居民是商品房主要的购买者）。最终房地产市场财富效应一般性模型为：

ＰＣ。＝ａｏ＋ａ１ＰＥ＋ｄ２Ｐ吼＋ｅ，（１）

（二）数据处理

本文将中国市场划分为东部、中部和西部三个区域，其中东部地区包含北京、上海和广东省，中部地区包括江西省、河南省、湖北省和湖南省，西部地区包含重庆市、四川省、广西壮族自治区和陕西省。本文分别对不同区域的房地产市场财富效应的差异做出分析。根据中国商品化住宅改革的时间以及数据可获得性的限制，样本区间选择２００３年１季度至２００９年４季度，各地区相应的解释变量均按照所选城市的算术平均求得，且每个变量的数据均剔除了价格因素的影响，即ｐｈ。＝（ＰＨ，／ｃｐｉ。）￥１００，∥。＝（ＰＹ，／ｃｐｉ。）木１００，ｐｃ，＝（ＰＣ。／ｃｐｉ。）术１００，其中砷。、∥。∥。为实际值，尸皿、Ｐｃ。为名义值，印ｉ；为物价指数。采用移动平均法进行了季节调整，然后对有关变量取对数，得到新的模型：

ｆｎｐｃ。＝／３０＋ＪＢｌｆｎｐ，，。＋及Ｚｎｐ＾。＋ｅ。（２）

（三）单位根检验和协整检验

为了考察三类变量之间的作用关系，首先对变量进行单位根检验。从检验结果中知道：东部、中部和西部地区的居民人均消费变量ｌｎｐｃ、商品房销售均价变量ｌｎｐｈ和城镇居民可支配收入变量ｌｎｐｙ均出现单位根，即属于非平稳的时间序列，但是一阶差分的结果是平稳序列，说明三个变量都为一阶单整序列。为了避免回归过程中出现伪回归现象，根据Ｅｎｄｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ两步法考察各个地区三个变量之间是否存在协整关系，即考察各个地区三个变量之间ＯＬＳ回归结果的残差是否平稳。结果显示，在１０％的显著性水平上，拒绝存在单位根的假设，即不同地区的三个变量之间存在长期均衡关系。’。

三、房地产市场财富效应的区域差异的动态分析和变参数分析

（一）分布滞后模型

依据持久收入假说，影响居民消费的因素不仅有即期的可支配收入和财富水平，还包括居民前期的可支配收入和财富水平。基于此，利用动态分布滞后模型来考察房地产市场发展、可支配收入和居民消费间的作用关系，动态分布滞后模型为：Ｉｎｐｃ；＝ａ＋∑［３ｉｌｎｐｈＨ＋∑Ｍ阮ＰＹ。√＋∑Ｏ＿ｉ｝ｌｎｐｃ“＋ｉｘ。（３）

其中滞后阶数ｉ、ｊ和ｋ的选择需要保证动态模型的随机扰动项满足同方差、无自相关且服从正态分布的特征。三个地区的回归结果如下（括号内为ｔ统计量，剔除不显著变量）。

‘东部地区：

Ｚｎｐｃ。＝３．６９＋０．３１Ｉｎｐｃ。一ｌ一０．１９１ｎｐｃ。一２＋０．４ｌｎｐｈ。＋０．３１ｌｎｒｙ，一０．２５ｌｎｒｙ。一ｌ＋￡１（４）

（４．２４）（２．２５）（一２．１９）（３．０８）（２．５６）（一２．２４）

中部地区：５０

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区域经济

抗ｐｃＩ＝０．７２１ｎｐｃ。一ｌ＋０．８２１ｎｒｙ。一０．７６１ｎｒｙＩ．Ｉ＋０．２２１ｎｒｙ。一２＋￡２（５）

（５．３３）

西部地区：（３．２６）（一３．２６）（２．５６）

（６）ｆｎｐｃ。＝０．６６ｌｎｐｃ。一１＋０．８８１ｎｒｙ，一０．７１ｎｒｙ，一ｌ＋￡３

（４．１）（７．１６）（一３．４３）

（４）一（６）式显示：只有在东部地区，房价的变动才对该地区居民人均消费产生影响，而且这种影响是即期正影响，系数为０．４，即东部地区当期房价上升１％，会引起当地居民当期人均消费增加０．４％，其他地区房地产发展的财富效应并不显著。三个地区居民人均消费都受到当地居民当期和前一期可支配收入的影响，尽管影响有正有负，但都说明居民消费越来越理性，既根据收入预期也考虑已经实现的收入水平来决定消费支出。

（二）时变参数模型

时变参数模型可以反映三个地区收入和房地产市场对消费的影响系数在不同时间段的变化，并从中反映出影响各个地区财富效应波动的主要原因，为进一步的研究和制定相应政策打下基础。

１．时变参数模型简述

时变参数模型又称为状态空间模型，它包括两个方程，一个是量测方程：

Ｙ；＝ｘ，Ａ。＋ｚ，ｙ＋ｕ。，ｔ＝ｌ，２，…，ｒ（７）

式（７）中，Ａ，是随时间改变的，体现了解释变量对应变量影响关系的改变，％是固定参数向量。另一个是信号方程，即关于变参数的模型，变参数Ａ。由ＡＲ（ｐ）描述：

Ａ。：妒∑ＡＨ＋￡。

１２Ｉ（８）

并且假定ｕ。和８ｔ相互独立，且服从均值为０，方差为ｏｒ２和协方差矩阵为ｎ的正态分布。其中，可变参数Ａ。是不可观测变量，必须利用可观测变量ｙ。和菇。来估计，并可以表示成一阶马尔可夫（Ｍａｒｋｏｖ）过程＂芦’７３。

２．不同地区房地产市场财富效应的时变参数模型

本文的信号方程的具体形式为：胁ｐｃ。＝ｃ＋鲫ｌ木Ｉｎｐｈ。＋聊２木ＩｎＰＹ。＋ｅ。（９）状态方程有两个，分别是鲫。＝刘，（一１）和ｓ移：＝ＳＶ：（一１）。三个地区状态空间模型的估计结果如下（括号内是ｚ统计量）

（１）东部地区

量测方程：Ｚ，Ｉｐｃ。＝３．９６＋删ｌ宰Ｉｎｐｈｊ＋鲫２％ＩｎＰＹ，＋ｅｈ

（１２．２７）

状态方程：ＳＶｌ＝０．４２木￥／３“一ｌ＋占ｎ，鲫２＝０．１４木册Ａ—ｌ＋８厶

（５．５）（１．９）

东部地区房地产的消费倾向在一２．９～０．６５之间波动，但是在２００３年底和２００４年初房地产的财富效应立刻显现，并且２００４年第四季度达到样本期最高值０．６５，随后该效应一直保持在０．４～０．６之间；东部地区收入的边际消费倾向在２００３年第三季度之前保持为正，但是从第四季度开始下降为负，并一直持续到２００７年第一季度，表明在这段时间，随着该地区人均可支配收入的增加，居民用于消费的支出却在减少。

（２）中部地区

量测方程：ｌｎｐｃｌ＝０．７７＋ｓＶｌ木Ｉｎｐｈ‘＋鲫２木ＩｎＰＹＩ＋ｅ２‘

（０．８９）

状态方程：册ｌ＝０．２７术鲫ｎ一１＋ｇｌＩ舳２＝０．６３木ＳＶ２Ｉ一１＋占２ｌ

（３．３４）（８．８６）５１

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经济与管理研究（２０１１年第３期）ＲｅｓｅａｒｃｈＯｉｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ

中部地区房地产市场的边际消费倾向在一０．１５～１．３２之间波动，和东部地区相似的是也是在２００３年底和２００４年初房地产的财富效应立刻显现，所不同的是中部地区财富效应的最高值为１．３２，比东部地区高出近两倍，从２００４年第二季度开始，消费倾向尽管仍然为正，但是开始持续下滑，在２００９年末只有０．２７，即消费倾向不稳定；中部地区收入的边际消费倾向和东部地区相似的是从２００３年第四季度开始下降为负。其原因也是受到当时国内外不利的经济环境影响，但是从２００５年第三季度就开始回转，比东部地区要早，这除了因为中部地区具有人口众多、自主消化强的特点之外，也反映了国家提高人民收入水平、拉动内需的宏观调控政策在该地区得到了很好的实施。

（３）西部地区

量测方程：抗ｐｃｔ＝０．７十ｓｖｉ，ＩｃＩｎｐｈ‘＋ＳＶ２半ＩｎＰＹ，＋ｅ３Ｉ

（Ｏ．７）

状态方程：鲫ｌ＝０．１９禾ＳＶｌＩ＇１＋占１ｔ鲫２＝０．７２宰ｓ口２川＋ｓ２Ｉ

（２．５３）（１０．９９）’

西部地区的房地产发展的边际消费倾向在样本期间一直保持为正，在２００３年第四季度到２００９年第二季度保持在０．４—０．４９之间，即波幅不是很大。和东部地区和中部地区相似的是也在２００３年底到２００４年初财富效应开始显著，但是与中部地区不同的是，房地产市场的财富效应从２００４年开始到２００９年就一直波幅不大，比较平稳，没有呈现下降的趋势；收入的消费倾向从一开始就为正，只是在２００３年第四季度开始下降，然后一直波幅不大，保持在０．４—０．５２之间，直到２００９年第三季度开始又回到０．６６。消费倾向为正反映了当地居民相对于东部地区和中部地区更愿意将收入用于消费，提高自己的生活水平而投资较少，后一阶段下滑然后在较长的时间内保持稳定，也反映当时居民收入的变化较小，因此对消费的意愿也比较稳定，只是在２００９年国家拉动内需政策出台后，居民收入增加，从而拉动了该地区的消费。

四、不同地区房地产市场财富效应的实证结论和具体分析

利用第一种方法的研究表明房地产市场发展的财富效应只在东部地区表现明显，但是在其他两个地区表现不显著。在东部地区该效应是即期的反应，反映了该地区居民对该产业的发展很有信心。这主要是因为东部沿海地区经济相对发达、工业化进程较快、金融业发展水平较高、房地产升值的潜力较大，成为房地产商和投机者的投资目标。另外在样本期，中国沿海地区的房价迅猛上涨，吸引了更多的住宅投资客，因此当房价波动时，会立刻使投资客的固定资产价值发生变动，同时对资产价值朝同一方向惯性变动的预期会在当期影响当地的消费。除此之外，该地区的人口流动性大，房价的变动会直接影响到房屋租赁价格的涨跌，这也是引起消费变动的一个重要原因。中部地区和西部地区的房地产市场还未成熟，买房用来自住的刚性需求占较大比重，投资较少。

利用第二种方法的研究表明在２００３年房地产行业成为中国支柱性产业后，东部地区和中部地区房地产的财富效应立刻显现，但是前者一直保持在高位，没有下滑的趋势。相反，中部地区在２００３年冲到最高点后，从２００４年第二季度开始，消费倾向尽管仍然为正，但是开始持续下滑，只是最高值达到１．３２，超过了东部地区，这是由于中部地区的发展更多地被本地区经济吸收，不容易出现房地产投机，商品房主要是满足当地的刚性需求，在建设部起草的“促进房地产市场持续健康发展”的１８号文件出台后，中部地区的人口总量远远高于东部地区，因此当时对商品房的购买量较大，从而在当时推动消费走向高峰。但是，随着房价不断的上涨、调控政策的出台以及投资需求的限制，购房热逐渐降温。再加上中部地区的金融业相对于东部地区还不是很成熟，融资渠道单一，２００５年国家为了稳定房价所出台的“国八条”和“国六条”的通知，以及后来对第二次置业的相关限制政策使当地居民获得房贷的难度越来越大，当地居民对房价的走势持观望态度，因此边际消费倾向下降。这反映了政府调控房贷的政策在中部地区会产生一定的影响。西部地区在２００３年也受政策的影响，房地产市场的财富效应出现上升的趋势，但是与中部地区不同的是，房地产市场的财富效应从２００４年开始到２００８年就一直波幅不大，财富效应值较低但比较平稳，只是从２００９年第三季５２

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区域经济

度开始下滑。究其原因，西部地区的商品房更多地满足该地区本身的需求，再加上受到地理条件的限制，交通运输、基础设施以及第二、第三产业发展相对落后，融资市场单一，其房价本身就处于较低的水平，另外国内信贷政策对该地区的调控不明显，但是国内、国际经济环境对房价的变动影响比较大。

五、政策建议

相关部门可以针对各地区房价波动差异影响因素的不同，采取因地制宜、差别对待的政策，避免全国范围“一刀切”的情况，以实现有效拉动不同地区需求，同时又能控制房价的过快增长，避免产生泡沫。例如对于东部地区利用信贷、利率等宏观控制手段严防房价增速过快，以避免产生供需矛盾和扭曲正常的市场价格。同时要注重提升真实的收入水平，缩小贫富差距，维持该地区经济发展稳定，从长期的角度拉动当地的消费。对于中部地区，由于住房刚性需求较大，人口流动相对较少，但对国家政策反应明显，因此应在国家中部崛起的政策号召下，注重鼓励发展该地区重点产业，以改善其经济基本面，完善金融机构的运营机制，提高其服务质量，吸引外商投资，改善资金结构，促进持续资金流的形成，形成稳定、健康的增长趋势，提高人们的收入，从而拉动需求。

参考文献：

［１］ＥｌｌｉｏｕＪＷａｌｔｅｒ．ＷｅａｌｔｈａｎｄＷｅａｌｔｈ

［２］Ｅｎｇｅｌｈａｒｄ，ＧａｒｙＶ．ＨｏｕｓｅＰｒｉｃｅＰｒｏｘｉｅｓｉｎＨｏｍｅａＰｅｒｍａｎｅｎｔＩｎｃｏｍｅＭｏｄｅｌ．ＥＪ］．ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８０，９５（３）：５０９—５３５．ａｎｄＯｗｎｅｒＳａｖｉｎｇＢｅｈａｖｉｏｒ．［Ｊ］．ａｅｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅａｎｄＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９６，２６（３）：３１３—３３６．［３］宋勃．房地产市场财富效应的理论分析和中国经验的实证检验：１９９８～２００６［Ｊ］．经济科学，２００７（５）．

［４］李成武．浅议房地产财富效应ＣＪ］．中国房地产，２００５（５）：６８—７０．

［５］ＭｅｅｎＧ．ＴｈｅＲｅｍｏｖａｌｏｆＭｏｒｔｇａｇｅＣｏｎｓｔｒａｉｎｔｓａｎｄｔｈｅＩｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｆｏｒＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃＭｏｄｅｌｉｎｇｏｆＵＫＨｏｕｓｅＰｒｉｃｅｓ［Ｃ］．ＯｘｆｏｒｄＢｕｌｌｅｔｉｎｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃ

ａｎｄＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９９０，３２：１—２３．

［６］ＮａｇａｈａｔａＴ，ＹＳａｉｔａ，Ｔ．Ｓｃｋｉｎｅ，ＴＴａｃｈｉｂａｎａ．ＥｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍＬａｎｄ

ｐａｎＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒＳａ－ｉｅｓ，２００４（４）．

［７］ＢＢｈａｓｋａｒａＲａｏ，ＳａｔｅｎＫｕｍａｒ．ＡＰａｎｅｌＤａｔａＰｒｉｃｅｓｏｆＪａｐａｎｅｓｅＰｒｅｆｅｃｔｕｒｅ８：ａＰａｎｅｌＣｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎＡｎａｌｙｓｉｓ［ｃ］．ＢａｎｋｏｆＪａ－ＡｐｐｒｏａｃｈｔｏｔｈｅＤｅｍａｎｄｆｏｒＭｏｎｅｙａｎｄｔｈｅＥｆｆｅｃｔｓｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＲｅｆｏｒｍｓｉｎｔｈｅＡｓｉａｎＣｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｊ］．

ＥｃｏｎｏｍｉｃＭｏｄｅｌｉｎｇ，２００９，２６（５）：１０１２—１０１７．

ＤｙｎａｍｉｃＣｏｍｐａｒｉｓｏｎａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔＭｅａｓｕｒｅｓｏｆＲｅａｌＥｓｔａｔｅＭａｒｋｅｔｓ’

ＷｅａｌｔｈＥｆｆｅｃｔｉｎＤｉｆｆｅｒｅｎｔＲｅｇｉｏｎｓｏｆＣｈｉｎａ

ＺＨＡＮＧＺｏｎｇ—ｃｈｅｎｇ，ＺＨＡＮＧＬｅｉ

（ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，ＨｕａｚｈｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅａｎｄＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｗｕｈａｎ４３００７４）

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ｇｒｏｗｔｈｏｆｈｏｕｓｉｎｇｐｒｉｃｅｓｔｈａｔｍａｙＳＯａｓｔｏｓｔｉｍｕｌａｔｅｔｈｅｃｏｎｓｕｍｉｎｇｄｅｍａｎｄａｎｄｓｉｍｕｌｔａｎｅｏｕｓｌｙｃｏｎｔｒｏｌｔｈｅｅｘｃｅｓｓｉｖｅｃａｕｓｅｐｒｉｃｉｎｇｂｕｂｂｌｅｓ．

Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ＲｅａｌＥｓｔａｔｅＭａｒｋｅｔ；ＷｅａｌｔｈＥｆｆｅｃｔ；ＤｙｎａｌｎｉｃＤｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｍｓＭｏｄｅｌ；ＴｈｅＴｉｍｅ—ＶａｒｙｉｎｇＰａｒａｍｅｔｅｒＭｏｄｅｌ

责任编辑：姚望春５３

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