住房改革、流動性約束與城鎮居民消費研究

王春娟，黃 昊

(1.東北財經大學 馬克思主義學院，遼寧 大連 116025;2.東北財經大學 研究生院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

迄今為止，關于住房市場對居民消費的影響，國內外的研究幾乎都是基于生命周期假說或持久收入假說來探討房價對居民消費的財富效應。Elliott證實了住宅價格上漲會導致消費增加［1］。Engelhard分析PSID數據時發現，住宅價格增長對住宅所有者消費支出具有顯著性的促進作用，且住宅價格波動的邊際消費傾向大約為0.03［2］。Case等利用美國 1982—1999 年各州的季度數據以及1975—1999年14個發達國家的數據對住宅市場和股票市場進行了分析，發現住宅市場具有較強的財富效應［3］。國內多數學者基于房價的財富效應對我國住房市場進行實證檢驗。劉建江等對我國房地產市場財富效應做了定性分析，并從消費函數理論探討了房地產財富效應的作用機制，認為持續上漲的房價能夠擴大短期邊際消費傾向［4］。賴溟溟和白欽先進行實證研究發現，我國存在房地產市場的財富效應，房地產市場長期與居民消費協同趨勢，短期卻抑制居民消費［5］。然而劉旦利用2000—2006年的季度數據進行的實證研究表明中國城鎮住宅市場不具有財富效應［6］。劉國風對天津市2002年7月—2008年6月的統計數據進行的實證檢驗發現天津市房地產價格的上漲對居民消費具有一定的抑制作用［7］。總之，盡管這些學者分別對我國房地產市場的財富效應進行了探討，但結論卻不盡一致，因而從生命周期假說或持久收入假說出發來探討房地產市場的財富效應可能有悖于我國在轉軌時期的具體國情。也有極少數學者從流動性理論出發提出住房改革帶來的未來支出不斷增加會減少居民消費和促進居民儲蓄，如袁志剛和宋錚較早注意到住房改革后在購房方面大多數城鎮居民的消費行為都受到流動性約束的影響，提出住房改革是造成轉軌時期城鎮居民消費傾向下降的一個重要原因［8］，但他們沒有深入探討房價上漲對居民消費降低的內在微觀作用機制，也沒有進行定量分析。

本文基于流動性約束理論研究了住房改革后房價造成城鎮居民消費不足的理論機制，之后根據理論模型進行規范而詳細的定量分析，以考察住房改革對城鎮居民消費需求的影響。

二、住房改革引發流動性約束的機理分析

1.過度強調“只售不租”的商品房政策

目前城鎮私有住房占住房總量的85%以上，城鎮居民住房自有率達到74%左右，住房的自有率高于國際水平 (50%—70%)［9］。反過來看，這說明我國出租住房占總住房面積的比重不到15%，與一些發達國家形成鮮明的對比，其中美國為36%，加拿大為44%，法國為48%，瑞典為43%?？梢钥闯?以出售公有住房和鼓勵居民購買住房為主導的改革，使得居民只能通過購買住房解決住房問題。盡管房改的關鍵是實現住房商品化，但住房商品化并不等于單一的買賣商品房，其實現途徑包括出租和銷售兩種途徑，只要租金達到商品化租金，則住房一樣也能實現商品化。雖然出租和銷售對實現住房商品化的作用是相同的，但是出租或銷售卻對需要解決住房問題的城鎮居民的生活會產生截然不同的影響。如果我國加快租房市場建設，城鎮居民就可避免在當前或將來因需支付大筆的購房款而發生的流動性約束。相反，如果只強調購房是解決住房的唯一途徑，大部分城鎮居民就可能在當前或將來因需支付大筆的購房款而發生流動性約束。

2.住房金融發展滯后

雖然抵押貸款能讓買房者分期支付住房價格的70%，但30%的首期付款仍然高于一般家庭的支付能力。以全國平均標準來衡量，一個家庭如果夫婦都有工作，需要拿出年收入的11倍去購買一套80平方米的住房［10］。也就是說，按每平方米3 000元計算，一套80平方米的住房需要24萬元，其中首期付款就是7.2萬元。對于一個工薪家庭來說，如果居民當期或未來某期因購房需支付7.2萬元，那么這個家庭很可能因購房而發生流動性約束。而當房價由每平方米3 000元上漲到4 000元時，一套80平方米的住房就需要32萬元，其中首付款就達9.6萬元，這就意味著居民也要為首付儲蓄更多的財富，且居民在當期和未來某期發生流動性約束的可能性也會增加。

3.住房供給與城鎮居民購買力脫節

近些年，商品住宅平均銷售價格急劇上漲，部分大中城市房價上漲更為迅猛，有的平均房價漲幅已連續好幾年超過15%。按照國際上認可的住房價格收入比，房屋價格應當是家庭年收入的3—6倍，由于我國商品房市場不斷地完善，從2003年起商品住宅價格指數每年的增長幅度都在5%以上，這使得我國房屋價格與家庭年收入的比值遠遠高于國際上認可的水平。在商品住宅中，中低價位、中小戶型住宅供應比例偏低。在部分城市，100平方米/套以上商品住宅占總量的60%—70%，有的城市高達87%。2004年全國經濟適用住房開發投資出現負增長，占房地產開發投資的比重由上年的6.1%下降到4.6%，有的地區甚至停止了經濟適用住房建設［9］。由于我國城鎮勞動力市場出現了整體供過于求，勞動工資常常被壓低，使得工資增長率有限。目前住房補貼的實施不到位。

4.城鎮化進程加快

隨著我國城市化和工業化的進程加快，大量的農村剩余勞動力遷往城鎮，使得我國城鎮人口急劇上升。我國城鎮化率在歷經了1995年之前的停滯后，便以每年的1個百分點的速度增長，其中房改后的1999年城鎮化率增長了2個百分點，到2009年，達到47%，比1995年29%的城鎮化率增長了18個百分點。城鎮化是一個農村人口轉化為城鎮人口的過程。農村人口在面臨當前“只售不租”的商品房政策、住房金融的制約以及住房供給的不合理的情況下，他們為定居城市而進行購房時更容易發生流動性約束。

三、一個引入購房支出的流動性約束模型

基于住房改革后在購房方面大多數城鎮居民的消費行為都受到流動性約束的影響的事實，本文在借鑒Deaton［11］等經典文獻的基礎之上，構建一個包含流動性約束的持久收入假說模型，在模型中加入一次性的購房支出，則典型消費者面臨的消費規劃問題如下:

其中，E0=E［·|0］基于0期所有信息的條件期望;β為貼現因子;u(·)為齊次凹函數;Ct為t期實際消費支出;Wt為t期的收入;r為利率;At為t期資產;Zt+1(p)為在第t+1期需要進行的購房支出，為外生變量且與p正相關，其中p為商品住宅價格。上述表達式暗含Ct、Wt發生在t期末，At發生在t-1期末或t期初，居民決策發生在t期末。

1.不考慮購房支出的消費決策

由于在住房改革之前，我國實行的是公用單位提供福利分房的住房政策，城鎮居民在當期或未來無購房支出。這時不考慮流動性約束問題，(1)式所示的最優規劃可轉化為:

因此，其最大化問題的拉格朗日函數為:

分別對Ct和At+1求導，得:

把 (4)代入 (5)式得:

(6)式表明，當居民預期不存在流動性時，最優消費路徑就為“理性預期—永久收入假說”的歐拉方程所描述的消費路徑。即在沒有購房支出時，居民可以通過自由出售資產或借貸來實現其跨期消費效應總和的最大化。

2.考慮購房支出的消費決策

住房改革后，無住房的居民可能在當期或未來某期因購房支出而發生流動性約束。若居民預期流動性約束在t期生效，(1)式所示的最優規劃就為:

s.t.At+1≥Zt+1(p)，如果在 t+1期有住房支出

因此，其最大化問題的拉格朗日函數為:

由于Zt+1(p)為預期在t+1期的購房支出，為外生變量。對At+1求導，得:

其歐拉方程為:

根據庫恩—塔克條件，如居民預期流動性約束在第t期生效，即At+1=Zt+1(p)，有λt＞0，則下面的不等式便成立:

其中，α=β(1+r)。即 t期歐拉方程不再成立，但之前和之后歐拉方程仍成立。

從 (12)式可以看出:一旦因購房支出而在t期發生的流動性約束時，居民就會減小第t期及其之前各期的消費，并進行強制性儲蓄。

為了更清楚地考察購房支出對居民的第t期以及之前各期的消費的影響，可把Ai+1=Zi+1(p)代入 (1)式得:

可發現居民在第t期的消費驟然下降。為防止約束期消費大幅度下降，理性居民就會平滑約束期及其之前各期消費，因而位于無流動性約束時最優消費路徑的下方。

3.預期住房價格上漲的消費決策

假定第t期的勞動收入、資產和居民預期的購房面積不變，且第t期借債上限保持不變。當居民預期住房價格由p上漲到p'時，由于Zt+1(p)與p成正相關，則下面不等式成立:

把 (14)帶入 (1)式中，并與 (13)式進行比較，得到:

由于在約束期之前的各期的邊際消費傾向相等，即 (11)左側成立，因而結合 (15)和(12)式，可知:

其中，0＜a＜1，b＞0，這里我們省略了一個常數項。pt+1為居民預期第t+1期的住宅商品房價格。即如果居民預期因購房而在第t期發生流動性約束時，那么當預期房價上漲時居民就會進一步減少在第t期及其以前各期的消費，因而居民預期第t+1的房價與第t期及以前各期的消費成負相關關系。

若假定居民以適應性預期的方式來判斷第t+1期的住宅商品房價格時，即用當期的滯后一期住宅商品房價格去判斷第t+1期的住宅商品房價格，這時 (16)式可以改寫為:

而 (17)可以進一步簡化為:

四、住房改革、流動性約束與城鎮居民消費不足的實證檢驗

1.住房改革對居民消費需求結構性影響

(1)模型構建與數據說明

1998之前，我國的住房制度就是一個由公有部門逐步將公有住房出售給單位職工的一個過程，城鎮居民可以以低于市場價格買到公有住房，由于住房價格與政府出售價格之間的巨大差異，使得分到住房的家庭獲得了一筆很大轉移財富。由于福利住房制度存在，無住房的城鎮居民預期將來也能獲得福利房，因而他們對房價的變動并不關心。而1998年住房改革結束了實行40余年的住房福利分配制度，無住房的城鎮居民不得不面臨來自將來某期購房支出的壓力，這種支出很有可能會引發居民在未來某期的面臨流動性約束生效。而房價上漲則預示著居民未來購房支出的增加，且發生流動性約束的可能性也會增加。因此住房改革之前與之后的房價可能會對我國城鎮居民消費產生結構性的改變。本文選取的研究區間為1991—2008年，并引進虛擬變量來檢驗住房改革所帶來的結構性變化。模型如下:

為城鎮家庭人均在第t期的消費性支出;IPt為城鎮家庭人均在第t期的可支配收入;HPt-1為在第t-1期的住宅商品房的銷售價格;υt為隨機誤差項。

盡管我國1998年末在全國范圍內停止實物福利分房政策，但從1998—1999年，總體上的福利住房實物分配并沒有停止，同時由于我國土地市場的滯后，導致在2000年才實現以停止福利分房為核心的住房改革，因此本文以2000年作為斷點。其指標包括城鎮家庭人均的消費性支出、城鎮家庭人均的可支配支出、住宅商品房的銷售價格，其數據均來自1991—2008年的《中國統計年鑒》，并用以1991年為基期的城鎮居民消費價格指數對上述三個變量進行價格平減。

(2)檢驗結果及其分析

本文借助Eviews6.0對方程 (19)進行OLS估計，并剔除不顯著項，估計結果見表1所示。

表1 OLS法模型檢驗結果

從實證結果看，在1999年及其以前，房價的滯后一期，即居民對未來房價的預期，對居民消費增長具有顯著的促進作用。滯后一期的房價上漲1元會促使平均城鎮家庭消費支出增加0.15元。這說明在住房改革完成之前，由于無住房城鎮居民不必考慮購房支出對其消費的影響，而有住房的城鎮居民預期其財富隨著房價的上漲而增加，進而增加當前消費，從而拉動整體居民消費上升。在住房改革完成后，房價滯后項對居民消費增加具有顯著的負效應，即滯后一期的房價上漲1元會促使平均城鎮家庭人均年消費性支出減少0.56(=0.15-0.71)元，這說明住房改革完成之后，無住房城鎮居民必須考慮將來購房支出對其消費的影響，即預期未來某期可能因購房支出而發生流動性約束，這時為了避免在流動性約束生效時消費驟然劇降，他們會在當期減少消費，增加儲蓄。這時隨著我國城市化的加快，需購房的城鎮居民大幅度增加，有住房的居民占城鎮總人口的比例在不斷地減少，因而房價的財富效應也就非常有限，這時房價上漲就會抑制城鎮居民消費。

2.住房改革引發城鎮居民流動性約束的實證檢驗

(1)模型構建與數據說明

在城鎮居民的住房借貸能力不變及工資和資產水平一定情況下，又由于購房支出與房價成正相關關系，這時房價越高，則居民預期將來的購房支出就會越大，因而要為了購房儲蓄更多財富，且發生流動性約束的可能性也就越大，因而本文把住宅商品房價格作為流動性大小的替代變量。由于各個省 (市、區)的城鎮經濟發展水平之間存在著較大的差異，將對全國整體數據的實證研究結果直接推廣到各個省是不科學的。因此，本部分的研究對象為1999—2008年的30個省 (市、區)(不包括港澳臺和西藏)的面板數據，以進一步驗證各省住宅商品房價格與城鎮居民消費性支出的相關關系。用 CPit表示 i省(市、區)在第t年的城鎮家庭人均年消費性支出;IPit表示i省 (市、區)在第t年的城鎮家庭人均可支配收入;HPit-1表示i省 (市、區)在第t-1年住宅商品房的銷售價格;υit為誤差項。由于各省的經濟發展水平存在著較大差異，所以本文選用面板數據的個體固定效用模型:

若β2顯著地為負，則表明房價的上漲會對城鎮居民的消費具有抑制作用，即住房改革后大多數居民可能預期因將來的購房而產生流動性約束，為了防止約束期消費驟降，就會減少當前消費。

其中城鎮家庭人均的消費性支出、城鎮家庭人均的可支配支出和住宅商品房的銷售價格的數據均來自1999—2008年的《中國統計年鑒》對30個省 (市、區)(不包括港澳臺和西藏)的各年的相關統計，并以各自1999年為基期的城鎮居民消費價格指數進行平減。

(2)單位根與協整檢驗

首先，進行單位根檢驗。在面板單位根檢驗中，LLC檢驗、Breitung檢驗及Hadri檢驗為同質面板單位根的代表性檢驗方法，IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗為異質面板單位根的代表性檢驗方法。為了避免因檢驗方法本身的局限而對檢驗結果帶來的負面影響，本文將同時采用 LLC、IPS、ADF-Fisher和PPFishers四種方法對各個變量進行單位根檢驗。表2給出了三個變量的單位根檢驗結果。其中，單位根檢驗過程中的最優滯后期數是按Schwarz評價標準 (SC)確定。

表2 單位根檢驗結果

從表2可以看出，無論是針對同質面板假設的LLC檢，還是針對異質面板假設的IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗，三個變量基本上都是不平穩，而在一階差分情況下是平穩的，因而認為各變量均為一階單位根過程。

其次，進行協整檢驗。由于各變量均為一階單整，因而可以進行面板協整檢驗。目前有兩類面板數據協整檢驗方法:一類是基于回歸殘差的面板協整檢驗，即Engel-Granger二步法的推廣，如Pedroni檢驗和Kao檢驗;另一類是從推廣Johansen檢驗方法的方向發展的面板數據協整檢驗，如Johansen-Fisher檢驗。由于本文樣本量有限，不能采用該檢驗方法，只能采用上述的Kao檢驗和Pedroni檢驗進行面板的協整檢驗，結果見表3所示。

表3 Kao檢驗和Pedroni檢驗結果

從表3可知，無論Pedroni檢驗的組內統計量或組間統計量，都表明變量之間具有顯著協整關系，而且Kao檢驗的統計量來看，也支持變量之間具有顯著協整關系的結論。因此認為城鎮家庭人均實際年消費性支出與城鎮家庭人均實際可支配收入及住宅商品房的實際銷售價格之間存在穩定的長期關系。

(3)檢驗結果及其分析

因為我國30個省份的經濟發展水平存在較大的個體差異性，所以對方程 (20)進行加權估計;又因為殘差可能存在一階自相關，因此通過添加AR(1)項進行修正。估計結果見表4所示。

表4 GLS法模型檢驗結果

從 (b)的回歸結果看，在全國平均水平上，住宅商品房價上漲導致城鎮居民消費需求下降。滯后一期的房價，即居民預期將來的住房價格與居民消費需求在顯著性水平為1%的條件下成負相關關系。從數量上來看，滯后一期的房價上漲1元將導致平均城鎮家庭人均年消費性支出減少0.16元。這些充分表明了1998年住房改革后大部分城鎮居民可能預期因將來的巨大的購房支出而引發流動性約束，為了防止約束期的消費驟降，從而減少當前消費。房價的上漲則預示著未來的購房支出的增加，這不僅要求居民為未來的購房儲蓄更多的財富，而且也增加了居民因購房而發生流動性約束的可能性，這時理性居民會進一步減少消費和增加儲蓄。

五、結論與政策啟示

通過實證檢驗，本文得出如下兩個結論:第一，住房改革后，房價對城鎮居民消費需求的影響產生結構性改變。在1999年及其以前，滯后一期的房價對居民消費增長具有顯著的促進作用，這時房價上漲表現為財富效應。在1999年之后，滯后一期的房價對居民消費增長具有顯著的負效應，這說明大部分城鎮居民在住房改革后必須考慮因未來購房支出而可能產生的流動性約束。第二，在全國平均水平上，滯后一期的房價，即居民預期未來購房時的房價與居民消費需求顯著地成負相關關系。即滯后一期的房價上漲1元，會導致平均城鎮家庭人均消費性支出減少0.16元。這說明房價上漲，不僅預示著他們在未來面臨的流動性約束的可能性增大，而且也預示著他們要為未來儲蓄更多的財富以購買住房，這使得他們不得不進一步減少當期消費和增加儲蓄。

由于住宅商品房的銷售價格偏高是制約當期城鎮居民消費需求的主要因素，因而有必要抑制房價上漲，穩定房價，以改變大多數居民對將來房價上漲的預期，以防止居民消費需求的下降。在穩定房價的同時，完善住房貸款機制、提高居民的可支配收入、加大廉租房建設和擴大經濟適用房，以降低居民預期因購房而發生流動性約束的可能性，這些都會有助于拉動居民消費上漲。

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