房地產業財富效應的研究

■徐小川項襄

房地產業財富效應的研究

■徐小川項襄

近年來，房地產價格飛漲，對居民消費產生較大影響。為了分析二者關系，有以下論證。首先，本文將房地產財富效應的傳導機制模型化，并利用1998至2014年統計數據，進行計量實證檢驗，得出總體為負效應的結論。另一方面，通過對35個主要城市城市財富效應進行實際檢驗，得出房地產價格與居民消費水平之間存在長期穩定的負相關。

房地產價格 居民消費 財富效應

我國自1998年開始才正式實施住房分配貨幣化改革，房地產市場形成的時間相對較短。但是經歷過短短不到20年的發展，房地產業投資額從1998年的2513.3億元增加到2015年8月份的61062.54億元，成長為國家重要的支柱性產業，全國房屋均價從1998年的2063元/平方米增長到2014年的6324元/平方米。一方面，我國居民消費卻持續低迷，表1是從1998-2013年全國居民消費和人均GDP的情況，可以看出，居民消費從2000年開始總體一直處于下降的趨勢。從2000年占GDP的46.5%下降到2013年的36.1%，13年中降了10.4個百分點。2008-2010年，34%～35%的比重無疑是世界主要經濟體中最低的。對比之下，美國家庭消費占到了國內生產總值70%；在印度，這一比例也超過了50%。中國居民消費持續低迷的這十幾年，也正是中國房地產繁榮發展的十年。購買住房消耗了中國家庭大量的儲蓄，導致家庭消費增長乏力，后勁不足，家庭福利水平也更低。

表11998　-2013年居民消費水平情況表

另一方面，對比1994年第一季度到2011年第一季度的房地產財富和居民消費對數值發現，我國社會消費品零售總額與住房價格之間相關性高達0.36。因此，研究房地產財富效應的強弱，對于我國消費持續低迷原因的研究提供了一種新的思路，同時也對我國房地產價格的健康發展具有參考價值。

房地產財富效應的傳導機制及理論模型

（一）房地產財富效應的概念界定

財富效應最初來自于哈伯勒和庇古的實際貨幣余額效應，故也稱為哈伯勒-庇古效應。哈伯勒認為，在物價水平下降時，貨幣財富的實際價值會增加，因此該效應也稱為實際余額效應。庇古在1943年提出了一種描述消費水平、金融資產和物價水平之間的理論，被稱為庇古效應。實際貨幣余額表示為M/P，M是名義貨幣工資，P表示物價水平。當M/P增加，消費者會感覺自己更加富有，自發地增加消費，最終使得社會總產出增加。

《新帕爾格雷夫經濟學大詞典》對其的定義為：在其他條件相同時，貨幣余額的變化將會在總消費開支方面引起變動。資產價格的財富效應一般分為金融資產價格財富效應（以股票價格為代表），非金融資產價格的財富效應（以房地產價格為代表）。一直以來，理論界對于以股票價格為代表的金融資產價格的財富效應的研究較為充分，但是對于房地產價格的財富效應的研究并不充分。分析房地產價格變動對居民消費的影響是房地產市場財富效應最基本的定義，本文也將從這方面出發，研究房地產價格的變動對居民消費的影響。

（二）中國“無限”責任式家庭模式

我國是一個注重家族傳承與回饋的國家，中國的家庭模式就如同是一個“無限”責任公司，父母則是這個“無限”責任公司的“董事長”，而子女則是其中唯一的“股東”。“董事長”往往需要而且十分樂意為這唯一的“股東”負無限責任，從孩子出生到成年，再到子女婚嫁，子女成家后再養育下一代，父母都始終扮演著不可替代的角色，一直到他們基本喪失勞動能力才基本結束。這區別于西方國家的“有限”責任式的家庭模式，父母在養育子女到18歲后就不再干預子女的生活，甚至不再替子女支付大學學費，像結婚、購房、購車等這類的費用則全部由子女自己承擔。以美國為例，當子女工作后，父母便不再有對子女的任何責任和義務，傳統的獨立精神使子女理所應當地依靠自己生活。而在中國，家長從孩子出生一直到自己的死亡，都一直對孩子負有著“無限”的責任。子女的婚配、購房、購車，都需要“董事長”的大力支持。在現代社會，中國購房人群年齡越來越年輕化，大部分都是剛工作就買房。于是，在許多地方，實際上形成了這樣一種標準購房模式：首付由一方或雙方的父母來出，夫妻雙方則承擔按揭。也就是說，想在城市生活的家庭，往往需要3個家庭才能供養起1套住房。當3個家庭來共同支撐1套住房的時候，高企的房價事實上也就抽干了3個家庭的積蓄或未來的消費能力。對于六七十年代出生的中老年人，子女購房甚至可能需要消耗掉他們一輩子的積蓄。2016年社科院發布《社會藍皮書》顯示，就家庭住房自有率來看，當前受訪家庭居民自有率為95.4%，其中城鎮居民家庭住房自有率為91.2%。從擁有住房套數2015年調查顯示出，19.7%的家庭擁有兩套以上的住房。而我國平均購房年齡位27歲，如果不依靠父母或者其他親朋好友的支持，年輕人是沒有能力承擔起這么高的房價的，自然也就不可能會有如此高的房屋自有率。本來需要由年輕人自己承擔的購房支出轉嫁到了父母的身上，使父母本來可作為養老、旅游用的消費支出大大縮減。這對于父輩們未來養老費用的影響是相當巨大的，由此構成的問題將是長遠的，因此我們有必要在居民的消費中考慮到這部分轉嫁支出的影響。

（三）財富效應的傳導機制

資產價格的財富效應通常包括已兌現的財富效應、未兌現的財富效應、流動約束效應、預算約束效應、替代效應和擠出效應。圖1所示為其傳導機制。

圖1　房地產財富效應的傳導機制

1.未兌現的財富效應：對于只擁有一套住房的房屋所有者來說，住房價格的增長會增加財富使其產生正向財富效應，即會帶動消費的增加。但是在現實情況中，這種財富效應往往只在短期內有效果，而在長期內無效。因為短期內房屋價格的上漲對所有者帶來的只是一種貨幣幻覺，而無法得到任何的真實收入。我國大多數購買一套住房的消費者平均年齡在27歲，他們也沒有將第一套房抵押而進行再融資而獲得的消費能力，在長期中，房屋所有者會通過修正對自己真實收入的預期來降低自己因貨幣幻覺而增加的那部分消費，最終回到房地產價格尚未變化時候的水平。況且，任何對未來有理性預期的消費者，也不會輕易在沒有任何真實收入增加保障的條件下就增加消費。因此，此一項傳導機制，只能在短期內起到小部分作用，而無法提高消費者的長期消費水平。

2.已兌現的財富效應：擁有兩套或以上住房的消費者，因為他們家庭財富中，房地產資產占比重比較大。當房地產價格上漲時，他們通過房屋租金上漲或者出售房地產的方式實現收入，從而增加其當期消費。短期內，他們房地產的財富效應的實現方式是通過房屋租金的上漲來增加消費，且為正值，長期內他們主要通過房地產再融資的方式來增加收入，帶動消費的增加。因此，不論在長期還是短期，擁有兩套住房以上的消費的財富效應都是正值。

3.流動性約束效應：房地產價格上漲降低了消費者的資產風險，使投資者的資產組合價格上升，耐用消費品的消費會增加，因此會增加消費需求，即產生了正向的財富效應。但是對于無房產家庭來說，房地產價格的提高，使一部分本來有能力購買房地產的消費者變成了市場的觀者，被不斷上漲的房價擠出了房地產市場。當這些潛在的房地產消費者被擠出房地產市場后，他們會將原先房地產的預算轉移到其他的資產組合投資上去，其中也會有一部分轉化為了現實的消費能力。但是這種消費的增加只能在短期內有效，因為這些潛在的消費者只是被動的被擠出房地產市場，而不是他們對住房失去了消費的欲望，一旦房地產價格上漲速度有所放緩或者降低，他們又會重新加入房地產市場，成為房地產的需求者。因此，對于無房產家庭來說，流動性約束效應短期內表現為正的財富效應，但在長期依然為負。

4.預算約束效應：房地產價格上漲對將對沒有房產家庭（不論有無購房意向）產生負的財富效應。隨著房屋價格上漲，房屋租金必然隨之增加。承租家庭不得不增加未來房屋租賃價格的預算，從而不得不減少個人消費。不論在短期還是長期，預算約束效應對于無房租房者而言都是負的。

5.替代效應：對于預購房的無房者而言，對于迫切想購買住房的家庭來說，因為房屋價格的上漲，但又不甘心因此退出房地產市場，因此他們只能增加房地產的預算開支，減少其他方面的消費。替代效應對于預購房的無房者而言，在長期和短期內都是負的。

6.擠出效應：由于高企的住房價格，使得一部分消費能力較低的購房者被擠出房地產消費人群，使他們從房地產需求者變成市場的觀望者。同時，購房的同時擠占了父母的養老支出，降低了父母的生活消費水平。他們本來可以作為養老、旅游等部分的支出，由于面對對子女的“無限”責任而被擠占。

（四）生命周期假說模型及計量檢驗

生命周期消費理論是莫迪利安尼基于西方國家的現實消費情況得出的結論。生命周期消費理論認為：消費通過高收入時期的儲蓄和低收入時期的負儲蓄，使消費計劃形成一種平滑的平均消費水平線，即消費水平不僅取決于現期收入，而是取決于整個壽命期內的總收入，包括家庭的當期收入和預期的未來收入的現金流，加上他們已經擁有的財富存量。財富的增加與勞動收入一樣會提高消費開支，現期消費開支依賴于現期財富存量和壽命期的收入。其公式為：

其中，Ct為實際財富；β0為生活必需消費；It為工作收入；β1為工作收入的邊際消費傾向，μt為誤差項。

這里我們加進房價一項，然后總體考察消費Ct，現期收入It以及房價三者之間的關系。因此消費Ct不僅與現期收入It有關，而且與房地產價格有關。公式為：其中Ct為現期消費；It為現期收入；Ph為商品房平均價格；β0為必要消費；β1為收入的邊際消費傾向；β2為房價對消費的影響系數，ut為誤差項。

1.平穩性檢驗

時間序列的平穩性通常是時間序列分析的基礎，而時間序列平穩性的檢驗的方法眾多，這里需要引入時間序列平穩性的正式檢驗方法—單位根檢驗。進行協整檢驗的前提條件是被檢測的變量必須是同根的時間序列，所以，首先要對數據進行單位根檢驗。本次分析使用ADF檢驗來檢驗時間序列的平穩性，本次檢驗的變量有居民消費水平（Ct），城鎮居民人均可支配收入（It），房屋平均銷售價格（Ph）。這里為了避免數據的劇烈波動，對分析產生影響，對居民消費水平，城鎮居民人均可支配收入，房屋平均銷售價格取對數處理，賦值為LNCt，LNIt，LNPh。

由表3可以得出在5%的顯著水平下居民消費水平，城鎮居民人均可支配收入，房屋平均銷售價格的統計量的ADF值都大于5%臨界值，說明居民消費水平，城鎮居民人均可支配收入，房屋平均銷售價格的原序列都存在單位根，即是非平穩序列，然后經過一階差分之后，LNCt，LNIt，LNPh對應的差分變量DLNCt，DLNIt，DLNPh的ADF值都小于5%臨界值，說明LNCt，LNIt，LNPh的一階差分序列都不存在單位根，即LNCt，LNIt，LNPh序列均為一階單整序列I（1）。

表21998　-2014年中國居民消費、收入及房屋平均售價統計表

表3　單位根的ADF檢驗結果

表4　變量協整檢驗結果

2.協整分析

變量通過上述ADF檢驗后都被證實是同階單整的。但不能說明它們之間的線性組合也是平穩的。為了探究變量之間的線性組合關系，此時就需要通過協整檢驗來確定變量之間的線性組合是否存在著長期穩定的關系。本文采用Johansen協整檢驗來驗證城鎮居民人均可支配收入，房屋平均銷售價格與居民消費水平之間是否具有長期的協整關系，根據AIC和SC準則確定Johansen協整檢驗的滯后階數為1。將所確定的參數利用Eviews 6.0軟件進行Johansen協整檢驗（見表4）。

根據跡統計量檢驗結果，T0= 41.00724＞29.79707，即拒絕原假設“0個協整關系”；T1=20.21411＞15.49471，即拒絕原假設“最多存在一個協整關系”；T2=1.930558＜3.841466，即接受原假設“最多存在兩個協整關系”。綜上所述，它們之間存在協整關系，即城鎮居民人均可支配收入，房屋平均銷售價格與居民消費水平之間存在長期穩定的相互影響關系。因為本次協整檢驗表明存在兩個協整關系，本文探討其中一個主要的協整關系。所得標準化的變量系數（見表5）為：

表5　標準化的協整系數（被解釋變量：LNY）

由上面的協整系數我們可以得到，從長期來看，城鎮居民人均可支配收入與居民消費水平之間存在正向影響關系；房屋平均銷售價格與居民消費水平之間存存在負向影響關系。

3.主要城市財富效應的實證檢驗

至莽蕩山間，石壁侵天萬丈，入地騰竹縱橫。遙望松蘿，山崖斗(陡)暗，蟲狼離合，百鳥關關，思憶帝鄉，乃為歌曰：

由于中國區域經濟發展差距較大，財富效應的實際影響因素和結果不一。2015年中國新發布一二三線城市名單，本文選取其中35個城市為代表。其中一線城市為：北京、上海、廣州、深圳、天津；二線發達城市包括杭州、南京、濟南、重慶、青島、大連、寧波、廈門；其余為三線城市。2016年社科院發布《社會藍皮書》，首先，就家庭住房自有率來看，當前受訪家庭居民自有率為95.4%，比2013調查上升1.9個百分點。其中城鎮居民家庭住房自有率為91.2%，較2013年調查上升1.6個百分點。從擁有住房套數2015年調查顯示出，19.7%的家庭擁有兩套以上的住房，較2013年調查增加了1.1個百分點。

房價收入比，是指住房價格與城市居民家庭年收入之比，是目前國際比較公認的衡量購房壓力的指標。其中，房價收入比的公式為：每戶住房平均總價（元）/每戶家庭年平均總收入（元）。其中，每戶住房總價和每戶家庭年總收入的計算公式分別為：每戶住房總價=人均住房面積×每戶家庭平均人口數×單位面積住宅平均銷售價格。每戶家庭年總收入=每戶家庭平均人口數×家庭人均全部年收入。消費房價比，是年人均消費性支出與單位平米房屋均價之比，是對消費與房屋價格之間的測算指標。其公式為：消費房價比=年人均消費性支出（元）/單位平米房屋均價（元）

圖2是全國35個一二三線城市的房價收入比，其中5個一線城市均值為14.42，中值為14.0；8所二線城市均值為8.925，中值為8.15；22所三線城市均值為7.36，中值為7.45。由此可見，一線城市房地產的房價收入比遠遠高于二三線城市的房價收入。

圖22014　年全國35個大中城市房價收入比

圖32014　年房價收入比、消費房價比與財富效應影響系數關系圖

通過不同年份的房價收入比相互比較，就可以看出這個城市居民購買住宅的支付能力是提高了還是下降了。按照國際慣例，目前比較通行的說法認為，房價收入比在3-6倍之間為合理區間，如考慮住房貸款因素，住房消費占居民收入的比重應低于30%。照這個比例來看，中國大多數城市房價收入比都過高，房地產行業存在嚴重泡沫。房價收入比的另一個局限在于跨國比較。跨國住房比較研究意義重大，但必須十分小心（Pick-vance，1998）。比較不同國家的住房收入比時必須說明租金和政府資助的額度、收入稅和借貸機制的差異以及非現金收入等（Jensen，1998），（Mi1es，1994）發現各國住房市場差異大，人均GDP、人口等相近的國家的房價收入比差別很大。因此在具體分析經濟問題時，在各個不同地方的實際情況中，外生變量的不同可能對數據模型產生很大的影響，導致得出迥然不同的結論。因此我們采用李成武（2010）的分析方法，綜合考慮房價收入比和消費房價比，圖3描述了2014年35個主要城市的房價收入比、消費房價比以及財富效應的關系。

從全國一二三線城市劃分可以看出來，一線城市全都是東部沿海城市，二線城市則大多數為中部、中東部城市，三線城市大多數為西部、西南部城市。由圖3中可以看出來，東部地區城市經濟發達，各項社會服務保障齊備，購房壓力也最大。其次中部地區近年來由于承接東部產業轉移和東部城市的經濟輻射效應，給中部地區經濟注入了新的經濟增長活力了，擠出效應次之。西部地區由于產業單一，人口較少，購房壓力較小，投機成分業相對較小。

4.結論與建議

本文采用了1998至2015年共17年的房地產數據，以及2014年全國35個主要城市的房地產相關數據，利用ADF單位根平穩性檢驗和協整分析檢驗，得出我國整體房地產業對居民消費存在影響，且其財富效應為負。其中，經濟越發達的地區財富效應負向越大。

應該可以看出，在套戶比達到1.01的條件下，房地產價格依然上漲強勁的原因恐怕不能由供需失衡來解釋了。進入過渡階段的房地產市場正成為人們積聚財富的溫床，正成為人們一夜暴富的夢想搖籃。在當前國外金融危機以及國內經濟增速放緩的環境下，房地產占據了居民的大部分財富價值。在過去，中國經濟主要是靠投資拉動，政府行為處于主導，但現在已經慢慢過渡到靠內需推動的時代，居民的消費行為對經濟增長起到決定性作用。基于此，本研究提出以下對策建議：

第一，應加大房地產調控力度，抑制一二線城市房價的過快上漲。一線城市房價是全國房地產市場的領頭羊，有效抑制了一線房價上漲勢頭便能有效控制全國房地產市場價格。政府目前雖對房地產市場有很高關注，但針對房地產金融產品與風險的監督管理機制尚未成熟。要在保障金融工具促進房地產市場發展的同時，避免金融創新對房地產市場風險的程度放大。

第二，通過金融創新，增加房地產的流動性，使其轉化為現實的消費能力。例如，可在父母年老的時候通過抵押貸款的方式，將父母房屋抵押以置換子女的住房。通過這種方法，可以有效的將高齡人群的消費能力轉移到年輕人身上，從而轉化為現實的消費能力。

第三，有效改善居民財富投資方式，使居民財富積聚方式改善。因為我國金融體系較為單一，投融資渠道較少。因此房地產市場聚集了中國財富的很大一部分。通過分散投資方式和渠道，分散風險，增加收入來源，增加消費的轉化模式。

在保持房地產市場健康穩定發展的同時，增加居民消費，拉動內需增長，使居民消費成為經濟增長的決定性動力之一。

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（作者單位：天津商業大學經濟學院）

責任編輯：陳秀麗