淺析我國居民收入差距與房地產價格之間的關系

(北京工商大學 北京 100048)

一、引言

自從1978年實行改革開放后，經過四十多年的發展，我國取得了舉世矚目的成就，經濟發展迅猛，并躍居全球第二大經濟體。隨著我國經濟持續增長，城鄉居民人均收入水平也隨之提升，隨之而來的便是整個社會收入分配不均以及不同部門、不同社會階層、不同行業之間的貧富差距問題，這些都受到國內外學者的廣泛關注。就目前情況而言，我國貧富差距正在逐步擴大，問題尚未得到解決。

其中，房地產行業是伴隨著我國經濟發展而逐步興起的行業，尤其是我國在1998年進行房地產改革后，隨著真正的市場化進程的開展，房地產行業逐步取代其他行業成為我國新的國民經濟增長點，并帶動了相關行業的發展，為我國整體經濟快速發展作出了巨大貢獻。但這種情況并未持續很長時間，過度繁榮與發展導致住房價格成井噴式增長，其增長速度遠遠超過居民收入增長速度，導致很多居民無力承受現行房價。房價上漲導致房地產行業逐步成為一些投機者的重要投資商品，使其被賦予資本屬性，許多投機者都通過投資房地產獲取了巨額財富，同時許多無房者也越來越難滿足自身生活需求，變得“一房難求”。同時，我國通過膨脹也相對比較嚴重，這使得“存錢買房”的這一批人手中的錢貶值較快，房價變得越來越高，使得人們更買不起房子。房地上漲與居民收入差距擴大是同時出現的，并相互作用，相互影響。

基于以上背景，本文研究居民收入差距與房地產價格之間的關系，通過實證模型研究房價上漲對居民收入差距的影響機制，并驗證房價上漲對居民收入差距有什么樣的影響以及影響程度多大，這對我國房地產市場穩健發展，解決貧富差距問題，實現我國經濟良好快速發展，都具有一定的現實與理論意義。

二、建模與計量分析

(一)變量選取

本文選取城鎮居民基尼系數(Y)作為因變量，房地產平均價格(X1)作為自變量，本文選取1996-2016年各年的全國房地產市場的平均價格與城鎮居民基尼系數。數據表格如下：

YearX1YYearX1Y19967040.2345200721700.255719977860.2425200822500.306819989950.2536200923590.315199912920.2724201027780.3233200014090.318201131680.3192200115910.288201233670.326200218060.3034201338640.3229200319980.3079201438000.3289200420630.323201546810.3248200520530.295201650320.3473200621120.2451

數據來源：國家統計年鑒

變量的描述性統計如下：

VariableObsMeanStd.Dev.MinMaxY210.29777620.03357870.23450.3473X1212394.191206.8327045032

(二)研究分析

1.基本回歸分析

SourceChi2dfpHeteroskedasticity2.0020.3686Skewness1.0110.3151Kurtosis0.3410.5614Total3.3440.5022

通過回歸結果，我們可以看出，模型不存在異方差。

2.ADF檢驗

借助Stata軟件，采取ADF單位根檢驗的方法對數據進行單位根檢驗。檢驗結果如下：

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-2.529-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.3138

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-0.096-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.9931

通過檢驗結果，我們可以看出，Y與X1的ADF統計量的值分別為-2.529和-0.096.這兩個數值都大于各顯著水平下的臨界值，因變量與自變量都沒有通過ADF檢驗，因此需要做一階差分后再進行ADF檢驗。一階差分檢驗結果如下：

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-3.850-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.0142

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-5.058-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.0002

通過檢驗結果，我們可以看出，Y與X1的ADF統計量的值分別為-3.850和-5.058.這兩個數值都小于各顯著水平下的臨界值，這說明Y與X1這兩個時間序列變量在顯著性水平5%的條件下存在單位根，對應的一階差分變量在5%的顯著性水平下不存在單位根。所以，Y和X1都是一階單整的，服從I(1)。

3.E-G兩步法協整關系檢驗

第一步，對Y于X1進行OLS回歸分析，回歸結果如下：

Numberofobs=21F(1,19)=24.48Prob>F=0.0001R-squared=0.5631AdjR-squared=0.5401RootMSE=0.02277yCoef.Std.Err.tP>|t|[95%Conf.Interval]x10.00002094.22e-064.950.0000.0000120.0000297_cons0.24778960.011258122.010.0000.2242260.2713531

PortmanteautestforwhitenoisePortmanteau(Q)statistic=11.9422Prob>chi2(8)=0.1538

OLS回歸的擬合優度R2的值為0.5631，Q檢驗值為0.1538，說明不存在自相關現象，回歸方程可以寫成：

y=0.2447896+0.0000209X1+ui

第二步，對殘差項進行ADF檢驗

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-2.773-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.2069

從結果我們可以看出，ADF檢驗值為-2.773，沒有通過檢驗，因此需要對殘差項進行差分。通過一階差分后，ADF檢驗結果如下：

TestStatistic1%CriticalValue5%CriticalValue10%CriticalValueZ(t)-4.225-4.380-3.600-3.240MacKinnonapproximatep-valueforZ(t)=0.0041

一階差分后，ADF檢驗值為-4.225，小于5%顯著水平下的臨界值-3.6，通過檢驗，說明一階差分后的殘差項不存在單位根，屬于平穩序列，殘差項ui服從I(1)。根據前面提到的協整檢驗的理論，表明Y和X1之間有著穩定的協整關系。表明房地產價格與居民收入差距之間存在穩定的關系，房地產價格每變化1元/平方米，基尼系數會增加0.0000209。

4.格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗只是可以確定兩個時間序列變量之間是不是具備長期穩定的協整關系。當一個時間變量以前的信息對與之相關的第二個變量目前的變動情況產生影響時，表明這兩個時間序列變量之間存在著格蘭杰因果關系。

首先建立VAR模型，模型如下：

格蘭杰因果檢驗如下：

EquationExcludedchi2dfRpob>chi2xx113.08820.001yAll13.08820.001x1y0.5386120.764x1All0.5386120.764

在VAR模型下的格蘭杰因果檢驗，當滯后期為2時，在1%的顯著性水平上拒絕原假設。這表明，當滯后期為2時，房價是基尼系數的格蘭杰原因，基尼系數并不是房價的格蘭杰原因。也就是說房價變化是引起基尼系數變化的原因，反之，基尼系數并不是導致房價變化的原因。房地產價格變化與城鎮居民基尼系數之間存在單項的因果關系。

三、結語

本文基于Stata選取1996-2016各年全國房地產市場的平均價格以及全國城鎮居民的基尼系數這兩個時間序列變量，從實證角度，使用單位根檢驗，協整檢驗等方法對房價與城鎮居民收入差距之間的相互關系進行了實證分析，得出結論為：房地產價格能夠對居民收入差距產生正向的影響，房價的攀升加劇了貧富兩極分化。