基于ＶＡＲ模型的湖南房地產財富效用實證分析

鄧淇中　周　麗

◆ 中圖分類號：F293.3文獻標識碼：A

內容摘要：本文利用湖南省2001-2007年房地產價格和居民消費的季度數據建立向量自回歸模型（VAR），使用協整和Granger因果檢驗方法對湖南省房地產市場財富效應的傳導以及對居民消費的影響進行實證檢驗,并通過脈沖響應函數和方差分解分析得出：房地產價格一單位的正向沖擊，對居民消費存在穩定的正效應，即湖南省房地產市場存在財富效應。

關鍵詞：房地產市場 財富效應 居民消費

相關文獻回顧

根據新帕爾格雷夫經濟學大詞典（1992）的解釋，所謂財富效應（Wealth Effect）是指：“貨幣余額的變化，假如其他條件相同，將會在總消費開支方面引起變動。這樣的財富效應常被稱作庇古效應或實際余額效應。一般來說，現代意義上的財富效應，是指居民資產價值的變動對于居民消費需求的影響。由于社會財富構成日益多樣化且其比重不斷調整，不僅貨幣實際余額的變動會影響個人財富的價值，而且其他資產價值的變動同樣可以引起財富水平的變動，從而導致消費需求的變動。在現代社會居民所擁有的房產是其居民資產的一個重要組成部分，這一點在我國尤為突出。

根據持久收入假說和生命周期假說，研究房地產財富效應的實質，就是要研究由于房地產價格的漲跌所導致的居民資產存量的變動而產生的消費者開支方面引起的變動。它有不同的表現形式：一是兌現的財富效應。對于擁有房地產的消費者來說，房地產價格的上漲使得其凈財富增加，進而增加消費支出。當房價上漲后，如果可以通過再融資方式或出售房產的形式來兌現資本收益的話，則這種收益會對消費起促進作用；二是未兌現的財富效應。如果房價上漲，但持有人沒有進行再融資或出售房產，這種沒有兌現的財富仍可能促進消費，因為它提高了財富的貼現價值，因此消費者在預期他們比以前“更富有”時就會增加當期消費。

國內外現有的研究，對房地產是否有財富效應頗有爭議。相當一部分學者認為房地產財富效應不存在。Elliott（1980）把財富分為金融財富和非金融財富，運用總體數據研究了財富對消費的影響，發現非金融財富對消費沒有影響；駱祚炎（2007）通過建立VEC模型分析表明，我國城鎮居民住房資產的財富效應很微弱；Case（1992）運用新英格蘭的總體數據進行研究，發現20世紀80年代后期，房地產價格的上漲對消費產生影響；洪濤（2006）對我國31個省市的面板數據分析發現，我國房地產價格波動與個人消費支出間存在反向關系。

上述文獻的不足在于：沒有從作用機制上進行較為系統的分析；沒有針對房地產價格波動的時滯效應進行專門的研究和全面的分析，都只是涉及了一部分；指標的選取和計量方法存在瑕疵；尤其是國內的文獻基本以全國的人均數據為樣本，而沒有對局部的房地產市場進行分析，難免會使局部和整體之間產生誤差。鑒于此，筆者通過對房地產價格波動影響湖南省城鎮居民消費的各種效應進行歸納，并闡述其作用機理，以湖南省城鎮居民2001-2007年的季度數據為樣本，進行分析，為相關研究和有關政策部門提供參考。

模型的設定與數據的選取

根據Modiliglianni生命周期假說理論，影響消費的主要因素是當期收入和實際持有的財富。在最優化消費點上，消費函數如下所示：

C =αW_R+bYD_t

公式中，YD_t為當期可支配勞動收入，W_R為消費者實際財富。Ludweing和Soik（2001）研究了房地產市場財富效應的傳導機制，認為房地產財富效應的發揮，可以通過實現的財富效應、預算約束效應等機制實現。這些傳導機制，有些是對消費有正的拉動作用，另外一些則是負向抑制居民社會品消費。由此，本文認為消費者在考慮當期消費支出時，主要考慮的因素應該是當期可支配收入和當期的居民資產。其分析模型如下：

XF_t=C₀+cYD_t+αHP_t+ε_t

公式中，以湖南省商品房銷售價格（HP_t）來代表房地產財富變動狀況，以城鎮居民人均消費額（XF_t）代表湖南省居民消費支出水平，以城鎮居民人均可支配收入（YD_t）代表收入水平，C₀代表自主性消費，c和α分別代表YD_t和HPt的MPC。考慮到湖南省房地產價格在2001年到2007年的高速成長，本文采用2001年第一季度到2007年第三季度的數據作為樣本。數據均來自此期間發布的《湖南統計年鑒》。

計量結果及解釋

（一）單位根檢驗

為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，本文利用擴展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF）檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征。單位根檢驗的最佳滯后階數依照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數越佳。利用Eviews6.0先后對相關變量的原始序列和一階差分序列進行ADF檢驗。檢驗結果如表1。

由表1中的數據可知XF、YD和HP時間序列的ADF的統計量大于5%顯著水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列，其一階差分序列的ADF 值小于5%顯著水平下的臨界值，是平穩序列。由于XF、YD和HP都是一階單整的序列，他們之間可能存在協整關系。

（二）協整檢驗

本文將采用JJ檢驗法（Johansen,1988；Juselius,1990）對相關變量（XF、YD和HP）進行協整檢驗。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協整關系、存在一個和存在兩個協整關系等假設前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johansen 臨界分布值時，拒絕其前提假設；反之，接受其假設。本文利用Eviews6.0對相關變量進行協整檢驗，結果如表2所示。

由表2的數據可以看出，以檢驗水平5%判斷，XF、YD和HP之間在5%的顯著水平下有且僅有1個協整向量。且表現為如下方程：

從協整方程可以看出，居民消費、房屋價格和居民收入之間存在一個長期穩定的經濟關系。這種長期關系可以理解為：當房價上漲1個單位時，消費支出增加0.358個單位；當人均收入增加1元時，人均消費支出增加0.376元。

（三）格蘭杰因果檢驗

協整檢驗說明了房地產價格與居民消費之間存在長期穩定的均衡關系，但并沒有給出兩者之間是否存在因果關系及因果關系的方向如何，為此采用Granger因果檢驗，本文運用Eviews6.0軟件對序列DXF和DHP進行短期Granger因果檢驗，根據AIC最小原則，選入最大滯后值為K＝2，在顯著性水平10％下，檢驗結果如表3所示。

從表3中可以得出，房地產價格變化和居民消費的短期格蘭杰因果檢驗的F值在10%的水平上是不顯著，接受原假設，兩者在短期內（1-2季度）不存在因果關系，房地產價格變化沒有構成是居民消費增加的Granger 原因。由此可見，湖南省在該時期段內，居民資產的財富效應很微弱。

（四）脈沖響應函數

由于居民消費水平、房地產價格、人均可支配收入之間存在協整關系，可以通過建立VAR模型并利用脈沖響應函數來分析VAR模型受到某種沖擊時對系統的動態影響。脈沖響應函數是描述一個內生變量對誤差的反應，它刻畫的是在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。圖1是基于VAR（2）模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，將滯后階數設定為10期，縱軸代表居民消費對房地產價格的響應程度，圖中實線部分為計算值，虛線部分為響應函數值加減兩倍標準差的置信區間。

根據圖1的脈沖響應函數曲線，居民消費在受到房屋價格一個單位正向的標準差的沖擊后，在滯后的1-10個季度里沖擊效應基本為正，居民消費上升，并且呈現出輕微的波浪式的起伏。在滯后的第2季度處于波峰，沖擊效應達到最大；在滯后的第6季度處于波谷，達到最低值，之后保持比較穩定的狀態。反映出人們對房地產的增值所帶來的個人財富的增長需要有一個認識過程，但這種認識一旦形成，就會對消費有一個長期穩定的推動作用。總體和長期而言，房屋價格對居民消費存在穩定的正效應。

本文結論

根據協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗的結果可以確定，在2001-2007年間，湖南省城鎮居民消費支出與住房價格之間存在著一種共同的趨勢，即房地產的財富效應在湖南省這段時期是存在的，但這種效應的力量卻很微弱。

由協整方程回歸得到的系數顯示，房地產的財富效應為正，且在統計學上顯著。系數0.358說明房地產價格變動1個單位，消費支出變動0.358個單位；但當房地產價格暴跌時，其負面效用也是不容忽視的。

從脈沖響應函數可以看出，一個單位的房地產價格的正向沖擊，會對居民消費產生正效用，導致居民消費增加。這說明人們已經把自己的住宅視為一項最大的個人財富，它的增值產生的上漲確實對消費產生了一定的刺激作用。同時房價變動的信息對于消費變動預測誤差的貢獻率還略高于可支配收入變動相應的貢獻率。

綜上所述，湖南省在該時期內，房地產價格變動所帶來的財富效用作用雖然存在，但并沒有成為影響居民消費支出變化的主要因素。筆者認為，這主要與房地產財富效用的作用機制有關，同時也受到房地產的規模及其發展程度，房地產金融市場的成熟程度、房地產的流動性、房地產價格的波動趨勢，以及房地產財富的邊際消費傾向等因素的制約。作為政府的決策部門，不僅要看到房地產市場過度繁榮，往往滋生房地產泡沫，而且更要了解房地產價格的持續下降或者大幅度下跌，對消費的負面影響也是很大的。

參考文獻：

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