城市化背景下房價對居民收入差距影響的實證研究

[摘 要]闡述城市化背景下房地產價格影響居民收入差距的財富效應、信貸效應、消費擠出效應和通貨膨脹效應。基于全國31個省級行政區的面板數據，構建面板回歸模型檢驗房價對居民收入差距的影響，構建多層線性模型研究房價對居民收入差距的系數受城市化水平因素的影響程度。實證結果表明，無論是否考慮城市化因素，我國房價對居民收入差距的影響都是正向的，并且城市化平均水平的提高削弱了房價對居民收入差距的影響系數。

[關鍵詞]城市化；房地產價格；收入差距

[中圖分類號]F404 [文獻標識碼]A [文章編號]1008—1763（2017）03—0073—07

Abstract：This study expoundons four kinds of conductive effects，wealth effect，credit effect，crowding out effect and inflation effect；about the real estate prices effect on residents income gap under the background of urbanization.Based on the countrys panel data of 31 provincial administrative region，this study builds panel regression model to test the conductive effect of house price on the residents income gap.And multilayer linear model is used to study how the effect of housing price on residents income gap changes with the urbanization level of different regions.The empirical results show that the house price has positive effect on the residents income gap whether considering the urbanization factors.And the improvement of urbanizations average level weakens the coefficient of housing prices for residents income gap.

Key words：Urbanization；Real estate price；Income gap

國內外學者們對城市化、房地產價格和居民收入差距兩兩之間關系的研究已取得了較為豐碩的成果，一是房價與居民收入差距之間具有單向或雙向的正向關系，原鵬飛、馮蕾（2014）基于DCGE模型研究了房價上漲的收入分配效應，研究發現房價上漲會加劇城鎮最高收入家庭和最低收入家庭的收入分化程度，進而惡化貧富差距[1]，高波、王文利（2013）則認為收入差距的擴大刺激了高收入階層對住房的投資或投機需求，需求相對于供給的增加拉動了房價的上漲[2]，Matlack Vigdor（2006）也利用局部均衡模型證實了二者之間存在正向關系[3]。二是城市化與房地產業存在互動促進關系，城市化對房價具有推動作用，房價對城鎮化則存在促進和阻礙的雙重影響。陳石清、朱玉林（2008）運用格蘭杰因果檢驗方法[4]，任木榮、劉波（2009）利用1999—2006年的省際面板數據建立了截面估計和時間估計模型來研究房價和城市化的關系[5]，他們的研究結果均表明城市化對房價有正向影響，且該影響隨著城市化水平的提高而增強，另一方面，房地產業通過帶動關聯行業發展和提升城市功能促進了城市發展和建設，提升了城市化水平（陳真真，畢秀晶，2008）[6]，但房地產投資比例過重、房價過高等現象也成為了抑制我國部分城市城市化的重要因素（劉建江、匡樹岑等，2011）[7]，Tennant（1978）、Miles（2001）和Aluko（2010）的研究結果均表明快速城市化將加劇住房短缺問題[8][9][10]。三是城市化與收入差距之間存在正向、負向或倒U型關系，地方政府的一些城市偏向型政策（陸銘、陳釗，2004；程開明、李金昌，2007）[11][12]和城市化過程中土地制度、戶籍制度改革的滯后（陳迅、童華建，2007）[13]拉大了我國的城鄉收入差距，姚耀軍（2005）等則經過實證分析發現城市化水平越高，居民收入差距越小[14]。周云波（2009）驗證了我國經濟發展和居民總收入差距的“倒U”關系，并指出城市化是導致這一關系成立的根本原因[15]。四是提出了一些操作性較強的測算收入差距的方法，包括采用多項式函數擬合洛倫茲曲線（莊健、張永光；2007）[16]，得到離散形式的計算基尼系數的公式（陳昌兵，2007）[17]，利用基尼系數的群組分解研究各群組之間及內部的收入差距和總體收入差距之間的關系（劉學良、田青，2009）[18]等方法。但同時考慮這三個方面的研究還不多，本文基于我國城市化的背景來研究房地產價格對居民收入差距的影響機制，并通過計量方法進行實證檢驗，以期豐富這方面研究的視角。

一 城市化背景下房價對居民收入差距的影響機制

第一，房地產價格的上升會通過財富效應拉大居民收入差距。房地產的財富效應是指房地產價格的變動對居民的消費和支出的影響。收入分配及社會公平很大一部分程度上受房地產財富分布狀況影響，房地產價格帶來的財富效應日漸成為左右居民收入分配的重要因素之一。房價的上漲主要增加了擁有投資性住房的中高收入群體的財富，對其產生正向的財富效應，同時也使無房產的中低收入群體承受了更大的住房壓力，削弱他們在當前甚至未來其他方面的支出，其中有可能包括對其自身人力資本培訓的支出和對其子女教育方面的支出，不利于其自身和子女收入的提高并可能出現階層固化的現象，形成“低財富積累—低人力資本積累—低財富積累”的惡性循環，從而拉大高收入群體和中低收入群體的收入差距，造成收入分配的不平等。

第二，財富通過房價的信貸效應從低收入階層的手中傳遞到高收入階層。房價上漲增加了住房的抵押價值，房屋所有者獲得外部融資的能力得到提升，受到的預算約束也將降低，可以擴大家庭的消費或投資活動，這就是房價上漲帶來的“信貸效應”。目前我國居民多采用分期付款的方式進行購房交易，向銀行申請住房抵押貸款時多是以房屋所有權作抵押。房價上漲常常會對利率產生上升的壓力，對采取等額本金方式償還貸款的居民產生房貸增加的壓力，所以增加了購房困難家庭的房貸首付和貸款負擔，不利于擴大其非住房消費和投資。但相比而言，中高收入階層的家庭收入水平較高且有穩定的收入來源，信用程度相對較高，違約的可能性較小，因而較容易獲得銀行的貸款，在投資收益高于利息的情況下，他們更愿意將資金投入到房地產中進行投資，實現財富的積累，而低收入者將資產存入銀行，無法獲得更多的財產性收入，其資產增值速度也十分緩慢，最終造成不同階層的收入差距不斷擴大。

第三，房價波動還會通過消費擠出效應拉大居民收入差距。房價波動消費擠出效應一般發生在擁有自住房仍未償還住房貸款以及尚未獲得自住房的低收入階層居民群體內。對于靠租房尚未獲得自住房的居民而言，房價持續上漲，生活成本占比比例較高的房租支出會大幅度增加，同時需要為購房準備的資金也大幅度增加，這就會減少當期及后期的部分消費，即產生“消費擠出”效應。對仍需償還住房貸款的低收入水平的居民群體而言，月供也是一筆較大的開支，這也會使其減少一些消費。減少非住房消費不利于居民收入的提高，這也拉大了其和中高階層收入水平群體的收入差距。

第四，房價變化會通過通貨膨脹影響收入差距。通貨膨脹本身就是收入再分配的過程，人們在資本存量、收入水平和消費、投資方式上的差異造成了他們在應對通貨膨脹時的能力差異。對于那些靠固定收入生活和儲蓄率過高的低收入群體而言，他的消費支出占總支出的比例較高，少量的資產存在銀行中難以抵御通貨膨脹的沖擊，甚至會產生負的實際利率。實際購買力的大幅下降增加了其生活的壓力，同時較低的財富積累使得他們很難通過有效的投資方式實現財富的保值和增值，因而通貨膨脹帶給他們的負面影響較大。而高收入群體恰恰相反，他們的實際購買力雖然也有所下降，但這個損失可以通過將多余的財富投入到房地產市場來實現財富的保值和增值，有效對抗通貨膨脹的不良影響，規避實際購買力降低的風險。因此，在房價上漲帶來的通貨膨脹水平上升的壓力下，低收入者很有可能遭受損失，而高收入群體通過投資房地產或其他渠道實現財富的保值甚至增值，加劇了收入分配的差距。

除以上各渠道外，房地產價格還通過宏觀經濟政策調控渠道拉大居民收入差距。宏觀調控體系不健全，相關措施實施不得法或不得力、政策執行不到位，未能有效調節住房市場的結構性失衡，這在某種程度上加大了居民收入差距。我國相關政策體系仍然存在許多不足，比如：住房保障制度嚴重空缺，住房保障職能沒有發揮出其應有的作用效果；住房公共政策對住房市場的利益協調與調整、公平分配以及資源配置都是非常重要的，但是住房公共政策的實施力度不夠大同樣也在某種程度上拉開了居民收入分配差距。

在快速城市化的背景下，涌入城市的群體往往處于中低收入階層，他們中的絕大多數需要貸款買房或者租房來解決住房問題，而房價的上漲將進一步加大其住房支付，通過財富效應、信貸效應、消費擠出效應和通貨膨脹效應等拉大其與高收入階層群體的收入差距。

二 城市化背景下商品房房價對居民收入差距影響的面板回歸模型

（一）模型設定與變量選擇

眾多學者通過對我國居民收入差距進行測算后發現，我國城鄉居民收入差距對我國居民總體收入差距的貢獻度較高。因此本文將用城鄉居民收入差距作為被解釋變量，根據數據的易得性，本文對城鄉居民收入差距的衡量采用比值法，雖然這種方式較為粗糙，但很直觀，數據的獲取也較容易。而在解釋變量的選取上，本文選取了房地產價格作為主要解釋變量，選取城市化率、人均GDP、地方政府財政支出在GDP中的比重、支農支出占比和社會保障和就業支出占比作為控制變量，構建了兩個模型，第一個模型中不包含城市化率，第二個模型考慮了城市化因素，并且假設城市化率對收入差距的作用呈倒“U”型，因此在第二個模型中將城市化率的平方項引入到方程中，并且對被解釋變量和除城市化率外的解釋變量作對數處理，分別建立雙對數面板回歸模型和半對數面板回歸模型如下：

其中，下標包含兩個維度，一個是樣本維度，一個是時間維度，i=1，…31代表我國31個省（市）；t=2000，…2012代表研究的時間范圍

從2013年起，國家統計局對住戶的收支與生活狀況開展了城鄉一體化調查，與2013年前的分城鎮和農村住戶調查的調查范圍、調查方法、指標口徑有所不同，因此本文的研究年份到2012年為止；CXCJ表示城鄉居民收入差距；HP表示房地產價格；RJ表示人均GDP；CZ表示地方財政支出在GDP中的比重，可理解為政府干預程度；NY表示各個省（市、自治區）地方財政支農支出在地方財政一般預算支出中的比重；SB表示社會保障與就業支出在地方財政一般預算支出中的比重；UR代表城市化率，UR2代表城市化率的平方。

（二）單位根檢驗和協整檢驗

當回歸模型中出現非平穩的序列時會使得常規的統計推斷不再成立，且容易出現偽回歸的現象。為了避免這些問題，需要對時間序列進行平穩性檢驗和協整檢驗，本文將采用統計軟件Eviews80對數據進行處理。

本文采用LLC檢驗和FisherPP檢驗來進行面板數據的單位根檢驗，各個變量的一階差分在LLC檢驗和FisherPP兩種方法下的檢驗結果是一致的，均在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，即各個變量的一階差分序列是平穩的，即各個變量的原序列均是一階單整序列，滿足了協整檢驗的條件。具體的檢驗結果見表1。

另外，本文主要采用Kao檢驗和Pedroni檢驗方法進行面板數據的協整檢驗，兩種檢驗的原假設均為變量之間不存在協整關系。模型（1）檢驗結果顯示，除了Panel vStatistic、Panel rhoStatistic和Group rhoStatistic外，其余四個檢驗統計量的p值均小于0.05，因此綜合而言，模型（1）的被解釋變量和各個解釋變量之間存在協整關系。同樣地，模型（2）檢驗統計量Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Group PPStatistic和Group ADFStatistic的p值均小于0.05，故模型（2）中的被解釋變量和各個解釋變量之間也是協整的。具體的協整檢驗結果見表2和表3。

（三）面板回歸模型實證結果及分析

本文進行了Hausman檢驗以對面板數據回歸模型的具體形式進行選擇，Eviews中的運行結果如表4所示：

從表4可以看出，p值為0.00，小于0.01，故在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即模型（1）選擇固定效應模型，同樣的道理，模型（2）也應選擇固定效應模型，下面兩個表將給出模型（1）和模型（2）的具體回歸結果，如表5、表6所示。

模型（1）的調整可決系數為0.91，擬合度較高，并且除常數項外，各個解釋變量的系數均在5%的置信水平下顯著。具體而言，房地產價格對我國城鄉居民收入差距的影響是正向的，當房地產價格上升一個百分點，我國城鄉居民收入差距擴大00051個百分點，這和預期相符。這是因為相較于農村居民來說，我國城鎮居民擁有商品房的比例更多，財產性收入來源更廣，當房價上漲時，擁有投資性住房的高收入群體可以通過出售或者出租獲得收入的提高，拉大了城鄉居民的收入差距。另外，實證結果表明人均GDP和社會保障與就業支出占比對城鄉居民收入差距的影響也是正向的，當人均GDP和社會保障與就業支出占比分別提高一個百分點，城鄉居民收入差距分別增加0.051和0.042個百分點。這說明社會經濟發展的成果更多地被城鎮居民所占有，并且我國目前的社會保障結構存在若干問題，存在一定的城市傾向性，因此形成了對城鄉居民收入差距的“逆向調節”。而財政支出在GDP中的比重和支農支出占比前的系數是負的，意味著政府干預程度的提高有助于城鄉居民收入差距的縮小，且支農支出在地方財政中的比重每增加一個百分點，城鄉居民收入差距將減小0.051個百分點。

模型（2）的調整可決系數是0.908，除了人均GDP外，其他解釋變量均在1%的置信水平下顯著。由式（4）可知，加入城市化率因素后，房地產價格對我國城鄉居民收入差距的影響仍然是正向的。且人均GDP、政府干預程度和支農支出占比的系數符號均未發生變化，重點關注城市化率和它的二次項前面的系數，前者為正，后者為負，這說明城市化對城鄉居民收入差距的作用呈倒“U”型，即城市化水平到達某個水平之后將抑制我國城鄉居民收入差距的擴大。當然，還有一些無法用具體數值來衡量的政策性因素和其他不可觀測因素沒有被包含在模型中，因此，城鄉居民收入差距的縮小可能是多方面因素共同作用的結果。

三 城市化背景下商品房房價對居民收入差距影響的多層線性模型

我國的城市化水平、房地產市場發展和居民收入差距都表現出一定的區域差異性，這種差異性源于各區域的要素稟賦、資源狀況、經濟發展水平等方面的不同，而面板回歸模型并未考慮各個省（市）所屬區域的差異性，因此，本文將建立多層線性模型進一步探討房價對居民收入差距的影響系數如何受到地區層面的城市化水平這一變量影響。

（一）模型設定及變量說明

本文建立多層線性模型，各省（市、自治區）的相關數據構成第一層數據結構，將區域（東、中、西）作為構成第二層數據結構的特征單位，并且仍然用城鄉收入差距作為居民收入差距的代理變量，為簡單起見，僅把房地產價格、人均GDP和地方政府財政支農支出占比納入到第一層模型的解釋變量中，而區域層面的變量用城市化水平UR來表征。

其中，第一層模型中的k=1，2，3代表三個區域（東、中、西），i是各區域的組成單位，從東到西，單位數目依次是11，8，12。第一層模型即各個區域內各個省（市、自治區）的回歸方程，CXCJ表示城鄉居民收入差距，HP表示商品房平均銷售價格，人均GDP表示經濟發展水平，NY表示地方財政支農支出在地方財政一般預算支出中的比重。第二層模型是對第一層中的相關回歸系數的再回歸，UR是反映城市化水平的特征變量，由于本文主要研究房價對收入差距的系數是如何受到城市化水平的影響，所以在第二層模型中并未包括人均GDP和支農支出比重前面的斜率系數，同時，對εik、μ0k和μ1k作如下假定：

從上式中可以看到房價對收入差距的影響是如何隨著城市化發展水平在不同區域（東、中、西）之間變動的。對于這一個模型的參數估計，本文將使用Stata12.0軟件來操作。

（二）多層線性模型實證結果及分析

模型中涉及到的變量前文均有提及，所以對于序列的平穩性檢驗和協整檢驗在此不再贅述。下表將給出模型（6）的各個回歸參數的估計結果。

從上式中可以得到如下結論：房價上漲對城鄉居民收入差距的影響是正向的，這和面板回歸模型的實證結果是一致的，由此可以看出我國房價的上漲確實讓更多的城鎮居民產生投資或投機性需求，并且能夠從房價的上漲中獲得財富的增加，而農村居民無論是從需求方面還是從經濟實力都沒有過多的房產投資投機需求，加之農村和城市金融市場發展的不均衡，他們在其他金融資產上的投資渠道也較狹窄，因而無法獲得更多的財產性收入，房價的上漲使得城鄉居民的收入差距逐漸被拉大。而人均GDP前的系數是負的，這和面板回歸模型結果有差異。地方財政支農支出占比這一變量（LnNY）前的系數是負的，這表明加大對農業的財政投入將有利于縮小城鄉居民的收入差距，這也和面板回歸模型的結論相吻合。UR變量前面的系數是1.046，但是由于該變量是作為第二層的特征變量出現的，所以1.046并不是表示城市化水平對城鄉居民收入差距的影響，而是表示其對截距項的影響，但由于第一層模型中的截距項并沒有明顯的實際意義，因此在這里不對它進行討論，重點關注變量（LnHP）*UR前面的系數。

變量（LnHP）*UR前面的系數是-0.207，且在1%的置信水平下是顯著的。負號意味著房價對城鄉居民收入差距的效應與城市化水平之間呈負相關關系，即城市化水平的提高將削弱房價對城鄉居民收入差距的作用。若取2000-2012年各個區域（東、中、西）UR變量的均值作為其城市化平均水平的衡量，將得到UR的均值從西到東依次為038215，0.42369，0.56642。于是城市化水平對房價的收入分配效應的貢獻在-0.11725到-0.0791之間。由于房價變量前的系數是0.345，因此城市化水平的提高并沒有改變房價對城鄉居民收入差距的正向影響，從西部到東部，隨著城市化平均水平的提高，房價對城鄉居民收入差距的影響系數將減小0.0295。產生這一結果的原因可能是多方面的，隨著城市化進程的不斷推進，越來越多的農民工勞動力流入城市，成為勞動供給的主力軍，相比于農業生產收入，他們進入城市后獲得的非農業收入往往超過了其農業生產收入，因此，農民的收入水平和城鎮居民的收入水平之間的差距越來越小。

四 結論與啟示

綜上所示，房價上漲確實會擴大城鄉居民的收入差距，人均GDP和社會保障與就業支出在地方財政支出中的占比對城鄉居民收入差距的影響是正向的，而政府干預程度和財政支農支出比重的提高有助于縮小城鄉居民的收入差距。且引入城市化因素發現，房價對城鄉居民收入差距的影響仍然是正向的。另外在多層線性模型中，將城市化發展水平作為體現各區域（東、中、西）的特征變量，分析房價對居民收入差距影響的區域差異，結果表明隨著城市化平均水平的提高，房價對城鄉居民收入差距的影響系數是逐漸變小的。

第一，應采取措施抑制房價上漲。房價上漲過快、居民收入差距過大、社會公平問題等已引發社會重要關注，政府需采取相關措施促使房價合理變化，從而能夠調節居民收入分配差距，實現社會公平。根據本文的實證研究結果可知，房價上漲將擴大居民的收入差距，過快的房價上漲將不利于低收入階層群體實現住房需求，因此，應實時關注房價變動趨勢，防止房價過快上漲，通過差別化的稅收和轉移支付手段提高低收入群體的收入。

第二，需要采取相關措施抑制投機性住房需求。中高收入階層基于房價上漲的預期將資金投入到房地產市場，以實現財產的增值或保值。研究發現，房地產投資熱和我國金融市場的發展不成熟有關，因此要不斷發展金融市場，拓寬居民的投資渠道，對投入到房地產市場的資金進行合理分流，增加中高收入階層居民的投資性住房持有成本，同時對擁有二套及多套非營業用住房征收房產稅，增加其投機成本，這樣，才能有效地減少房地產市場超額的投機需求。

第三，應完善保障性住房制度，增加提供低收入群體住房供給。保障性住房的合理供給既能減緩我國房價一路攀升的嚴峻問題，又能使得我國貧富差距在一定程度上縮小。合理劃分低收入居民的支付能力層次，根據不同層次設立和完善多層次住房保障體系。不同經濟水平人群適用不同級別的住房保障制度，低保人群適用于廉租房政策，低收入者適用于經濟適用房政策。研究發現，我國房價的瘋狂飆升不僅僅只屬于經濟問題，在某種程度上而言還影響到社會的穩定，只有社會經濟穩定發展，才能保障國家整體的發展進步，才能從根本上縮小居民收入差距。

第四，我國地區發展的不平衡導致了我國城市化水平存在區域差異，因此在推進城市化進程的過程中要注重各個區域的均衡發展。城市化的快速發展并不是一味地追求速度，要注重發展的穩定性，避免某些城市過度發展，大力發展中小城市。并且我們要積極響應新型城市化的號召，逐步統籌城鄉發展，不斷提高城市化的質量，逐步實現城鄉一體化發展的目標，減少城鄉居民收入差距。

[參 考 文 獻]

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