房?jī)r(jià)如何影響中國(guó)居民儲(chǔ)蓄
——地級(jí)市空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)視角

徐春華 龔維進(jìn)

一、引言

對(duì)居民儲(chǔ)蓄問(wèn)題尤其是中國(guó)城鎮(zhèn)居民高儲(chǔ)蓄率問(wèn)題的研究歷來(lái)是經(jīng)濟(jì)學(xué)界的研究重點(diǎn)（Attanasio和Brugiavini, 2003；高夢(mèng)滔等，2008；Chamon和Prasad，2010；Yang等, 2011；楊繼軍和張二震，2013），已有研究從勞動(dòng)力人口比例變化（Modigliani和Cao，2004）、收入不平等程度（汪偉和郭新強(qiáng)，2011）、不確定性及養(yǎng)老保險(xiǎn)（沈坤榮和謝勇，2012）、人口結(jié)構(gòu)或人口老齡化（袁志剛和宋錚，2000；Horioka 和Wan，2006；汪偉，2009；劉雯和杭斌，2013；胡翠和許召元，2014）、習(xí)慣形成和預(yù)算約束（杭斌和閆新華，2013）等視角對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了分析。隨著中國(guó)城市的房?jī)r(jià)不斷攀升，探討房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)或儲(chǔ)蓄方面的研究更是層出不窮（顏色和朱國(guó)鐘，2013；李雪松和黃彥彥，2015）。

在房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響方面，不少學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲不利于居民消費(fèi)增長(zhǎng)（況偉大，2011；李春風(fēng)等，2013），過(guò)高的房?jī)r(jià)會(huì)抑制中國(guó)城鎮(zhèn)居民尤其是未婚男性的消費(fèi)水平（謝潔玉等，2012），并且房?jī)r(jià)上漲使得人們對(duì)多套房決策具有顯著的正向影（李雪松和黃彥彥，2015）。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲與中國(guó)居民邊際消費(fèi)傾向之間存在倒U 型關(guān)系（徐春華，2015）。還應(yīng)該看到的是，當(dāng)其他物價(jià)水平保持不變時(shí)，房?jī)r(jià)的上升會(huì)通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”促進(jìn)居民消費(fèi)的增加（杜莉等，2013），關(guān)于中國(guó)的“財(cái)富效應(yīng)”到底有多大，學(xué)界爭(zhēng)議不斷（戴穎杰和周奎省，2012；杜莉等，2013）。例如，陳斌開(kāi)和楊汝岱（2013）研究認(rèn)為中國(guó)住房?jī)r(jià)格財(cái)富效應(yīng)比較小，即使是擁有多套房的家庭其財(cái)富效應(yīng)也不明顯。

具體到房?jī)r(jià)對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響上，一方面，不少學(xué)者認(rèn)為在房?jī)r(jià)不斷上漲的過(guò)程中，人們會(huì)因?yàn)橘?gòu)房和償還住房貸款而擴(kuò)大儲(chǔ)蓄（陳彥斌和邱哲圣，2011；李雪松和黃彥彥，2015），住房?jī)r(jià)格越高則居民儲(chǔ)蓄率越高（陳斌開(kāi)和楊汝岱，2013），甚至認(rèn)為住房可能是城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率最重要的影響因素之一（Chamon和Prasad，2010）。譬如，過(guò)高的房?jī)r(jià)會(huì)迫使?jié)撛谫?gòu)房者為買(mǎi)房而進(jìn)行更多儲(chǔ)蓄，甚至還會(huì)導(dǎo)致年輕無(wú)房一代的父母也節(jié)衣縮食并拿出一輩子積蓄資助子女購(gòu)房，進(jìn)而致使這些家庭為了支付首付以及緩解日后的還貸壓力而拼命壓縮消費(fèi)，從而具有“流動(dòng)性約束效應(yīng)”亦即“房奴效應(yīng)”（Ludwig和Slok，2002；顏色和朱國(guó)鐘，2013）。同時(shí)，房?jī)r(jià)上漲還可能會(huì)增大居民對(duì)未來(lái)的不確定性，會(huì)增強(qiáng)居民的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，由此提高中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄率（袁冬梅等，2014；周博，2016）。另一方面，有學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲會(huì)導(dǎo)致住房財(cái)富增值進(jìn)而降低居民儲(chǔ)蓄（Engelhardt，2003；Chen等，2007）。Ludwig和Slok（2002）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲到較高水平時(shí)還將導(dǎo)致低收入者推遲甚至取消購(gòu)房計(jì)劃，由此通過(guò)“替代效應(yīng)”提高居民的消費(fèi)水平。

此外，還有學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響并不明顯甚至是不確定的，因?yàn)榉績(jī)r(jià)上漲不僅可能通過(guò)財(cái)富效應(yīng)提高居民消費(fèi)（Gan），同時(shí)還將導(dǎo)致年輕人“為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄”（陳斌開(kāi)和楊汝岱，2013）。例如，Horioka（1988）通過(guò)研究日本居民的儲(chǔ)蓄行為發(fā)現(xiàn)，為住房而展開(kāi)的儲(chǔ)蓄對(duì)居民的總儲(chǔ)蓄率的影響是很微弱的，Wang和Wen（2011）認(rèn)為中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄率變動(dòng)是與房?jī)r(jià)變動(dòng)相獨(dú)立的，趙西亮等（2013）運(yùn)用 CHIPS數(shù)據(jù)研究認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲能顯著降低擁有多套住房的家庭儲(chǔ)蓄率但不會(huì)影響僅有一套住房的家庭儲(chǔ)蓄率，而Wan（2015）則認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響會(huì)因居民家庭是否面臨借貸約束而存在差異。

在收入與儲(chǔ)蓄方面，多數(shù)研究普遍認(rèn)為居民儲(chǔ)蓄會(huì)隨著收入的增長(zhǎng)而增加，甚至認(rèn)為當(dāng)實(shí)際收入增加后，人們通常會(huì)儲(chǔ)蓄掉其收入中的較大的比例（凱恩斯，2007）。譬如，陳斌開(kāi)和楊汝岱（2013）研究發(fā)現(xiàn)，收入更低的家庭為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄的壓力更大，其儲(chǔ)蓄率提高也要更多；而家庭人均收入水平越高，“為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)越弱，儲(chǔ)蓄率受房?jī)r(jià)影響也越小。然而易行健等(2014）認(rèn)為外出務(wù)工收入占家庭純收入的比重對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有負(fù)效應(yīng)。

綜上可知，在房?jī)r(jià)對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響方面，已有研究往往因其使用的研究方法、數(shù)據(jù)樣本以及研究角度等方面不同而使得其研究結(jié)論各不相同，甚至截然相反。以人口老齡化對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響為例，劉雯和杭斌（2013）使用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)研究認(rèn)為社會(huì)老齡化程度的加深會(huì)提高居民儲(chǔ)蓄率，然而胡翠和許召元（2014）使用 CHIPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率隨著老齡人口比重的上升而下降，但城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄率卻隨著老齡人口比重的上升而上升；此外，楊繼軍和張二震（2013）認(rèn)為老年人口比重的上升傾向于抑制儲(chǔ)蓄，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革并未起到給儲(chǔ)蓄降溫的作用。還應(yīng)指出的是，盡管人口結(jié)構(gòu)或人口老齡化對(duì)居民儲(chǔ)蓄會(huì)產(chǎn)生一定影響，但是住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響是全面的：年輕人為自己買(mǎi)房而不得不提高儲(chǔ)蓄，老年人則為子女買(mǎi)房也不得不提高儲(chǔ)蓄（陳斌開(kāi)和楊汝岱，2013）。特別地，已有研究在探討房?jī)r(jià)對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響時(shí)，不僅在不同程度上忽視了房?jī)r(jià)與工資收入這二者對(duì)居民儲(chǔ)蓄的交互作用，而且基本上都忽視了房?jī)r(jià)水平、工資收入、開(kāi)放程度等因素對(duì)居民儲(chǔ)蓄所呈現(xiàn)出來(lái)的空間聯(lián)動(dòng)影響。

事實(shí)上，在考察房?jī)r(jià)和收入對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響時(shí)至少有如下三方面值得高度關(guān)注。第一，無(wú)論是在考察居民收入對(duì)儲(chǔ)蓄的影響還是考察房?jī)r(jià)上升對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響時(shí)，都應(yīng)充分考慮到房?jī)r(jià)和收入之間的交互作用，忽視了往往難以準(zhǔn)確捕獲到這兩大因素對(duì)居民儲(chǔ)蓄造成的真正影響。第二，要考慮到我國(guó)不同區(qū)域之間所存在的異質(zhì)性。例如，陳崇和葛揚(yáng)（2011）研究發(fā)現(xiàn)，在全國(guó)層面以及中、西部層面，房?jī)r(jià)與儲(chǔ)蓄之間都存在高度顯著的正相關(guān)關(guān)系，然而這一關(guān)系在中國(guó)東部一些省份的估計(jì)結(jié)果中則不顯著。第三，探討中國(guó)各主要城市的房?jī)r(jià)時(shí)，必須考慮到不同城市之間在不同程度上所存在的空間關(guān)聯(lián)和空間依賴(lài)作用（龔維進(jìn)和徐春華，2017），尤其是相互鄰近的城市之間（如廣州和佛山）的房?jī)r(jià)往往呈現(xiàn)明顯的空間聯(lián)動(dòng)特征。對(duì)此，已有研究在不同程度上都存有不足。鑒于此，本文將采用全國(guó)273個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)對(duì)房?jī)r(jià)、工資以及居民儲(chǔ)蓄之間的上述關(guān)系進(jìn)行探討，以期對(duì)我國(guó)城市居民的儲(chǔ)蓄行為作出更為豐富與深入的解釋。

二、經(jīng)驗(yàn)事實(shí)、作用機(jī)理與研究假說(shuō)

（一）經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

為了更好地捕獲房?jī)r(jià)上漲給不同城市居民所帶來(lái)的購(gòu)房壓力，我們選用2004-2013年間全國(guó)273個(gè)地級(jí)市居民的年度平均工資和儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)換成月均工資和月均儲(chǔ)蓄（單位：元），然后將之與年均房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)（單位：元/平方米）進(jìn)行比較分析。這一做法的基本邏輯是：如果居民的月均收入高于年度房?jī)r(jià)均值，則說(shuō)明該地區(qū)居民的住房壓力相對(duì)較小；反之，則表明該地區(qū)居民面臨較大的住房壓力。考慮到全國(guó)層面與東、中、西部之間存在異質(zhì)性問(wèn)題，我們將分別對(duì)之進(jìn)行分析考察。

從圖1中2004-2013年間全國(guó)273個(gè)城市房?jī)r(jià)、工資與居民儲(chǔ)蓄變動(dòng)態(tài)勢(shì)容易發(fā)現(xiàn)兩方面的主要特征。一方面，從絕對(duì)值來(lái)看，全國(guó)273個(gè)城市的年度房?jī)r(jià)均值、月度工資均值以及月度居民儲(chǔ)蓄均值都呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)，而且年度房?jī)r(jià)均值在2013年以前的年份都高于居民的月均工資，由此使得居民月均儲(chǔ)蓄快速上升——從2004年的856.85元上升到2013年的2 826.42元。另一方面，從相對(duì)數(shù)值來(lái)看，年度房?jī)r(jià)均值與月度工資均值之比呈現(xiàn)波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)——從2004年的1.39下降到2013年的0.99，而月度居民儲(chǔ)蓄均值與月度工資均值之比則呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)——從2004年的0.75上升到2013年的1.01。

圖1 全國(guó)273個(gè)城市房?jī)r(jià)、工資與居民儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀

月均工資相對(duì)于房?jī)r(jià)呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)表明居民的購(gòu)房壓力有相對(duì)緩解的態(tài)勢(shì)，進(jìn)而有可能減弱儲(chǔ)蓄傾向；同時(shí)，房?jī)r(jià)與月均工資的比值在2013年以前的年份都高于1（2013年的比值仍然高達(dá) 0.99），說(shuō)明城鎮(zhèn)居民整體上仍然面臨著較大的購(gòu)房壓力，進(jìn)而又可能持續(xù)抬升居民“為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄”的傾向。

圖2至圖4分別給出了東中西部的房?jī)r(jià)、工資與居民儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀。從圖2可以看出，東部地區(qū)的情況比全國(guó)層面更為凸顯。一方面，房?jī)r(jià)均值高出月均工資均值的差距呈現(xiàn)持續(xù)性與固化性，由此快速拉升了東部地區(qū)的居民月均儲(chǔ)蓄規(guī)模——從2004年的1 310.76元上升到2013年的3 834.57元。另一方面，東部居民在面臨較高房?jī)r(jià)的同時(shí)其月均收入也相對(duì)較高，且這兩者的比值呈現(xiàn)波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)——房?jī)r(jià)與月均工資的比值從2004年的1.62波動(dòng)下降到2013年的1.22——仍然高于1，由此表明東部地區(qū)居民所面臨的整體購(gòu)房壓力盡管相對(duì)有所緩解但是仍然處于較高水平，進(jìn)而導(dǎo)致該地區(qū)居民的儲(chǔ)蓄率從2004年的0.95逐步攀升到2013年的1.29。

圖2 東部城市房?jī)r(jià)、工資與居民儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀

從圖3和圖4可知，中、西部的情況比較類(lèi)似。一方面，月均工資在所有年份中都高于月均儲(chǔ)蓄，并且它們之間的差額持續(xù)存在；同時(shí)，這兩大地區(qū)的月均工資分別在不同時(shí)期都超過(guò)了房?jī)r(jià)均值——中部地區(qū)在2010年實(shí)現(xiàn)了月均工資趕超房?jī)r(jià)，而西部地區(qū)則在2007年月均工資就超過(guò)了房?jī)r(jià)。

圖3 中部城市房?jī)r(jià)、工資與居民儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀

另一方面，這兩大地區(qū)的房?jī)r(jià)與月均工資的比值都已進(jìn)入到低于1的區(qū)間并且都呈現(xiàn)波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)：中部地區(qū)這一比值從2004年的1.25波動(dòng)下降到2013年的0.83，西部地區(qū)的這一比值則從2004年的1.12波動(dòng)下降到2013年的0.80。由此表明我國(guó)中西部居民所面臨的購(gòu)房壓力雖然在不同程度上存在著，但是它要低于全國(guó)273個(gè)城市居民的平均水平，更是小于東部地區(qū)居民所面臨的這種壓力。這一差異化事實(shí)可能使得這兩大地區(qū)中的房?jī)r(jià)及工資收入對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為的影響會(huì)不同于全國(guó)整體層面以及東部地區(qū)。

圖4 西部城市房?jī)r(jià)、工資與居民儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀

（二）作用機(jī)理與研究假說(shuō)

在上述對(duì)經(jīng)驗(yàn)事實(shí)分析的基礎(chǔ)上，可以對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)、工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的內(nèi)在作用機(jī)理進(jìn)行梳理，如圖5所示。第一，隨著房?jī)r(jià)的不斷上漲，居民一方面可能被迫取消購(gòu)房計(jì)劃而擴(kuò)大消費(fèi)，進(jìn)而降低儲(chǔ)蓄傾向；特別地，在空間關(guān)聯(lián)作用下，目標(biāo)城市中房?jī)r(jià)上漲還會(huì)促使目標(biāo)城市居民因?yàn)猷従映鞘械姆績(jī)r(jià)變得相對(duì)便宜而加大到鄰居城市去購(gòu)房的需求，亦即房?jī)r(jià)上漲自身就是一個(gè)空間聯(lián)動(dòng)的過(guò)程。另一方面，房?jī)r(jià)水平的不斷提高將會(huì)通過(guò)收入效應(yīng)抬升居民將其收入“為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄”的意向，居民還可能出于購(gòu)房壓力而努力賺錢(qián)，由此通過(guò)“流動(dòng)性約束效應(yīng)”促使居民謀求更高的工資收入進(jìn)而擴(kuò)大儲(chǔ)蓄。

第二，一方面，隨著收入水平的持續(xù)提高，居民儲(chǔ)蓄也往往提高，居民對(duì)未來(lái)的不確定性預(yù)期也會(huì)隨著收入上升而減弱，從而預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄傾向可能隨之降低。另一方面，在空間關(guān)聯(lián)和空間依賴(lài)作用下，目標(biāo)城市居民工資水平的提高不僅會(huì)直接提升該地居民在目標(biāo)城市中的住房需求，還將進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)鄰居城市中的購(gòu)房動(dòng)機(jī)；同時(shí)，目標(biāo)城市居民工資水平的提高又會(huì)造成該地區(qū)和鄰居城市之間的相對(duì)收入發(fā)生變化，由此吸引鄰居城市居民流入到目標(biāo)城市，進(jìn)而不僅造成鄰居城市勞動(dòng)力供給下降，并由此抬高鄰居城市的工資水平及其居民儲(chǔ)蓄率，而且會(huì)因?yàn)猷従映鞘芯用竦牧魅攵鴶U(kuò)大目標(biāo)城市的住房需求，并由此加大房?jī)r(jià)上漲的壓力，進(jìn)而返回到房?jī)r(jià)對(duì)居民儲(chǔ)蓄所呈現(xiàn)的房奴效應(yīng)作用機(jī)制上。

圖5 房?jī)r(jià)、工資與居民儲(chǔ)蓄的作用機(jī)理

特別地，如前所述，由于不同城市之間尤其是鄰近城市之間不僅存在日益密切的經(jīng)濟(jì)往來(lái)與要素流動(dòng)，而且它們之間的房?jī)r(jià)也往往具有顯著的空間聯(lián)動(dòng)特征，故而我國(guó)不同城市之間客觀存在的空間關(guān)聯(lián)性和空間依賴(lài)性是考察我國(guó)房?jī)r(jià)以及工資收入對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響情況時(shí)不容忽視的重要事實(shí)。此外，鑒于我國(guó)東中西部之間無(wú)論是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還是在地理環(huán)境、房?jī)r(jià)水平等方面都存在顯著差異，因此有必要對(duì)這三大地區(qū)區(qū)分考察房?jī)r(jià)、工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的具體影響。

綜上可知，月均工資的上升不僅可能直接影響到居民儲(chǔ)蓄率，還將通過(guò)月均工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)作用到居民的儲(chǔ)蓄率；然而房?jī)r(jià)的上漲也會(huì)在直接影響居民儲(chǔ)蓄率的同時(shí)，又將通過(guò)房?jī)r(jià)與月均工資的交叉項(xiàng)影響居民的儲(chǔ)蓄率。特別地，房?jī)r(jià)、工資以及工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響不僅存在直接效應(yīng)而且存在間接效應(yīng)和反饋效應(yīng)，甚至可能在不同地區(qū)之間存在相應(yīng)差異。

基于上述分析，提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：房?jī)r(jià)上漲一方面會(huì)通過(guò)替代效應(yīng)降低居民儲(chǔ)蓄率，另一方面會(huì)通過(guò)房奴效應(yīng)提高居民儲(chǔ)蓄率。

假說(shuō)2：工資變動(dòng)不僅會(huì)直接影響到居民儲(chǔ)蓄率，而且會(huì)通過(guò)住房商品的收入效應(yīng)進(jìn)一步對(duì)居民儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生影響。

假說(shuō)3：在空間聯(lián)動(dòng)作用下，目標(biāo)城市房?jī)r(jià)和居民收入的變動(dòng)不僅會(huì)通過(guò)直接效應(yīng)對(duì)該地區(qū)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生影響，還將通過(guò)間接效應(yīng)影響到鄰居城市的居民儲(chǔ)蓄；同時(shí)，鄰居城市的房?jī)r(jià)與工資變動(dòng)又會(huì)通過(guò)反饋效應(yīng)影響到目標(biāo)城市的居民儲(chǔ)蓄。

假說(shuō)4：假說(shuō)1至假說(shuō)3的論述在我國(guó)東中西部之間存在不同程度的差異。

三、模型設(shè)定、變量構(gòu)造與空間相關(guān)性檢驗(yàn)

（一）空間計(jì)量回歸模型的設(shè)定

由于空間關(guān)聯(lián)作用的客觀存在，每個(gè)城市中各個(gè)自變量的變化不僅會(huì)直接影響到自身因變量變化，而且還將對(duì)與這一城市存在空間關(guān)聯(lián)的其他城市中的因變量變化產(chǎn)生影響，LeSage 和Pace（2009）分別將這兩類(lèi)影響稱(chēng)作直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。在不同的空間計(jì)量回歸模型中，空間杜實(shí)模型（SDM）在考察內(nèi)生交互效應(yīng)與外生交互效應(yīng)的相關(guān)研究中頗受學(xué)者青睞（Lesage和Pace, 2009；Elhorst，2010）。因此，本文主要采用SDM來(lái)分析房?jī)r(jià)和工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響，同時(shí)出于穩(wěn)健性考慮，在一定程度上結(jié)合SAR的結(jié)果進(jìn)行分析。空間杜賓模型（SDM）一般可以寫(xiě)成如下形式：

在（1）式中，Y為N×1的因變量向量，W為N×N的空間權(quán)重矩陣，X為N×K的自變量矩陣，α為常數(shù)項(xiàng)向量，ρ、β、θ為對(duì)應(yīng)的歸系數(shù)向量，并且往往將ρ稱(chēng)為空間相關(guān)系數(shù)；IN為N×1且元素都為 1的列向量，ε～I(xiàn)ID(0，)；u為 N×1的擾動(dòng)項(xiàng)列向量；WY 表示因變量?jī)?nèi)生交互效應(yīng)（endogenous interaction effects），WX表示其他地區(qū)的解釋變量變動(dòng)對(duì)目標(biāo)地區(qū)被解釋變量的空間溢出效應(yīng)，亦即表示自變量的外生交互效應(yīng)（exogenous interaction effects）。事實(shí)上，這一外生交互效應(yīng)描述的是其他具有空間關(guān)聯(lián)的城市中的自變量變動(dòng)對(duì)目標(biāo)城市中因變量變化造成的反饋效應(yīng)，因此可以它用來(lái)識(shí)別假說(shuō)3中鄰居城市的房?jī)r(jià)與工資變動(dòng)對(duì)目標(biāo)城市的居民儲(chǔ)蓄所造成的影響。

在SDM中，如果θ=0時(shí)，則退化為空間自回歸模型（SAR）。對(duì)（1）式合并同類(lèi)項(xiàng)可得：

對(duì)（2）式取期望后再對(duì)第k個(gè)自變量求偏導(dǎo)數(shù)可得：

若SDM退化成SAR，則（3）式簡(jiǎn)化為：

（3）式和（4）式對(duì)角線上的平均值與非對(duì)角線上的平均值分別表示直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

依據(jù)處理樣本觀測(cè)值效應(yīng)的方法不同，可以把空間面板模型區(qū)分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，并且一般通過(guò)構(gòu)造Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行識(shí)別，其原假設(shè)為：h=0。其中統(tǒng)計(jì)量h通過(guò)以下方式進(jìn)行構(gòu)造：

基于前文分析并參照已有學(xué)者的做法（陳斌開(kāi)和楊汝岱，2013；趙西亮等，2013），將本文有待考察的SDM設(shè)定為如下形式：

其中，矩陣X為包括控制變量在內(nèi)的解釋變量矩陣，包括房?jī)r(jià)變量對(duì)數(shù)值（lnprice）、月均工資變量對(duì)數(shù)值（lnwagemot）、工資對(duì)數(shù)值與房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)值的交互項(xiàng)（lnwag_pri）等主要解釋變量，通過(guò)這些變量的回歸系數(shù)驗(yàn)證假說(shuō)1和假說(shuō)2的成立性；iu、tλ和itε分別為空間效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)和擾動(dòng)項(xiàng)向量，其余參數(shù)含義同前。

（二）變量構(gòu)造及檢驗(yàn)

1. 變量構(gòu)造及數(shù)據(jù)來(lái)源

如前所述，本文的被解釋變量為居民月均儲(chǔ)蓄率（savrate），即為城市居民的月平均儲(chǔ)蓄額（save）與月平均工資（wage）之比。解釋變量除了包括lnprice、lnwagemot以及l(fā)npri_wag這三項(xiàng)以外，還包括如下控制變量：一是進(jìn)出口總額與GDP之比的對(duì)數(shù)（lntrade）以及當(dāng)年實(shí)際使用外資金額與GDP之比的對(duì)數(shù)（lnfdi），用這兩個(gè)變量來(lái)衡量不同城市對(duì)外開(kāi)放水平差異對(duì)該地區(qū)房?jī)r(jià)的影響；二是包括城鎮(zhèn)化率（城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員占總?cè)丝诒戎兀┑膶?duì)數(shù)（lnurban）、就業(yè)機(jī)會(huì)（就業(yè)人數(shù)占總?cè)藬?shù)比重）的對(duì)數(shù)（lnempl）、人口密度（人口數(shù)與城市面積之比，單位：人/平方公里）的對(duì)數(shù)（lnpeoden）等變量。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》。特別地，由于部分城市2004年的不少控制變量的數(shù)據(jù)缺失，故我們選用2005-2013年間全國(guó)273個(gè)地級(jí)市數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

2. 變量的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在對(duì)空間面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前，應(yīng)該采用Moran’s I統(tǒng)計(jì)量對(duì)各變量空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以識(shí)別出目標(biāo)空間單元中某一經(jīng)濟(jì)行為或變量與鄰居空間單元中相同經(jīng)濟(jì)行為或變量之間的自相關(guān)程度或空間依賴(lài)程度。Moran’s I統(tǒng)計(jì)量表達(dá)式為：

在這一統(tǒng)計(jì)量中，分母中的Var(I)表示方差，分子中的E(I)表示均值。如果Z值拒絕原假設(shè)則表明存在空間相關(guān)。各變量的Moran’s I檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 各變量的Moran’s I檢驗(yàn)

從表1容易看出，所有變量都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且呈現(xiàn)顯著的空間正相關(guān)性。由此表明各地級(jí)市之間的空間關(guān)聯(lián)和空間依賴(lài)的客觀存在，這印證了采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行分析的合理性與必要性。

四、實(shí)證分析

（一）全國(guó)層面的實(shí)證結(jié)果分析

表2給出了二進(jìn)制鄰接矩陣下SDM的回歸結(jié)果。從表2可以看出，無(wú)論是無(wú)固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)還是時(shí)空雙固定效應(yīng)以及隨機(jī)效應(yīng)等模型的回歸結(jié)果，都是相對(duì)穩(wěn)健的。所有回歸結(jié)果都具有較高的擬合優(yōu)度，特別地，時(shí)空雙固定效應(yīng)的R2為0.956 2，表明本文所設(shè)定的時(shí)空雙固定效應(yīng)下的SDM有很高的解釋力度。Wald檢驗(yàn)的結(jié)果通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明應(yīng)該選用SDM而不宜采用由SDM退化而來(lái)的SAR或SEM。在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇方面，Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果為358.956 4，并且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，由此表明固定效應(yīng)下（包括空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和時(shí)空雙固定效應(yīng)）的SDM模型比SDM的隨機(jī)效應(yīng)模型更適用于分析房?jī)r(jià)、工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響。特別地，所有SDM模型的空間相關(guān)系數(shù)ρ都大于0，均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，空間正相關(guān)性的客觀存在再次說(shuō)明不宜選用忽視了空間相關(guān)性的普通計(jì)量模型進(jìn)行分析。

表2 SDM的回歸結(jié)果

（續(xù)表）

（續(xù)表）

從總體上看，lnwagmot的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，lnprice的回歸系數(shù)也顯著為負(fù)，而lnpri_wag的回歸系數(shù)顯著為正，表明月均工資的上升以及房?jī)r(jià)的上漲都的確會(huì)減少居民儲(chǔ)蓄率，同時(shí)工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)還能夠提升居民的儲(chǔ)蓄率。這些回歸結(jié)果與假說(shuō)1和假說(shuō)2相一致。由于時(shí)空雙固定效應(yīng)下SDM的擬合優(yōu)度均相對(duì)較高，其LogL值也優(yōu)于其他的固定效應(yīng)模型；特別地，時(shí)空雙固定效應(yīng)模型的識(shí)別效果要優(yōu)于無(wú)固定效應(yīng)、空間固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)以及隨機(jī)效應(yīng)等模型的效果（Elhorst，2014），因此我們重點(diǎn)對(duì)時(shí)空雙固定效應(yīng)下SDM的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行考察。

在時(shí)空雙固定效應(yīng)下SDM的外生交互效應(yīng)中，W*lnwagmot的回歸系數(shù)為-0.924 5， W*lnprice的回歸系數(shù)為-0.994 0，W*lnpri_wag的回歸系數(shù)為0.125 6，并且它們都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，由此表明鄰居城市中居民工資收入以及房?jī)r(jià)的提高不僅都會(huì)直接抑制目標(biāo)城市居民儲(chǔ)蓄率上升，而且還能通過(guò)它們之間的交互作用提升目標(biāo)城市的居民儲(chǔ)蓄率。因此，在探討房?jī)r(jià)和工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響時(shí)，來(lái)自于鄰居城市的反饋效應(yīng)是不容忽視的，亦即假說(shuō)3的相關(guān)論斷是成立的。

值得一提的是，當(dāng)前不少研究錯(cuò)誤地直接把SDM的回歸系數(shù)當(dāng)作模型的空間回歸系數(shù)，然而事實(shí)上全局識(shí)別出來(lái)的估計(jì)系數(shù)并不能彼此比較（Vega和Elhorst，2015），而應(yīng)該從直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)的層面來(lái)闡述空間回歸系數(shù)的含義與影響（徐春華，2016）。

在時(shí)空雙固定效應(yīng)下SDM的直接效應(yīng)回歸結(jié)果中，除了lnfdi 的回歸系數(shù)以外，其余所有變量的回歸系數(shù)都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。其中，lnwagmot的回歸系數(shù)為-1.417 2，表明工資水平提高的確能夠降低居民儲(chǔ)蓄率，其途徑可能在于收入水平提高減少了居民的不確定性預(yù)期；lnprice的回歸系數(shù)為-0.601 4，表明房?jī)r(jià)攀升對(duì)居民儲(chǔ)蓄確實(shí)存在替代效應(yīng)；同時(shí)，lnpri_wag的回歸系數(shù)為 0.083 9，表明房?jī)r(jià)和工資的還能通過(guò)交互作用對(duì)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生顯著影響。綜合這三個(gè)變量的回歸系數(shù)不難發(fā)現(xiàn)，目標(biāo)城市月均工資上漲和房?jī)r(jià)的上升不僅會(huì)直接降低本地區(qū)的居民儲(chǔ)蓄率，而且可以通過(guò)工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)來(lái)提升本城市的居民儲(chǔ)蓄率，亦即房?jī)r(jià)對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響還存在房奴效應(yīng)，而工資收入對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響則存在收入效應(yīng)，從而假說(shuō)1、假說(shuō)2以及假說(shuō)3的相應(yīng)內(nèi)容都得以成立。

在時(shí)空雙固定效應(yīng)下SDM的間接效應(yīng)回歸結(jié)果中，lnwagmot的回歸系數(shù)為-1.319 2，lnprice的回歸系數(shù)為-1.249 2，lnpri_wag的回歸系數(shù)為0.243 2，并且均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明目標(biāo)城市月均工資上漲和房?jī)r(jià)的上升都會(huì)降低其他具有空間關(guān)聯(lián)性的城市居民儲(chǔ)蓄率，還可以通過(guò)工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)來(lái)提升其他城市的居民儲(chǔ)蓄率，從而房?jī)r(jià)和月均工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響具有顯著的空間外溢作用，從而假說(shuō)3中的相應(yīng)論斷是成立的。

應(yīng)該指出的是，陳斌開(kāi)和楊汝岱（2013）研究發(fā)現(xiàn)家庭收入與住房?jī)r(jià)格的交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)分，表明家庭人均收入水平越高，居民“為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)越弱，從而儲(chǔ)蓄率受房?jī)r(jià)影響也越小。我們的這一研究結(jié)論與之存在明顯差異，其主要原因一方面在于所使用的數(shù)據(jù)差異：陳斌開(kāi)和楊汝岱（2013）所使用的是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2002-2007 年城鎮(zhèn)住戶(hù)調(diào)查（UHS）的微觀家戶(hù)數(shù)據(jù)，而本文所使用的是全國(guó)2005-2013年273個(gè)地級(jí)市的宏觀數(shù)據(jù)。另一方面在在于本文的研究還考慮到了工資收入與住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。

在控制變量方面，首先，lntrade在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)中的回歸系數(shù)分別是-0.013 9和-0.030 6，并且至少通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明一個(gè)城市中對(duì)外貿(mào)易擴(kuò)大不僅能顯著抑制本城市居民儲(chǔ)蓄率，而且還能夠?qū)εc它有空間關(guān)聯(lián)作用的其他城市居民的儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生負(fù)向影響，但是 lnfdi的回歸系數(shù)無(wú)論是在直接效應(yīng)中還是在間接效應(yīng)中都不顯著，這表明一個(gè)城市中貿(mào)易開(kāi)放程度的提高有助于提高本地區(qū)和與它有空間關(guān)聯(lián)作用的其他城市的居民消費(fèi)。其次，lnpeoden在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)中的回歸系數(shù)依次為-0.037 1與-0.073 3，且都至少通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明目標(biāo)城市中人口密度的上升會(huì)降低該地區(qū)以及與之相關(guān)聯(lián)的其他城市中的居民儲(chǔ)蓄率。再次，lnurban在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)中的回歸系數(shù)依次為0.243 3和-0.265 4并且都非常顯著，表明目標(biāo)城市中城鎮(zhèn)化的推進(jìn)可以顯著提高本市居民儲(chǔ)蓄率，同時(shí)也會(huì)顯著抑制其他與其存在空間關(guān)聯(lián)的城市中的居民儲(chǔ)蓄率上升。最后，lnempl在直接效應(yīng)中的回歸系數(shù)為0.130 6并且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，但是在間接效應(yīng)中不顯著，這說(shuō)明目標(biāo)城市中就業(yè)機(jī)會(huì)的增加會(huì)顯著提高本市居民的儲(chǔ)蓄率，但是對(duì)和它存在空間關(guān)聯(lián)城市中的居民儲(chǔ)蓄率沒(méi)有顯著影響。

出于穩(wěn)健性考慮，表3給出了二進(jìn)制鄰接矩陣下SAR的回歸結(jié)果。從表3中的各種固定效應(yīng)的回歸結(jié)果尤其是時(shí)空雙固定效應(yīng)的回歸結(jié)果不難看出，SAR回歸結(jié)果與基于SDM回歸結(jié)果所得出的結(jié)論基本上是一致的，從而本文所得出的上述結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 SAR的回歸結(jié)果

（續(xù)表）

（二）東中西部層面的實(shí)證結(jié)果分析

考慮到我國(guó)東、中、西部之間無(wú)論是在房?jī)r(jià)水平、工資水平還是在其他諸多方面都存在顯著的異質(zhì)性，因此有必要分別對(duì)這三大地區(qū)中的城市居民儲(chǔ)蓄行為進(jìn)行考察。表4給出了二進(jìn)制鄰接矩陣下東中西部SDM時(shí)空雙固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。基于表4中的Wald檢驗(yàn)的結(jié)果以及前文所分析的時(shí)空雙固定效應(yīng)的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，而且SDM在捕獲直接效應(yīng)與間接效應(yīng)過(guò)程中會(huì)比SEM、SAR更具優(yōu)勢(shì)（Elhorst, 2010），故本部分僅給出了時(shí)空雙固定效應(yīng)下SDM的回歸結(jié)果。

表4 東中西部SDM時(shí)空雙固定效應(yīng)的回歸結(jié)果

（續(xù)表）

由表4中的回歸結(jié)果易知，房?jī)r(jià)、工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響的確在東中西部之間存在一定差別。在東部地區(qū)，lnwagmot在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)中的回歸系數(shù)依次為-1.693 4與-1.606 7，lnprice在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)中的回歸系數(shù)依次為-0.799 0和-1.914 9，lnpri_wag在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)中的回歸系數(shù)分別為0.105 0和0.216 1，并且都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明東部目標(biāo)城市中月均工資上漲和房?jī)r(jià)的上升同樣都會(huì)降低本城市以及與之相關(guān)聯(lián)的其他東部城市中的居民儲(chǔ)蓄率，而且還能通過(guò)工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)提升該地區(qū)及其鄰居城市中的居民儲(chǔ)蓄率。

在中部地區(qū)的直接效應(yīng)中，lnwagmot的回歸系數(shù)為-1.343 5且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明中部目標(biāo)城市居民月均工資上漲會(huì)降低本城市居民儲(chǔ)蓄率；lnprice的回歸系數(shù)為0.097 9且通過(guò)了 10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明中部目標(biāo)城市房?jī)r(jià)上升會(huì)促使本城市居民儲(chǔ)蓄率上升；lnpri_wag的回歸系數(shù)為-0.730 1且通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，亦即中部目標(biāo)城市當(dāng)中房?jī)r(jià)與月均工資的交叉項(xiàng)會(huì)降低該城市的居民儲(chǔ)蓄率。值得注意的是，lnwagmot、lnprice及l(fā)npri_wag在間接效應(yīng)中的回歸系數(shù)都不顯著，表明它們?cè)谥胁康貐^(qū)沒(méi)有呈現(xiàn)出顯著的空間外部性。

在西部地區(qū)的直接效應(yīng)中，lnwagmot的回歸系數(shù)為-2.167 9，lnprice的回歸系數(shù)為-1.503 2，lnpri_wag的回歸系數(shù)為0.206 6，并且都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明西部目標(biāo)城市居民月均工資上升以及房?jī)r(jià)上漲都會(huì)降低本城市居民儲(chǔ)蓄率，還會(huì)通過(guò)月均工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)提升該地區(qū)的居民儲(chǔ)蓄率。在西部地區(qū)的間接效應(yīng)中，lnwagmot的回歸系數(shù)為2.072 3，lnprice的回歸系數(shù)為1.953 6，lnpri_wag的回歸系數(shù)為-0.269 1，并且都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明西部目標(biāo)城市居民月均工資上升以及房?jī)r(jià)上漲都有助于提高具有空間關(guān)聯(lián)作用城市中的居民儲(chǔ)蓄率，同時(shí)月均工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)又會(huì)對(duì)鄰居城市的居民儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生負(fù)向作用。總之，分地區(qū)的考察結(jié)果再次驗(yàn)證了假說(shuō)1至假說(shuō)4的成立性。

在反饋效應(yīng)方面，東部地區(qū)W*lnwagmot的回歸系數(shù)不顯著，W*lnprice和W*lnpri_wag的回歸系數(shù)分別為-0.908 2與0.096 1，并且都至少通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明東部地區(qū)鄰居城市的房?jī)r(jià)上升一方面會(huì)使得目標(biāo)城市的房?jī)r(jià)相對(duì)變得便宜進(jìn)而使得目標(biāo)城市居民的收入水平相對(duì)上升，并由此降低其預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄傾向；另一方面，鄰居城市的房?jī)r(jià)攀升還將提升城市居民來(lái)此投資購(gòu)房的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而促使他們通過(guò)努力提高工資收入為購(gòu)房而儲(chǔ)蓄。在中部地區(qū)，W*lnwagmot、W*lnprice和 W*lnpri_wag的回歸系數(shù)均不顯著。在西部地區(qū)，W*lnwagmot、W*lnprice和W*lnpri_wag的回歸系數(shù)依次為2.164 2、1.898 6和-0.261 2，并且都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明西部地區(qū)鄰居城市工資水平上升會(huì)加大對(duì)目標(biāo)城市中房?jī)r(jià)的需求進(jìn)而將加大目標(biāo)城市居民的購(gòu)房壓力并由此提高其儲(chǔ)蓄率；與東部地區(qū)不同，在西部地區(qū)中鄰居城市房?jī)r(jià)上漲則會(huì)提高目標(biāo)城市的居民儲(chǔ)蓄率，說(shuō)明西部目標(biāo)城市居民具有明顯的為到鄰居城市購(gòu)房投資而儲(chǔ)蓄的傾向。

在控制變量方面，第一，lntrade的直接效應(yīng)表明它在東、中部城市都能顯著抑制自身居民儲(chǔ)蓄率上升，其間接效應(yīng)中回歸結(jié)果則表明對(duì)外貿(mào)易在東、西部城市中還具有顯著的負(fù)空間外部性。第二，lnfdi的直接效應(yīng)表明在西部城市能顯著抑制該地居民儲(chǔ)蓄率上升，其間接效應(yīng)的結(jié)果表明FDI在中部城市中具有顯著的負(fù)空間外部性，這兩個(gè)變量的回歸結(jié)果表明開(kāi)放程度的提高有助于擴(kuò)大居民消費(fèi)。第三，lnpeoden的直接效應(yīng)表明人口密度的增加在東、西部城市中會(huì)顯著抑制這兩大地區(qū)居民儲(chǔ)蓄率提高，其間接效應(yīng)的結(jié)果表明中部地區(qū)人口密度的增大還能顯著抑制與其存在空間關(guān)聯(lián)作用的城市中的居民儲(chǔ)蓄率上升。第四，lnurban的直接效應(yīng)表明城鎮(zhèn)化的推進(jìn)在東、中、西部都能顯著促進(jìn)自身居民儲(chǔ)蓄率的上升，其間接效應(yīng)還表明城鎮(zhèn)化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的作用在中、西部地區(qū)還有顯著的負(fù)外部性。第五，lnempl的直接效應(yīng)表明東、中部城市就業(yè)機(jī)會(huì)增大能顯著提升各自的居民儲(chǔ)蓄率，而它在東中西部間接效應(yīng)的回歸結(jié)果則都不顯著。

五、結(jié)論性評(píng)述

本文基于全國(guó)273個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸方法從全國(guó)層面以及東中西部層面考察了房?jī)r(jià)、工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的不同影響，研究發(fā)現(xiàn)：一方面，考慮空間關(guān)聯(lián)作用后的全國(guó)層面，各城市中相對(duì)購(gòu)房壓力的緩解有助于降低居民儲(chǔ)蓄率，然而絕對(duì)購(gòu)房壓力的持續(xù)存在則會(huì)提升居民的儲(chǔ)蓄率，由此使得月均工資的上升和房?jī)r(jià)的上漲都會(huì)降低居民儲(chǔ)蓄率，同時(shí)它們還通過(guò)月均工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)提升居民的儲(chǔ)蓄率，并且房?jī)r(jià)和月均工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響還呈現(xiàn)顯著的間接效應(yīng)與反饋效應(yīng)等不同形式的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。另一方面，房?jī)r(jià)、工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響的確在東中西部之間存在明顯差別。首先，東部目標(biāo)城市中月均工資上漲和房?jī)r(jià)的上升都會(huì)抑制本城市以及與之相關(guān)聯(lián)的其他東部城市中的居民儲(chǔ)蓄率，還會(huì)通過(guò)工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)提升該地區(qū)及其鄰居城市中的居民儲(chǔ)蓄率。其次，中部目標(biāo)城市月均工資上漲會(huì)降低本城市居民儲(chǔ)蓄率，而其房?jī)r(jià)上升則會(huì)促使本城市居民儲(chǔ)蓄率上升，同時(shí)目標(biāo)城市當(dāng)中房?jī)r(jià)與月均工資的交叉項(xiàng)又會(huì)降低該城市的居民儲(chǔ)蓄率，然而它們?cè)谠摰貐^(qū)卻并沒(méi)有體現(xiàn)出顯著的間接效應(yīng)。最后，西部目標(biāo)城市月均工資上升以及房?jī)r(jià)上漲都將降低本城市居民儲(chǔ)蓄率，而月均工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)則會(huì)提高該地區(qū)的居民儲(chǔ)蓄率，該地區(qū)目標(biāo)城市月均工資上升以及房?jī)r(jià)上漲都將提高鄰居城市中的居民儲(chǔ)蓄率，月均工資與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)則會(huì)對(duì)鄰居城市的居民儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生負(fù)向作用。本文的研究結(jié)果具有明顯的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義。

一方面，本文的研究有助于增進(jìn)從房?jī)r(jià)與工資層面探討中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄這一研究領(lǐng)域的學(xué)術(shù)增加值。當(dāng)前研究在探討房?jī)r(jià)對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響時(shí)盡管從不同視角得出了許多有價(jià)值的發(fā)現(xiàn)，但是它們要么在不同程度上忽視了房?jī)r(jià)與工資收入的交互作用對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響，要么忽視了房?jī)r(jià)與工資影響居民儲(chǔ)蓄過(guò)程中所存在的間接效應(yīng)、反饋效應(yīng)等客觀存在的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，要么忽視了不同居民儲(chǔ)蓄影響因素在我國(guó)東中西部不同地區(qū)中所呈現(xiàn)的不同作用特征。本文研究從空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的層面證實(shí)了房?jī)r(jià)與工資對(duì)居民儲(chǔ)蓄所具有的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及反饋效應(yīng)等的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)及其地區(qū)差異性。

另一方面，正因?yàn)榉績(jī)r(jià)對(duì)居民儲(chǔ)蓄進(jìn)而對(duì)居民消費(fèi)的影響是與工資水平存在空間聯(lián)動(dòng)作用的，特別是在房?jī)r(jià)在我國(guó)東中西部之間所體現(xiàn)出來(lái)的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)存在明顯的地區(qū)差異，因而，刺激居民消費(fèi)的政策在不同地區(qū)的城市中也需要因地制宜。為了防止不同地區(qū)間收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，在房?jī)r(jià)高企并且平均工資相對(duì)較高的東部地區(qū)，應(yīng)該通過(guò)明確住房的居住屬性抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫膨脹，進(jìn)而擴(kuò)大該地區(qū)居民消費(fèi)需求；而在房?jī)r(jià)水平相對(duì)較低的中西部地區(qū)，則應(yīng)該主要通過(guò)提高居民工資收入水平的方式刺激該地居民的消費(fèi)需求。