房價波動、收入差距與消費異質性關聯性分析

陳新娟 通訊作者 袁持平

（1、中山大學新華學院 廣東廣州 510520；2、中山大學港澳珠江三角洲研究中心廣東廣州 510275）

引言

自1998年我國實施城鎮住房市場化、貨幣化改革開始，住房的剛性需求得到釋放，房地產市場開始飛速發展。近年來我國房地產市場調控失靈，商品房銷售價格高居不下，并且在區域之間、城市之間呈現明顯的極化特征。與此同時我國居民收入水平雖然呈現迅速上升態勢，但是城市居民之間、城鄉居民之間收入也出現較大差異。收入是消費的基礎，商品房市場銷售價格過高，在一定程度上降低了居民收入水平，從而影響了居民消費水平的提升，而地區之間、城鄉之間居民收入差異過大，必然會導致地區之間、城鄉之間居民消費水平差異上升。

文獻綜述

國內外學者關于房價、收入與居民消費關聯性方面已經有了豐富的研究成果，本文將現有文獻分為兩大類別：其一是研究房價與居民消費的關聯性。徐妍等（2019）利用2010和2012年中國家庭追蹤調查（CFPS）面板數據，構建代表性家庭的生命周期模型，探究房價與居民消費的關聯性，結果表明房價上升存在財富效應和擠壓效應。何興強等（2019）利用房價收入比和居民消費支出構建面板數據模型，探究房價與居民消費的互動關系，結果顯示房價收入比與居民消費水平之間為明顯的負相關關系。其二，研究收入與居民消費關聯性。吳志強（2019）探究城鄉收入與消費的關聯性，也發現了收入與消費之間的正相關關系。江建平（2020）利用我國1998-2017年面板數據，探究城鄉勞動收入比對居民消費率的影響，結果表明城鄉勞動比收入差距擴大1倍，居民消費率能夠提升2個百分點。

房價波動、收入差距與消費異質性關聯性實證分析

（一）變量選取與模型設定

經濟轉型過程中，投資和進出口對經濟增長的帶動作用有所下降，消費成為帶動我國經濟增長的最重要動力。而當前我國房地產市場興盛，2016年后房價居高不下，勢必對居民消費產生一定的抑制作用。絕大多數發展中國家在經濟增長的過程中會陷入“中等收入陷阱”，即居民收入差距過大，導致整體居民收入水平難以提升，我國經濟轉型中也面臨著居民收入差距過大可能陷入中等收入陷阱的問題。本文房價波動使用30個省會城市（包括直轄市）（西藏，香港、澳門、臺灣地區由于數據缺失，不計入研究范圍）年度商品房銷售價格增長率表示，數據來源于鏈家研究院，使用fj表示。收入差距使用收入差異系數表示，計算方法是先計算2008～2018年30個地區商品房銷售價格平均價格，然后使用每個地區每個年度的商品房銷售價格減去30個地區商品房銷售價格平均價格，之后除以該地區該年度的商品房銷售價格，使用sc表示。消費異質性使用30個地區居民消費水平的差異系數表示，計算方法與收入差異系數的算法一致，不再贅述，使用cg表示。參考現有文獻，文章選取了以下控制變量：地區經濟發展水平使用地區年度生產總值表示，貼現后進行了對數化處理（lngdp）；地區城市化發展水平使用城鎮化率表示（ur）；市場化發展水平，使用樊綱市場化指數表示，對數化之后用lnmy表示；政府干預度使用政府財政支出總額表示，對數化后用lnjc表示。

為避免解釋變量之間相關性過強，導致模型出現多重共線性，文章首先對變量進行相關性檢驗，結果如表1所示。房價波動率、收入差異系數與居民消費異質性系數之間均為顯著的正相關關系，而經濟發展水平、城鎮化率、市場化水平、政府干預與居民消費異質性系數之間為負相關關系。房價波動率與收入差異系數之間的相關系數為0.207，控制變量之間的相關系數也均低于0.6，說明各變量之間的相關性不會導致模型出現多重共線性。基于此，文章設計了動態回歸模型：

在方程（1）中，cg表示居民消費異質系數，L.cg表示居民消費異質系數的滯后一期，sc表示居民收入差異系數，fj表示房價波動率，lngdp表示地區經濟發展水平，ur表示地區城鎮化率，lnmy表示市場化水平，lnjc表示政府干預。

（二）變量平穩性分析

對居民消費異質系數、房價波動率、居民收入差異系數等變量進行平穩性檢驗，結果如表2所示。本文使用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗以及PP檢驗等4種方式對居民消費異質系數、房價波動率、居民收入差異系數等變量進行平穩性檢，結果顯示居民消費異質系數、房價波動率、居民收入差異系數等變量均為平穩變量。

（三）實證結果及分析

文章的樣本為30個省會城市（包括直轄市），其中北京市、上海市、廣州市、成都市、杭州市、武漢市、重慶市、南京市、天津市、蘇州市、西安市為一線城市，其余城市為二線城市。由于一線城市和二線城市的教育、經濟等條件差異過大，可能會影響結果的準確性。因此，文章在進行全樣本回歸的同時，將城市分為一線城市和二線城市進行分樣本回歸。

表1 變量相關性檢驗

表2 變量平穩性檢驗

表3 全樣本回歸結果

表4 分樣本回歸結果

全樣本回歸結果及分析。為檢驗全樣本回歸結果的穩健性，文章分別進行了OLS回歸、固定效應回歸、隨機效應回歸以及動態GMM回歸。由于消費與居民收入之間存在內生性問題，將居民收入差異系數的滯后一期作為工具變量，進行系統GMM回歸，以消除內生性，結果如表3所示。OLS、FE和RE的回歸結果與GMM回歸結果相比，各變量回歸系數的方向并沒有發生變化，只是顯著性水平存在差異，說明全樣本回歸結果穩健。GMM回歸結果表明居民消費差異系數的滯后項與居民消費差異系數之間的回歸系數為-0.347且在5%的水平上顯著，說明居民消費差異系數存在明顯的滯后效應，即當期的居民消費差異系數對未來居民消費差異系數具有明顯的影響，同時也說明了居民消費差異在短時間內難以明顯降低。sc與cg的回歸系數為1.337且在5%的水平上顯著，說明居民收入差異系數與消費差異系數之間為明顯的正相關關系，收入差異系數上升一個單位，會導致居民消費差異系數上升1.337個單位。收入是消費的基礎，無論是當期消費還是預期消費都是建立在現有收入水平之上，當期我國居民收入水平差異相對較大，必然會導致居民消費水平存在較大差異。fj的回歸系數為-0.680且在1%的水平上顯著，說明房價波動與居民消費差異系數之間為正相關關系，房價波動率每上升一個單位會導致居民消費差異系數上升0.680個單位。當前我國一二線城市房價普遍上揚，在一定程度上擠壓了居民的消費支出，尤其是對中低收入階層居民消費支出的擠壓作用更為明顯，因此房價波動進一步加劇了高收入階層與中低收入階層居民的消費水平異質性。

控制變量lngdp與cg的回歸系數為-0.335且在5%的水平上顯著，說明經濟發展水平提升與消費差異系數之間為明顯的負相關關系，經濟發展水平上升一個單位，會帶動居民消費差異系數下降0.337個單位。ur與cg的回歸系數為-1.833且在5%的水平上顯著，說明城鎮化率提升與消費差異系數之間為明顯的負相關關系。lnjc與cg的回歸系數為-0.165且在5%的水平上顯著，說明政府干預水平提升能夠促進居民消費差異性降低。

分樣本回歸結果及分析。使用系統GMM模型，將樣本分為一線城市和二線城市進行回歸，結果如表4所示。一線城市和二線城市的居民消費差異性系數均呈現明顯的滯后效應，對比系數可知一線城市居民差異系數的滯后效應更為明顯；一線和二線城市的居民收入差異系數與居民消費差異系數之間均為正相關關系，但是一線城市的居民收入差異對居民消費水平差異性的影響更大；一二線城市的房價波動率與居民消費水平差異性之間均為正相關關系，但是二線城市的房價波動對居民消費差異的影響更為明顯，主要原因在于二線城市多為中低收入者群體，房價上升對他們消費水平的擠壓作用更為明顯。

啟示

居民消費差異在短時間內難以明顯的降低，居民消費差異系數存在明顯的滯后效應，即當期的居民消費差異系數對未來居民消費差異系數具有明顯的影響。一線城市居民差異系數的滯后效應更為明顯；居民收入差異系數與消費差異系數之間為明顯的正相關關系，收入差異系數上升一個單位，會導致居民消費差異系數上升1.337個單位，一線城市的居民收入差異對居民消費水平差異性的影響更大；房價波動與居民消費差異系數之間為正相關關系，房價波動率每上升一個單位會導致居民消費差異系數上升0.680個單位，二線城市的房價波動對居民消費差異的影響更為明顯。房價普遍上揚在一定程度上擠壓了居民的消費支出，尤其是對中低收入階層居民消費支出的擠壓作用更為明顯，因此房價波動進一步加劇了高收入階層與中低收入階層居民的消費水平異質性。經濟發展水平上升一個單位，會帶動居民消費差異系數下降0.337個單位；城鎮化率提升與消費差異系數之間為明顯的負相關關系。政府干預水平提升能夠降低居民消費差異性。

基于此，文章提出以下三個方面政策建議：其一，健全房地產市場體系，抑制房價過快上漲。房價上升對居民消費水平具有擠壓作用，尤其是會降低中低收入者的消費水平，為此我國各地政府應該加快保障性住房建設，加強對房地產市場的管控力度，遏制房地產市場的投機行為。其二，弱化政府干預，增強市場活力。市場化水平提升能夠降低居民消費差異，根據市場的選擇為不同階層的居民提供所需要的產品和服務，能夠最大化的滿足居民的消費需求，進而降低居民消費差異性。其三，穩定經濟增長水平，保障居民收入水平持續上升。收入是消費的基礎，收入差距過大必然加劇居民消費水平的差異性。因此，我國各級政府應該穩定經濟增長水平，保障居民收入水平穩步增長。同時，要加強對再分配環節的宏觀調控，防止居民收入差距過大。