第2期(总第315期)
2010年2月
财经问题研究
R e s e a r c ho nF i n a n c i a l a n dE c o n o m i c I s s u e s
N u m b e r 2(G e n e r a l S e r i a l N o . 315)
F e b r u a r y , 2010
中国房地产财富效应地区差异分析
李成武
①
(东北财经大学统计学院, 辽宁 大连 116025)
摘 要:自2009年6月份以来, 中国房价再次快速上涨, 研究房地产财富效应显得极为必要。本文利用面板数据分析了中国各地区房地产财富效应, 研究表明:4个直辖市、东北和东部地区存在显著的负向财富效应, 中西部地区财富效应不显著; 经济越发达地区, 房地产负向财富效应影响系数越大, 居民住房压力越大, 房价对消费的挤出效应也越明显。本文还分析了房地产负向财富效应和高房价的后果, 并浅议了改革方向。
关键词:财富效应; 面板数据分析; 房价收入比; 消费房价比
中图分类号:F293. 3 文献标识码:A 文章编号:1000-176X (2010) 02-0124-06
在美国, 房地产约占家庭财富的20%,在欧洲主要发达国家中, 这个比例超过了30%。中国虽然没有具体的统计数字, 但由于金融业欠发达, 房地产在城镇居民家庭财产中所占比重也是非常高的。理论上讲, 房价上涨会增加城镇居民的家庭财富, 从而带动消费。然而, 次贷危机前后, 中国房价一路飙升, 居民日常消费却持续低迷。在此背景下, 研究中国房地产是否存在财富效应、有没有地区性差异非常有意义。
一、房地产财富效应研究综述
国外研究房地产财富效应的成果比较多, 可以归纳为以下两类:
第一, 房地产不存在财富效应。E l l i o t t 将财富区分为金融财富和非金融财富, 认为非金融财富对消费没有影响, 原因是房子、家电等财产是家庭环境的组成部分, 不可以转变为实现的购买力。S h e i n e r (1995) 指出房价上涨意味着房屋所有者财富和消费的增加; 同时, 也意味着购房者当前消费的减少和储蓄的增加, 最终的结果可能是有房者增加的消费被期望买房者减少的消费抵消了。T r a c y , S c h n e i d e r 和C h a n 认为对于短期内想卖房子的人来说, 房价上升最终具有正财
[1]
富效应。对于长期居住者来说, 房价上升的正财富效应将被增加的住房服务成本抵消了。
L u d w i g(2002) 认为在金融系统发达的国家, 股票市场的财富效应远大于房地产市场的财富效应。T a n 和V o s s (2003) 的研究发现, 在澳大利亚, 股票市场有很强的长期财富效应, 但房地产市场财富效应并不显著。
第二, 房地产财富效应非常明显。Y o s h i k a w a 和O h t a k e 研究发现, 日本房价上涨的净效应将同时增加租赁者和有房者的消费。D e s n o y e r s (2001) 研究认为加拿大住房的财富效应远高于证券资产的财富效应。B o o n e (2002) 验证了G 7国家存在较强的财富效应, 且房地产财富效应大于股市财富效应。C a s e , Q u i g l e y 和S h i l l e r(2001) , D v o r n a k 和K o h l e r (2007) 分别研究了不同国家和地区的财富效应, 结果均表明房地产的财富效应不仅显著, 而且远大于证券资产的财富效应。
国内有关财富效应的研究多围绕着证券市场, 房地产财富效应的研究从近年来才开始出现。主要存在以下观点:
第一, 中国房地产市场不存在财富效应, 或
[3][2]
①
收稿日期:2009-11-26
作者简介:李成武(1981-) , 男, 山东潍坊人, 博士研究生, 主要从事资产泡沫、金融稳定等方面的研究。E -m a i l :
@. m
中国房地产财富效应地区差异分析
125
用的数据多选用1980—2007年之间的数据。由于1998年中国才全面实行住房体制改革, 之前的数据并不能反映市场化的情况。除此之外, 还存在数据频率过低的问题。针对上述问题, 本文将分析房地产财富效应的传导机制并建立理论模型, 采用季度面板数据分别针对全国和各个区域城镇居民房地产财富效应进行实证研究, 并对实证结果进行解读。
二、房地产财富效应的传导机制及理论模型(一) 房地产财富效应的传导机制
假定交易市场完善, 各种类型的房屋可以在微小的交易成本下实现交易。同时, 假设金融体系发达, 消费者可以很方便地获得抵押消费信用。另外, 我们这里仅研究房价上涨时的财富效应, 房价下跌时的情形恰好相反。
1. 正向财富效应
对于拥有一处房产的家庭来说, 房价上涨存在货币幻觉效应, 房主会因此感觉更加富有, 他们可能并不打算卖掉现有的房产, 但他们会增加当期消费。另外, 房主预期财富将继续增加, 他们可以按照自己的生命周期安排消费, 通过获得信贷增加当前的消费, 使整个生命周期内效用达到最大化。对于拥有多处房产的投资者来说, 房价上涨意味着当前收入(租金等) 的增加, 他们必然会增加当期消费。另外, 预期效应使他们相信未来收入将持续增加, 他们同样会超前消费来增加当期的效用。此外, 宏观经济形势大好的背景下, 人们自信未来的收入会持续增加。正在偿还房贷的人们相信未来还款压力将大大减小, 进而增加当前消费。概括起来, 房地产正向财富效应的传导机制可以由图1表示。
者影响微弱。张存涛采用协整和误差修正模型研究后认为, 中国房地产财富效应尚未显现。朱新玲、黎鹏认为, 目前中国房地产市场还不具有财富效应。房价的上涨非但没有引起消费的增长, 反而有可能使用于消费的资金流入房地产市
[5]
场, 导致消费减少。刘旦认为中国城镇住宅市场不具有财富效应, 一个重要的原因是房地产供给结构不合理和信息不对称
[6]
[4]
。骆祚炎
(2007) 分析了我国城镇居民房地产财富效应, 认为住房资产存在微弱的财富效应。
第二, 存在正向财富效应。邬丽萍认为, 房地产资产价格上涨的财富效应是造成贫富悬殊的
[7]
重要因素, 也将对宏观经济增长产生影响。陆勇根据估计得到的回归系数认为, 香港房地产财富效应显著为正
[8]
。魏锋认为, 无论从长期
还是短期来看, 股票市场的财富效应是收缩的财
[9]
富效应, 而房地产的财富效应是显著的。李亚明、佟仁城研究表明, 上海、北京、天津、深圳房地产价格与消费之间是显著的正向关系, 而重庆的房地产财富效应不显著。
第三, 存在负向财富效应。肖宏利用面板数据分析了全国房地产财富效应, 认为中国房地产财富效应显著为负。当期房地产财富每增加
[11]
10%,城镇居民平均消费支出减少0. 281%。洪涛认为, 中国房地产价格波动与个人消费支出之间是负相关关系, 原因是对于以居住为目的的购房者尤其是首次购房者来说住宅是一种准吉芬商品, 其价格上涨必然挤占对其他商品的需求
[12]
[10]
。高春亮、周晓艳认为住宅财富每增加1
[13]
元, 消费支出就会减少3. 3分。他们还认为, 数据质量、消费者信贷约束和预防性动机是阻碍房地产市场财富效应实现的关键。
此外, 黄永如(2008) 从消费预期理论、货币幻觉、过度反应、过度自信以及从众心理四个角度诠释了房地产财富效应的传导机制。刘建江(2005) 对房地产财富效应的定义以及传导机制进行了归纳, 并认为经济发达程度、体制等特点也影响着房地产财富效应的显现。房价上涨对消费的影响作用可能会由于各种机制相互抵消而不显著, 房地产金融体系发达的国家, 房地产财富效应是明显的。
目前, 国内研究多以全国为研究对象, 并未分析房地产财富效应的地区差异。研究方法多采
, 图1 正向财富效应传导机制图
2. 负向财富效应
,
126
的上升。对于打算买房的人来说, 房价上涨则意味着未来购房支出增加, 在预算约束下他们只能减少当期消费, 增加储蓄。房地产负向财富效应的传导机制可以由图2表示
。
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(3) 式分解为股票资产和房产, 分别以S 和H t t 表示。将(3) 式代入(2) 式, 同时在消费函数中加入必要消费C 4) 式, 也就是本t 得到(文实证分析的理论模型。
W t =S +H t
C C ααααμt =t +1C (t -1) +2Y t +3S t +4H t +t
(3) (4)
三、中国房地产财富效应实证分析(一) 实证数据说明与地域划分
为方便分析地区差异, 本文综合考虑中国行政区划和经济发展情况, 将全国30个省、市、区(由于数据缺失, 未包含西藏) 分为5个部分, 如表1所示。收集的数据包括各地城镇居民人均消费性支出、城镇居民人均可支配收入、上
图2 负向财富效应传导机制图
证指数(按季度平均) 和居民居住价格指数, 分别代表(4) 式中的C 、Y 、S 和H , 样本区t t t t 间为2004年第1季度至2009年第2季度。
表1
区 域直辖市东部地区东北地区中部地区
当房价上涨时, 以上所论述的正向、负向传导机制会同时发生作用。正负效应抵消后, 才是我们最终看到的财富效应。需要强调的是, 这里
的传导机制是建立在房地产流动性充分、金融体系完善等假设基础上的。在研究具体问题时, 假设条件分析也是非常重要的。
(二) 理论模型
生命周期假说认为, 消费不仅与人们当期收入有关, 还与消费者未来收入的期望值、开始时的资产数量和年龄有关。而且, 消费者一生中消费支出流量的现值要等于一生中各期收入流量的现值。在最优消费点上, 生命周期假说理论可以用下面的消费函数表达:
C=αα0Y+1W
(1)
行政区域划分表
省 份
北京、天津、上海、重庆河北、江苏、浙江、福建、
山东、广东、海南辽宁、吉林、黑龙江山西、安徽、江西、河南、
湖北、湖南内蒙古、广西、四川、
财富效应系数-6. 171756-2. 370898-3. 501994不显著
西部地区贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆
不显著
我们假定每个区域中各省份之间无截面差异和时间差异, 因此其对应的消费函数不存在截距和斜率变化, 这适用于面板数据模型中的混合效
应模型, 如(5) 式所示。
C C αααα+μt =0+1C (t -1) +2Y t +3S t +4H t t
(5)
其中, Y 表示当期收入, W 表示现有资产。
由于在实际应用中很难找到合适的指标反映Y 和W, 因此(1) 式仅能作为研究消费和财富效应的基础。为了能够进行实证研究, 众多学者对其进行了改进。其中, 斯通采用的公式影响巨大
[14]
(二) 实证结果
实证分析是通过E v i e w s 6. 0实现的, 篇幅所限本文直接给出整理后的消费函数。首先, 将
30个省份的数据视为同一个样本, 得到全国的消费函数, 如(6) 式所示。然后, 按照表1中划分方式估计得到各个区域的消费函数, 如(7) 式至(11) 式所示。
全国的消费函数:
C . 3786+0. 139515C 585722Y t =239(t -1) +0. t -(t =4. 945434)
p =0(-3. 73651) 0. 0002
(12. 44669)
(85. 05233)
, 如(2) 式所示。
(2)
C αα+αt =1C (t -1) +2Y t 3W t
其中, Y 为当期可支配收入, W t 为当期资t
产存量, C 为上一期消费。莫迪里安尼认为(t -1) 斯通的公式很接近生命周期假定, 此模型也一直被认为是解释居民理性消费行为较准确的模型。为了便于研究房地产的财富效应, 本文对(2) 式进一步修正。由于居民财产大致可以分为金融资产(包括存款、股票等) 和实物资产) , W t 0. 012394S 0. 677462H μt -t +t
(-1. 606804)
0. 1086
2
2=0. , A u s t e d R =0. ,
(6)
中国房地产财富效应地区差异分析
D W =1. 440158, F =4029. 051
127
中部和西部地区房地产财富效应不显著, 在图中表现为水平直线, 它们仅在纵截距上存在差异。
直辖市、东北和东部地区房地产财富效应为负, 图中呈现出斜率为负的直线, 它们在截距和斜率上都存在差异。
直辖市的消费函数:
C 019+0. 028658C 591992Y t =1181. (t -1) +0. t -(t =5. 569246)
p =0(-0. 012075) 0. 9904
(1. 126462)
0. 2636
(40. 17628)
0. 000127S 6. 171756H μt -t +t
(-3. 056235)
0. 0031
2
R 2=0. 975976, A d j u s t e d R =0. 974695,
(7)
D W =1. 96001, F =761. 7204
东部地区的消费函数:
C . 5536+0. 193284C 548368Y t =375(t -1) +0. t -(t =3. 007007)
p =0. 0031(-1. 249678) 0. 2136
(9. 629432)
(45. 11195)
0. 009406S -2. 370898H +μt t t
R 2=0. 971616, A d j u s t e d R =0. 970775, D W =1. 316329, F =1155. 313
(-2. 08551)
0. 0389
2
(8)
东北地区的消费函数:
C . 6562+0. 071854C 782101Y t =268(t -1) +0. t -(t =2. 471633)
p =0. 0166(-1. 134284) 0. 2616
(3. 349174)
0. 0015
(49. 58169)
0. 00753S 3. 501994H t +μt t -(-3. 557501)
0. 0008
(9)
图3 全国及各区域房地产财富效应示意图注:估计过程中对C 和Y 进行了季节调整。t t 数据来源:中经统计数据库。
(27. 28817)
2
R 2=0. 982117, A d j u s t e d R =0. 980817,
D W =1. 645713, F =7551447
中部地区的消费函数:
C . 2863+0. 244257C 545715Y t =239(t -1) +0. t -(t =1. 867025)
p =0. 0644(-1. 701915) 0. 0915
(6. 88818)
0. 013271S . 70698H t +μt t -1
(-1. 318495)
0. 19
2
(10)
四、中国房地产财富效应地域差异解读从全国范围及中、西部地区看, 房地产财富效应不显著, 但是直辖市、东部和东北地区呈现
出负向房地产财富效应。这些现象可以从正、负效应传导机制强弱对比中得到解释。
(一) 假设条件未完全满足导致正向财富效应受限
流动性约束限制了房地产正向财富效应。房地产的变现受到众多因素的影响, 如需求偏好、交易方式选择、交易市场成熟程度以及信息的畅通性等。中国的情况则更为复杂, 以二手房价值评估为例, 我们还未形成科学规范又符合市场规律的评估体系, 从事评估的专业机构很少, 人员素质参差不齐, 公信力不足。此外, 众多规章、制度方面的模糊地带为房地产交易设置了诸多障碍。因此, 房价上涨, 虽然居民预期收入增加, 但是限于交易手续、制度约束带来的不确定性, 使得刺激消费作用有限。
传统家庭观念及消费观念致使房产成为有生之年不可变现的财富。从习语“安居乐业”中就可以看出, 中国人几乎将房子等同为家。人们往往将房子作为遗产留给下一代, 还不习惯于通过房屋抵押获取信贷, 增加消费。房价上涨带来的仅仅是名义财富的增多, 正向财富效应并不普遍存在。
R =0. 913165, A d j u s t e d R =0. 910145, D W =1. 754611, F =302. 3383
2
西部地区的消费函数:
C . 7265+0. 084897C 626834Y t =177(t -1) +0. t -(t =2. 628974)
p =0. 0092(-2. 124488) 0. 0349
(3. 596276)
0. 0004
(44. 62403)
0. 01092S 0. 038253H t +μt t -(-0. 063319)
0. 9496
(11)
2
R 2=0. 930817, A d j u s t e d R =0. 929398,
D W =1. 448709, F =655. 9042
尽管(6) 式至(11) 式中个别方程的D W 值不尽理想, 但综合看来这组消费函数的估计效果不错。依次分析这5个消费函数可以发现, 全国范围内股票市场财富效应显著(α, 房3显著) 地产的财富效应并不十分显著(α。44不显著) 个直辖市股票市场财富效应不显著, 房地产财富效应显著为负, 且影响系数α6. 17。东4达到-部和东北地区股市的财富效应同样不显著, 房地产财富效应也为负, 影响系数分别为-2. 37和-3. 50。中部地区股票以及房地产财富效应均不显著, 西部地区股票市场的财富效应显著, 房地产财富效应不显著。中国城镇居民房地产财富效应状况可以由图3表示。其中, 横轴代表房价, 纵轴代表城镇居民人均消费, 斜率代表房地产财
富效应影响系数, 纵截距代表必要消费。全国、
128
(二) 土地稀缺和预算约束下, 强烈的预期效应导致负向财富效应明显
现行的土地供给制度和城市化建设, 从根源上造成了土地资源的稀缺性。房地产生产周期长导致供给曲线陡峭, 供给弹性小; 而且, 房地产不存在合适的替代品, 替代弹性很小。东部地区工业化、城市化程度高, 人口密集, 土地更显得稀缺, 人们会自发产生房价上涨的预期。与此同时, 房地产商通过各种渠道, 营造土地紧缺的消息面。地王、天价楼盘的报道层出不穷, 这些报道进一步增长了房价上涨的预期。
在我们这样一个传统观念根深蒂固的国家, 青年人上学、买房和结婚并称为人生的三件大事。青年人是中国房地产市场刚性需求的主力, 同时也是中国日常消费的主力军。但是缺少积蓄使得买房成为青年人和两对父母共同的压力, 于是房价上升的预期会带来数倍的消费抑制效应。国际上通常采用房价收入比来衡量住房压力, 该指标越大表明住房压力越大, 如(12) 式所示。另外, 本文还构建了消费房价比来衡量房价对消费的挤出效应, 该指标越小表明房价对消费的挤出作用越大, 如(13) 式所示。在这里, 我们以三口之家作为普通家庭, 标准住房面积为
2
90m , ①每平米房屋均价以商品房销售额除以商品房销售面积表示。
一套标准住房平均房价(元)
房价收入比(12)
一个普通家庭年平均收入(元) 年人均消费性支出(元)
消费房价比单位平米房屋均价(元)
(13)
财经问题研究 2010年第2期 总第315期
联合国的研究认为, 合理的房价收入比区间应该为[3, 6], 世界银行专家认为应该是[4, 6]。他们还提出, 当房价收入比大于5时, 就认为该城市房屋购买力“极低”;当房价收入比大于6时, 可以认为存在房地产泡沫; 当房价收
入比超过7以后, 就会被世界上公认为“国际房价难承受的地区”
[15]
。通过图4可以看出, 中
国房价收入比已经全面超过7, 直辖市的房价收入比最大, 消费房价比最小, 西部地区的房价收入比最小, 消费房价比最大。将各地的房价收入比和消费房价比与房地产财富效应影响系数进行对比发现:地区经济越发达, 房价越高, 城镇居民住房压力越大, 房价上涨对消费的挤出效应就越明显, 房地产负向财富效应就越明显; 反之, 地区经济欠发达, 城镇居民住房压力越小, 房价上涨对消费的挤出效应就越不明显, 房地产负向财富效应就越不显著。
此外, 中、西部地区房地产财富效应不显著, 与其独有的特点分不开。首先, 由于资金紧缺, 西部社会保障给付标准比较低, 居民的参保意识也不是十分普遍。近年来, 虽然中、西部地区中心城市房价上涨现象明显, 但普通居民认为未来收入、医疗以及养老都存在诸多不确定性, 房地产正向财富效应并不显著。其次, 人口密度低, 建筑用地较多, 不少地区还存在单位建房、集资建房等现象, 房价上涨的预期不如东部地区强烈, 对消费的挤出效应很小。再次, 相对于东部地区, 中、西部地区的房地产市场更加落后, 限制了房地产的流动性。城市化进程、人员流动速度以及经济等各方面因素, 使得这些地区的房地产需求以刚性需求为主, 投机成分相对偏少。最后, 尤其是西部地区, 大部分城镇居民以必要消费为主, 即使房价上涨了, 居民消费也没有太多下降空间。
五、结 论
在本文的区域划分中, 直辖市、东部和东北地区共有14个省份, G D P 占全国G D P 的70%,
图4描述了2007年全国及各区域城镇居民的住房压力、消费挤出效应以及财富效应的
②
关系。
图4 2007年房价收入比、消费房价比与
财富效应影响系数关系图
数据来源:国家统计局网站, 中经统计数据库。
城镇人口占全国城镇人口的56. 6%。这些发达地区房地产财富效应显著为负, 说明近年来房地产价格的高涨已给中国的经济与社会发展带来了
2
2004年11月22日, 建设部政策研究中心颁布的2020年全面建设小康社会的21项居住标准中, 人均居住面积为35m , 这里我们
2
以人均30m 作为标准。
②、, ①
中国房地产财富效应地区差异分析
严重的隐患。
第一, 进一步扩大了收入差距, 影响城市化进程。尽管近年来居民的可支配收入呈现出快速增长的势头, 但房价以更快的速度递增。买房已经成为国民收入的“第三次分配”,国民财富加速向从事房地产开发、建材以及装饰材料生产等行业聚集, 行业间收入差距进一步扩大。对于进城务工人员来说, 高昂的房价使得他们只能充当城市的过客, 严重影响城市化进程。而且, 沉重的购房压力下容易滋生诸多社会问题, 必然会影响社会稳定。
第二, 影响消费结构和产业结构调整, 不利于居民生活质量提高。高涨的房价使得中产阶级在买房的压力下, 拉动消费的能力锐减, 不利于中国从外向型经济向内外兼顾型转变。次贷危机以来, 中国居民日常消费屡创新低, 豪车、古玩和艺术品市场却呈现出火爆的景象。这种消费结构严重扭曲的情形下, 高涨的房价成了套在居民头上的枷锁, 严重影响了居民生活质量的提高。第三, 过高的房价收入比意味着投机成分严重, 影响国家经济稳定发展。宽松的货币政策会逼迫金融系统为不断积累的流动性提供投资方向, 高涨的房价使房地产市场成为最佳选择。在土地供给量有限的情况下, 过剩的流动性必然推高土地和现房的价格, 导致众多有买房意愿的居民处于无奈的观望状态, 商品房逐渐演变为投机性商品。等到交易的下家迟迟不出现时, 泡沫破灭, 房地产商亏损倒闭, 接下来就是相关金融机构亏损甚至倒闭。地皮和房产投机为房地产泡沫破裂进而引发金融危机提供了必要的土壤。
综上所述, 中国中、西部地区房地产财富效应不显著, 但发达的直辖市、东部以及东北地区房地产财富效应显著为负。破解房价畸形上涨的困局是一项复杂的工作, 矛盾的焦点在于国家、地方、银行、开发商和居民利益的重新分配。具体措施方面, 笔者认为可以从改革土地供给体制、调整货币政策、丰富建房模式和严厉打击投机等方面入手。参考文献:
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(责任编辑:韩淑丽)
第2期(总第315期)
2010年2月
财经问题研究
R e s e a r c ho nF i n a n c i a l a n dE c o n o m i c I s s u e s
N u m b e r 2(G e n e r a l S e r i a l N o . 315)
F e b r u a r y , 2010
中国房地产财富效应地区差异分析
李成武
①
(东北财经大学统计学院, 辽宁 大连 116025)
摘 要:自2009年6月份以来, 中国房价再次快速上涨, 研究房地产财富效应显得极为必要。本文利用面板数据分析了中国各地区房地产财富效应, 研究表明:4个直辖市、东北和东部地区存在显著的负向财富效应, 中西部地区财富效应不显著; 经济越发达地区, 房地产负向财富效应影响系数越大, 居民住房压力越大, 房价对消费的挤出效应也越明显。本文还分析了房地产负向财富效应和高房价的后果, 并浅议了改革方向。
关键词:财富效应; 面板数据分析; 房价收入比; 消费房价比
中图分类号:F293. 3 文献标识码:A 文章编号:1000-176X (2010) 02-0124-06
在美国, 房地产约占家庭财富的20%,在欧洲主要发达国家中, 这个比例超过了30%。中国虽然没有具体的统计数字, 但由于金融业欠发达, 房地产在城镇居民家庭财产中所占比重也是非常高的。理论上讲, 房价上涨会增加城镇居民的家庭财富, 从而带动消费。然而, 次贷危机前后, 中国房价一路飙升, 居民日常消费却持续低迷。在此背景下, 研究中国房地产是否存在财富效应、有没有地区性差异非常有意义。
一、房地产财富效应研究综述
国外研究房地产财富效应的成果比较多, 可以归纳为以下两类:
第一, 房地产不存在财富效应。E l l i o t t 将财富区分为金融财富和非金融财富, 认为非金融财富对消费没有影响, 原因是房子、家电等财产是家庭环境的组成部分, 不可以转变为实现的购买力。S h e i n e r (1995) 指出房价上涨意味着房屋所有者财富和消费的增加; 同时, 也意味着购房者当前消费的减少和储蓄的增加, 最终的结果可能是有房者增加的消费被期望买房者减少的消费抵消了。T r a c y , S c h n e i d e r 和C h a n 认为对于短期内想卖房子的人来说, 房价上升最终具有正财
[1]
富效应。对于长期居住者来说, 房价上升的正财富效应将被增加的住房服务成本抵消了。
L u d w i g(2002) 认为在金融系统发达的国家, 股票市场的财富效应远大于房地产市场的财富效应。T a n 和V o s s (2003) 的研究发现, 在澳大利亚, 股票市场有很强的长期财富效应, 但房地产市场财富效应并不显著。
第二, 房地产财富效应非常明显。Y o s h i k a w a 和O h t a k e 研究发现, 日本房价上涨的净效应将同时增加租赁者和有房者的消费。D e s n o y e r s (2001) 研究认为加拿大住房的财富效应远高于证券资产的财富效应。B o o n e (2002) 验证了G 7国家存在较强的财富效应, 且房地产财富效应大于股市财富效应。C a s e , Q u i g l e y 和S h i l l e r(2001) , D v o r n a k 和K o h l e r (2007) 分别研究了不同国家和地区的财富效应, 结果均表明房地产的财富效应不仅显著, 而且远大于证券资产的财富效应。
国内有关财富效应的研究多围绕着证券市场, 房地产财富效应的研究从近年来才开始出现。主要存在以下观点:
第一, 中国房地产市场不存在财富效应, 或
[3][2]
①
收稿日期:2009-11-26
作者简介:李成武(1981-) , 男, 山东潍坊人, 博士研究生, 主要从事资产泡沫、金融稳定等方面的研究。E -m a i l :
@. m
中国房地产财富效应地区差异分析
125
用的数据多选用1980—2007年之间的数据。由于1998年中国才全面实行住房体制改革, 之前的数据并不能反映市场化的情况。除此之外, 还存在数据频率过低的问题。针对上述问题, 本文将分析房地产财富效应的传导机制并建立理论模型, 采用季度面板数据分别针对全国和各个区域城镇居民房地产财富效应进行实证研究, 并对实证结果进行解读。
二、房地产财富效应的传导机制及理论模型(一) 房地产财富效应的传导机制
假定交易市场完善, 各种类型的房屋可以在微小的交易成本下实现交易。同时, 假设金融体系发达, 消费者可以很方便地获得抵押消费信用。另外, 我们这里仅研究房价上涨时的财富效应, 房价下跌时的情形恰好相反。
1. 正向财富效应
对于拥有一处房产的家庭来说, 房价上涨存在货币幻觉效应, 房主会因此感觉更加富有, 他们可能并不打算卖掉现有的房产, 但他们会增加当期消费。另外, 房主预期财富将继续增加, 他们可以按照自己的生命周期安排消费, 通过获得信贷增加当前的消费, 使整个生命周期内效用达到最大化。对于拥有多处房产的投资者来说, 房价上涨意味着当前收入(租金等) 的增加, 他们必然会增加当期消费。另外, 预期效应使他们相信未来收入将持续增加, 他们同样会超前消费来增加当期的效用。此外, 宏观经济形势大好的背景下, 人们自信未来的收入会持续增加。正在偿还房贷的人们相信未来还款压力将大大减小, 进而增加当前消费。概括起来, 房地产正向财富效应的传导机制可以由图1表示。
者影响微弱。张存涛采用协整和误差修正模型研究后认为, 中国房地产财富效应尚未显现。朱新玲、黎鹏认为, 目前中国房地产市场还不具有财富效应。房价的上涨非但没有引起消费的增长, 反而有可能使用于消费的资金流入房地产市
[5]
场, 导致消费减少。刘旦认为中国城镇住宅市场不具有财富效应, 一个重要的原因是房地产供给结构不合理和信息不对称
[6]
[4]
。骆祚炎
(2007) 分析了我国城镇居民房地产财富效应, 认为住房资产存在微弱的财富效应。
第二, 存在正向财富效应。邬丽萍认为, 房地产资产价格上涨的财富效应是造成贫富悬殊的
[7]
重要因素, 也将对宏观经济增长产生影响。陆勇根据估计得到的回归系数认为, 香港房地产财富效应显著为正
[8]
。魏锋认为, 无论从长期
还是短期来看, 股票市场的财富效应是收缩的财
[9]
富效应, 而房地产的财富效应是显著的。李亚明、佟仁城研究表明, 上海、北京、天津、深圳房地产价格与消费之间是显著的正向关系, 而重庆的房地产财富效应不显著。
第三, 存在负向财富效应。肖宏利用面板数据分析了全国房地产财富效应, 认为中国房地产财富效应显著为负。当期房地产财富每增加
[11]
10%,城镇居民平均消费支出减少0. 281%。洪涛认为, 中国房地产价格波动与个人消费支出之间是负相关关系, 原因是对于以居住为目的的购房者尤其是首次购房者来说住宅是一种准吉芬商品, 其价格上涨必然挤占对其他商品的需求
[12]
[10]
。高春亮、周晓艳认为住宅财富每增加1
[13]
元, 消费支出就会减少3. 3分。他们还认为, 数据质量、消费者信贷约束和预防性动机是阻碍房地产市场财富效应实现的关键。
此外, 黄永如(2008) 从消费预期理论、货币幻觉、过度反应、过度自信以及从众心理四个角度诠释了房地产财富效应的传导机制。刘建江(2005) 对房地产财富效应的定义以及传导机制进行了归纳, 并认为经济发达程度、体制等特点也影响着房地产财富效应的显现。房价上涨对消费的影响作用可能会由于各种机制相互抵消而不显著, 房地产金融体系发达的国家, 房地产财富效应是明显的。
目前, 国内研究多以全国为研究对象, 并未分析房地产财富效应的地区差异。研究方法多采
, 图1 正向财富效应传导机制图
2. 负向财富效应
,
126
的上升。对于打算买房的人来说, 房价上涨则意味着未来购房支出增加, 在预算约束下他们只能减少当期消费, 增加储蓄。房地产负向财富效应的传导机制可以由图2表示
。
财经问题研究 2010年第2期 总第315期
(3) 式分解为股票资产和房产, 分别以S 和H t t 表示。将(3) 式代入(2) 式, 同时在消费函数中加入必要消费C 4) 式, 也就是本t 得到(文实证分析的理论模型。
W t =S +H t
C C ααααμt =t +1C (t -1) +2Y t +3S t +4H t +t
(3) (4)
三、中国房地产财富效应实证分析(一) 实证数据说明与地域划分
为方便分析地区差异, 本文综合考虑中国行政区划和经济发展情况, 将全国30个省、市、区(由于数据缺失, 未包含西藏) 分为5个部分, 如表1所示。收集的数据包括各地城镇居民人均消费性支出、城镇居民人均可支配收入、上
图2 负向财富效应传导机制图
证指数(按季度平均) 和居民居住价格指数, 分别代表(4) 式中的C 、Y 、S 和H , 样本区t t t t 间为2004年第1季度至2009年第2季度。
表1
区 域直辖市东部地区东北地区中部地区
当房价上涨时, 以上所论述的正向、负向传导机制会同时发生作用。正负效应抵消后, 才是我们最终看到的财富效应。需要强调的是, 这里
的传导机制是建立在房地产流动性充分、金融体系完善等假设基础上的。在研究具体问题时, 假设条件分析也是非常重要的。
(二) 理论模型
生命周期假说认为, 消费不仅与人们当期收入有关, 还与消费者未来收入的期望值、开始时的资产数量和年龄有关。而且, 消费者一生中消费支出流量的现值要等于一生中各期收入流量的现值。在最优消费点上, 生命周期假说理论可以用下面的消费函数表达:
C=αα0Y+1W
(1)
行政区域划分表
省 份
北京、天津、上海、重庆河北、江苏、浙江、福建、
山东、广东、海南辽宁、吉林、黑龙江山西、安徽、江西、河南、
湖北、湖南内蒙古、广西、四川、
财富效应系数-6. 171756-2. 370898-3. 501994不显著
西部地区贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆
不显著
我们假定每个区域中各省份之间无截面差异和时间差异, 因此其对应的消费函数不存在截距和斜率变化, 这适用于面板数据模型中的混合效
应模型, 如(5) 式所示。
C C αααα+μt =0+1C (t -1) +2Y t +3S t +4H t t
(5)
其中, Y 表示当期收入, W 表示现有资产。
由于在实际应用中很难找到合适的指标反映Y 和W, 因此(1) 式仅能作为研究消费和财富效应的基础。为了能够进行实证研究, 众多学者对其进行了改进。其中, 斯通采用的公式影响巨大
[14]
(二) 实证结果
实证分析是通过E v i e w s 6. 0实现的, 篇幅所限本文直接给出整理后的消费函数。首先, 将
30个省份的数据视为同一个样本, 得到全国的消费函数, 如(6) 式所示。然后, 按照表1中划分方式估计得到各个区域的消费函数, 如(7) 式至(11) 式所示。
全国的消费函数:
C . 3786+0. 139515C 585722Y t =239(t -1) +0. t -(t =4. 945434)
p =0(-3. 73651) 0. 0002
(12. 44669)
(85. 05233)
, 如(2) 式所示。
(2)
C αα+αt =1C (t -1) +2Y t 3W t
其中, Y 为当期可支配收入, W t 为当期资t
产存量, C 为上一期消费。莫迪里安尼认为(t -1) 斯通的公式很接近生命周期假定, 此模型也一直被认为是解释居民理性消费行为较准确的模型。为了便于研究房地产的财富效应, 本文对(2) 式进一步修正。由于居民财产大致可以分为金融资产(包括存款、股票等) 和实物资产) , W t 0. 012394S 0. 677462H μt -t +t
(-1. 606804)
0. 1086
2
2=0. , A u s t e d R =0. ,
(6)
中国房地产财富效应地区差异分析
D W =1. 440158, F =4029. 051
127
中部和西部地区房地产财富效应不显著, 在图中表现为水平直线, 它们仅在纵截距上存在差异。
直辖市、东北和东部地区房地产财富效应为负, 图中呈现出斜率为负的直线, 它们在截距和斜率上都存在差异。
直辖市的消费函数:
C 019+0. 028658C 591992Y t =1181. (t -1) +0. t -(t =5. 569246)
p =0(-0. 012075) 0. 9904
(1. 126462)
0. 2636
(40. 17628)
0. 000127S 6. 171756H μt -t +t
(-3. 056235)
0. 0031
2
R 2=0. 975976, A d j u s t e d R =0. 974695,
(7)
D W =1. 96001, F =761. 7204
东部地区的消费函数:
C . 5536+0. 193284C 548368Y t =375(t -1) +0. t -(t =3. 007007)
p =0. 0031(-1. 249678) 0. 2136
(9. 629432)
(45. 11195)
0. 009406S -2. 370898H +μt t t
R 2=0. 971616, A d j u s t e d R =0. 970775, D W =1. 316329, F =1155. 313
(-2. 08551)
0. 0389
2
(8)
东北地区的消费函数:
C . 6562+0. 071854C 782101Y t =268(t -1) +0. t -(t =2. 471633)
p =0. 0166(-1. 134284) 0. 2616
(3. 349174)
0. 0015
(49. 58169)
0. 00753S 3. 501994H t +μt t -(-3. 557501)
0. 0008
(9)
图3 全国及各区域房地产财富效应示意图注:估计过程中对C 和Y 进行了季节调整。t t 数据来源:中经统计数据库。
(27. 28817)
2
R 2=0. 982117, A d j u s t e d R =0. 980817,
D W =1. 645713, F =7551447
中部地区的消费函数:
C . 2863+0. 244257C 545715Y t =239(t -1) +0. t -(t =1. 867025)
p =0. 0644(-1. 701915) 0. 0915
(6. 88818)
0. 013271S . 70698H t +μt t -1
(-1. 318495)
0. 19
2
(10)
四、中国房地产财富效应地域差异解读从全国范围及中、西部地区看, 房地产财富效应不显著, 但是直辖市、东部和东北地区呈现
出负向房地产财富效应。这些现象可以从正、负效应传导机制强弱对比中得到解释。
(一) 假设条件未完全满足导致正向财富效应受限
流动性约束限制了房地产正向财富效应。房地产的变现受到众多因素的影响, 如需求偏好、交易方式选择、交易市场成熟程度以及信息的畅通性等。中国的情况则更为复杂, 以二手房价值评估为例, 我们还未形成科学规范又符合市场规律的评估体系, 从事评估的专业机构很少, 人员素质参差不齐, 公信力不足。此外, 众多规章、制度方面的模糊地带为房地产交易设置了诸多障碍。因此, 房价上涨, 虽然居民预期收入增加, 但是限于交易手续、制度约束带来的不确定性, 使得刺激消费作用有限。
传统家庭观念及消费观念致使房产成为有生之年不可变现的财富。从习语“安居乐业”中就可以看出, 中国人几乎将房子等同为家。人们往往将房子作为遗产留给下一代, 还不习惯于通过房屋抵押获取信贷, 增加消费。房价上涨带来的仅仅是名义财富的增多, 正向财富效应并不普遍存在。
R =0. 913165, A d j u s t e d R =0. 910145, D W =1. 754611, F =302. 3383
2
西部地区的消费函数:
C . 7265+0. 084897C 626834Y t =177(t -1) +0. t -(t =2. 628974)
p =0. 0092(-2. 124488) 0. 0349
(3. 596276)
0. 0004
(44. 62403)
0. 01092S 0. 038253H t +μt t -(-0. 063319)
0. 9496
(11)
2
R 2=0. 930817, A d j u s t e d R =0. 929398,
D W =1. 448709, F =655. 9042
尽管(6) 式至(11) 式中个别方程的D W 值不尽理想, 但综合看来这组消费函数的估计效果不错。依次分析这5个消费函数可以发现, 全国范围内股票市场财富效应显著(α, 房3显著) 地产的财富效应并不十分显著(α。44不显著) 个直辖市股票市场财富效应不显著, 房地产财富效应显著为负, 且影响系数α6. 17。东4达到-部和东北地区股市的财富效应同样不显著, 房地产财富效应也为负, 影响系数分别为-2. 37和-3. 50。中部地区股票以及房地产财富效应均不显著, 西部地区股票市场的财富效应显著, 房地产财富效应不显著。中国城镇居民房地产财富效应状况可以由图3表示。其中, 横轴代表房价, 纵轴代表城镇居民人均消费, 斜率代表房地产财
富效应影响系数, 纵截距代表必要消费。全国、
128
(二) 土地稀缺和预算约束下, 强烈的预期效应导致负向财富效应明显
现行的土地供给制度和城市化建设, 从根源上造成了土地资源的稀缺性。房地产生产周期长导致供给曲线陡峭, 供给弹性小; 而且, 房地产不存在合适的替代品, 替代弹性很小。东部地区工业化、城市化程度高, 人口密集, 土地更显得稀缺, 人们会自发产生房价上涨的预期。与此同时, 房地产商通过各种渠道, 营造土地紧缺的消息面。地王、天价楼盘的报道层出不穷, 这些报道进一步增长了房价上涨的预期。
在我们这样一个传统观念根深蒂固的国家, 青年人上学、买房和结婚并称为人生的三件大事。青年人是中国房地产市场刚性需求的主力, 同时也是中国日常消费的主力军。但是缺少积蓄使得买房成为青年人和两对父母共同的压力, 于是房价上升的预期会带来数倍的消费抑制效应。国际上通常采用房价收入比来衡量住房压力, 该指标越大表明住房压力越大, 如(12) 式所示。另外, 本文还构建了消费房价比来衡量房价对消费的挤出效应, 该指标越小表明房价对消费的挤出作用越大, 如(13) 式所示。在这里, 我们以三口之家作为普通家庭, 标准住房面积为
2
90m , ①每平米房屋均价以商品房销售额除以商品房销售面积表示。
一套标准住房平均房价(元)
房价收入比(12)
一个普通家庭年平均收入(元) 年人均消费性支出(元)
消费房价比单位平米房屋均价(元)
(13)
财经问题研究 2010年第2期 总第315期
联合国的研究认为, 合理的房价收入比区间应该为[3, 6], 世界银行专家认为应该是[4, 6]。他们还提出, 当房价收入比大于5时, 就认为该城市房屋购买力“极低”;当房价收入比大于6时, 可以认为存在房地产泡沫; 当房价收
入比超过7以后, 就会被世界上公认为“国际房价难承受的地区”
[15]
。通过图4可以看出, 中
国房价收入比已经全面超过7, 直辖市的房价收入比最大, 消费房价比最小, 西部地区的房价收入比最小, 消费房价比最大。将各地的房价收入比和消费房价比与房地产财富效应影响系数进行对比发现:地区经济越发达, 房价越高, 城镇居民住房压力越大, 房价上涨对消费的挤出效应就越明显, 房地产负向财富效应就越明显; 反之, 地区经济欠发达, 城镇居民住房压力越小, 房价上涨对消费的挤出效应就越不明显, 房地产负向财富效应就越不显著。
此外, 中、西部地区房地产财富效应不显著, 与其独有的特点分不开。首先, 由于资金紧缺, 西部社会保障给付标准比较低, 居民的参保意识也不是十分普遍。近年来, 虽然中、西部地区中心城市房价上涨现象明显, 但普通居民认为未来收入、医疗以及养老都存在诸多不确定性, 房地产正向财富效应并不显著。其次, 人口密度低, 建筑用地较多, 不少地区还存在单位建房、集资建房等现象, 房价上涨的预期不如东部地区强烈, 对消费的挤出效应很小。再次, 相对于东部地区, 中、西部地区的房地产市场更加落后, 限制了房地产的流动性。城市化进程、人员流动速度以及经济等各方面因素, 使得这些地区的房地产需求以刚性需求为主, 投机成分相对偏少。最后, 尤其是西部地区, 大部分城镇居民以必要消费为主, 即使房价上涨了, 居民消费也没有太多下降空间。
五、结 论
在本文的区域划分中, 直辖市、东部和东北地区共有14个省份, G D P 占全国G D P 的70%,
图4描述了2007年全国及各区域城镇居民的住房压力、消费挤出效应以及财富效应的
②
关系。
图4 2007年房价收入比、消费房价比与
财富效应影响系数关系图
数据来源:国家统计局网站, 中经统计数据库。
城镇人口占全国城镇人口的56. 6%。这些发达地区房地产财富效应显著为负, 说明近年来房地产价格的高涨已给中国的经济与社会发展带来了
2
2004年11月22日, 建设部政策研究中心颁布的2020年全面建设小康社会的21项居住标准中, 人均居住面积为35m , 这里我们
2
以人均30m 作为标准。
②、, ①
中国房地产财富效应地区差异分析
严重的隐患。
第一, 进一步扩大了收入差距, 影响城市化进程。尽管近年来居民的可支配收入呈现出快速增长的势头, 但房价以更快的速度递增。买房已经成为国民收入的“第三次分配”,国民财富加速向从事房地产开发、建材以及装饰材料生产等行业聚集, 行业间收入差距进一步扩大。对于进城务工人员来说, 高昂的房价使得他们只能充当城市的过客, 严重影响城市化进程。而且, 沉重的购房压力下容易滋生诸多社会问题, 必然会影响社会稳定。
第二, 影响消费结构和产业结构调整, 不利于居民生活质量提高。高涨的房价使得中产阶级在买房的压力下, 拉动消费的能力锐减, 不利于中国从外向型经济向内外兼顾型转变。次贷危机以来, 中国居民日常消费屡创新低, 豪车、古玩和艺术品市场却呈现出火爆的景象。这种消费结构严重扭曲的情形下, 高涨的房价成了套在居民头上的枷锁, 严重影响了居民生活质量的提高。第三, 过高的房价收入比意味着投机成分严重, 影响国家经济稳定发展。宽松的货币政策会逼迫金融系统为不断积累的流动性提供投资方向, 高涨的房价使房地产市场成为最佳选择。在土地供给量有限的情况下, 过剩的流动性必然推高土地和现房的价格, 导致众多有买房意愿的居民处于无奈的观望状态, 商品房逐渐演变为投机性商品。等到交易的下家迟迟不出现时, 泡沫破灭, 房地产商亏损倒闭, 接下来就是相关金融机构亏损甚至倒闭。地皮和房产投机为房地产泡沫破裂进而引发金融危机提供了必要的土壤。
综上所述, 中国中、西部地区房地产财富效应不显著, 但发达的直辖市、东部以及东北地区房地产财富效应显著为负。破解房价畸形上涨的困局是一项复杂的工作, 矛盾的焦点在于国家、地方、银行、开发商和居民利益的重新分配。具体措施方面, 笔者认为可以从改革土地供给体制、调整货币政策、丰富建房模式和严厉打击投机等方面入手。参考文献:
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(责任编辑:韩淑丽)