一、学术回顾
自 20 世纪 90 年代以来，全球住房市场激烈变动，住房价格变动对实体经济产生了巨大的影响（ 如日本泡沫经济、亚洲金融危机和美国次贷危机） ,因此，住房价格波动对宏观经济的影响效应研究成为全球各国政府和学术界关注的焦点。梁云芳（ 2006） 、段 忠 东 （ 2007） 、丁 珊 （ 2007） 、唐 志 军（ 2010） 通过对中国房价与 GDP 的实证研究发现，房价上涨对 GDP 具有正向促进作用。况伟大（ 2011）利用中国 35 个大中城市的数据分析发现，房价上升会使居民的住房消费面积减少、非住房消费增加。
朱新玲（ 2006） 通过对中国 35 个大中城市的研究发现，房价上涨对居民消费有明显的挤出效应。刘旦（ 2007） 基于中国的房价与消费数据分析发现，不同类型的住房价格波动对消费有不同的影响，表现为高档住房价格波动对居民消费具有正向影响，而经济适用房和普通住房价格波动对居民消费具有负向影响。李玉山（ 2006） 通过对中国的研究发现，房价变动对消费在短期和长期内都有影响，只是短期内表现为负效应，长期来看具有正效应。这些研究分析了房价变动对 GDP 和居民消费支出的影响，但是，关于住房价格变动对经济、消费和投资的区域差异性比较及其原因研究方面还非常有限。张红（ 2005） 指出房价变动对消费的作用程度存在区域差异性，但是并没有对区域差异性的原因作进一步的解释。孔宪丽（ 2011） 利用聚类分析方法研究了房价变动对不同区域的影响差异，但是只考虑了消费支出，并没有分析对消费水平的影响。本文试图通过住房价格变动对居民消费支出、消费水平、开发商住房投资、人均 GDP 和人均可支配收入的影响分析，研究房价变动对宏观经济的影响，并通过中国东、中、西部的比较，分析这种影响的区域差异。
二、住房价格变动对宏观经济影响的途径分析
借鉴国内外学者的研究，本文认为，住房价格变动对宏观经济的影响途径如图 1 所示。由图 1 可以看出： 1. 住房价格变动会通过“财富效应”、“替代效应”、“流动约束效应”、作用于居民的消费，产生对消费支出的影响。2. 住房价格变动会影响房地产开发商和消费者对未来房价变动的预期，消费者在预期作用下会改变对住房的需求，开发商在价格预期和住房市场需求改变的双重作用下会通过调整住房供给来实现利润的最大化，从而影响房地产开发商对住房的投资。3. 消费和投资作为拉动国民经济的两驾马车，住房价格变动会通过居民消费支出和开发商住房投资的变动作用到国民经济的变动中，表现出住房价格变动对人均 GDP 的影响。4. 住房价格变动会影响房地产税负发生变动，在人均 GDP 和房地产税负的作用下会产生对居民可支配收入的影响。5. 住房价格变动会引起商品物价发生变动，在物价和居民消费支出发生改变的条件下，住房价格变动会形成对居民消费水平的影响。
三、住房价格变动对宏观经济影响的实证研究
（ 一） 样本数据和变量说明
不同的区域由于地理位置不同、房价水平不同、经济水平不同、住宅需求类型不同，住房价格变动对地区宏观经济的影响存在差异。为了验证这种观点，本文从住房价格变动对经济、消费和投资三方面进行分析，选择中国 31 个省、市、自治区 2000 年 ~2011 年的数据作为样本，对东、中、西部地区进行比较研究，其中，东部地区样本包括 12 个省、市、自治区，中部地区样本包括 9 个省、市、自治区，西部地区样本包括 10 个省、市、自治区。
由于商品住宅价格更能体现市场机制作用下住房价格的真实水平，所以，住房价格指标选择商品住宅销售价格（ CHP） .考虑到中国的商品住宅市场集中在城市（ 镇） ,为了能够保证指标之间的对应关系，所以，本文在指标选择时尽可能以城镇居民的对应值作为样本。按照上面的理论分析，经济方面选择城镇居民人均可支配收入（ PDI） 、城镇居民消费水平（ HCL） 、城镇居民家庭平均每人全年消费性支出（ HCE） 、房地产开发企业的住宅完成投资（ RI） 、人均地区生产总值（ PGDP） 进行实证。这些指标的统计数据均来源于 2001 年 ~ 2012 年的《中国统计年鉴》。人均地区生产总值通过地区生产总值（ GDP） 和地区年均人口数（ POP） 计算得到。同时，为了消除通货膨胀的影响，利用相应省、市、自治区的 1999 年为基期的 CPI 定基指数对 PGDP、PDI、HCL、HCE、RI 指标序列进行了平减。
（ 二） 住房价格变动对宏观经济影响的面板向量自回归模型
首先，针对东、中、西三个样本分别对商品住宅销售价格与代表经济、消费、住宅投资的五个变量进行面板单位根检验，以确定变量的平稳性； 然后，分析变量之间的协整关系，在同阶单整的条件下构建面板 VAR 模型。
1. 面板单位根检验
为了避免因检验方法本身的局限而对检验结果带来的负面影响，本文同时采用了 LLC、IPS、ADF -Fisher 和 PP - Fisher 这四种方法对 CHP、PDI、HCL、HCE、RI、PGDP 进行单位根检验。单位根检验的结果显示： 除了中部地区的 HCE 以外的变量都不能完全拒绝“存在单位根”的原假设，变量是非平稳的，而当对这六个变量的一阶差分值进行检验时，基本上可以认为显着的拒绝了“存在单位根”的原假设。
所以，我们可以认为东部、中部和西部的 CHP、PDI、HCL、HCE、RI、PGDP 都是一阶单整序列。
2. 面板协整检验
在面板单位根检验的基础上进行面板协整检验，以检验 CHP 与 PDI、HCL、HCE、RI、PGDP 五个变量之间是否存在长期均衡关系。这里选择建立在Engle and Granger 两步法基础上的 Pedroni 检验和Kao 检验，由检验结果可以看出： ①东部地区： PDI -CHP、HCL - CHP、HCE - CHP、RI - CHP 没有通过Panel rho、Group rho 两个统计量的显着性检验； PG-DP - CHP 没有通过 Panel v、Panel rho、Group rho 三个统计量的显着性检验。②中部地区： PDI - CHP只通过 Panel ADF、Group ADF 两个统计量的显着性检验，HCL - CHP、HCE - CHP、RI - CHP 都通过了包含 Panel ADF 和 Group ADF 的四个统计量的显着性检验，且四个关系均通过了 Kao 检验； PGDP -CHP 只通过 Panel v、Panel ADF 两个统计量的显着性检验，且 Kao 检验接受了“不存在协整关系”的原假设。③西部地区： PDI - CHP 只通过 Panel pp、Group ADF 两个统计量的显着性检验； HCE - CHP只通过 Panel ADF、Group ADF、Panel pp 三个统计量的显着性检验； HCL - CHP、RI - CHP、PGDP - CHP没有通过 Panel rho、Group rho 两个统计量的显着性检验，且 RI - CHP 没有通过 Kao 检验。但是，Pedro-ni（ 1999） 的 Monte Carlo 模拟实验结果表明，在小样本条件下，Panel ADF 和 Group ADF 统计量较其他统计量有着更好的性质，Panel PP 和 Group PP 统计量次之，其他则最差，所以，Panel v、Panel rho、Grouprho 统计量没有通过显着性检验对变量之间存在面板协整关系的结论没有影响，由此，我们可以认为除中部地区的 PGDP - CHP 变量组合之外的所有变量组合都存在面板协整关系。而中部地区的 PGDP -CHP 由于通过了 Panel v、Panel ADF 两个统计量的显着性检验，也可认为基本上存在面板协整关系。
因此，东部、中部和西部的五个变量组合都存在着长期协整关系。
3. 面板 VAR 模型的建立与结果分析
为了研究 PDI、HCL、HCE、RI、PGDP 与 CHP 之间的长期动态作用机制，借助面板向量自回归模型进行分析。由于本文所选择的样本为大 N 小 T 的面板，所以，可以采用 GMM 方法进行估计。由单位根检验结果可知，东、中、西部的 CHP、PDI、HCL、HCE、RI、PGDP 均为一阶单整序列。根据恩德斯（ 2006） 的建议用 T1/3 作为最大滞后期，同时根据相关经验和脉冲响应函数的收敛情况，本文确定HCE - CHP、RI - CHP、PGDP - CHP、PDI - CHP、HCL - CHP 五个变量组合对应的 PVAR 模型的最优滞后阶数分别为 1、1、2、2、1,利用 GMM 方法对PVAR 模型进行了估计，估计结果见表 1.
由表 1 可以看出： ①商品住宅价格对城镇居民消费支出的影响在中、西部均不显着，在东部表现为滞后一期的商品住宅价格对居民消费支出有显着的负影响。②商品住宅价格对开发商住宅投资完成额的影响在东部不显着，而滞后一期的商品住宅价格对中、西部的住宅投资完成额有显着的正影响。③商品住宅价格对人均 GDP 的影响在东、中、西部各不相同。东部表现为滞后两期的商品住宅价格对人均 GDP 的影响显着为负； 中部表现为滞后一期的商品住宅价格对人均 GDP 的影响为正，滞后两期的商品住宅价格对人均 GDP 的影响为负； 而西部商品住宅价格对人均 GDP 的影响不显着。④商品住宅价格对东部和中部人均可支配收入有显着的负影响，而对西部人均可支配收入的影响不显着。同时，对东部的影响表现为滞后一期商品住宅价格产生的负效应，而对中部的影响表现为滞后两期商品住宅价格产生的负效应。⑤商品住宅价格对城镇居民消费水平的影响在东、中、西部地区有明显不同。滞后一期的商品住宅价格对东部的居民消费水平有显着的负影响，对西部的居民消费水平有显着的正影响，而对中部的居民消费水平影响不显着。
（ 三） 住房价格变动对宏观经济的动态影响分析
PVAR 模型估计系数只能反映变量之间的局部关系，为了分析内生变量在接受到某种冲击后对其他变量的动态影响路径，需要进一步研究脉冲响应函数（ IRF） .IRF 是用来衡量随机扰动项的一个标准差冲击对其他变量当前和未来取值的影响轨迹，能比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用和效应，并从动态反应中判断变量间的时滞关系。本文通过给予变量 CHP 一个标准差的冲击，使用 MonteCarlo 模拟了 500 次得到了东、中、西部地区的五个PVAR 模型对应的脉冲响应函数图，如图 1 至图 5所示，其中每个图的中间线条为 IRF 点估计值序列，上下两条线分别表示 95%的置信区间的上下界。
1. 住房价格变动对居民消费支出的动态影响
由图 2 可以看出，给 CHP 一个标准差的冲击，东、中、西部的城镇居民消费支出表现出完全不同的响应过程。西部的城镇居民消费支出基本保持不变； 东部的城镇居民消费支出在当期就表现出下降，且这种负向影响一直持续； 而中部的城镇居民消费支出在当期就表现出正向影响，但影响程度很小，且这种影响在第 4 期至第 6 期呈现逐步下降，基本回复到波动之前的消费支出水平。这种不同的响应过程是由于： 东部经济相对发达，居民消费处于较高水平，在商品住宅价格接受到一个正的冲击后，财富效应表现的并不明显，而替代效应和流动约束效应在一定程度上对消费起到了抑制的作用，所以，东部表现出了居民消费支出的下降； 而中西部居民的消费水平相对偏低，在商品住宅价格接受到一个正的冲击后，住房价格对居民消费影响的财富效应显着，即对消费有促进作用，所以，中部表现出了居民消费支出的小幅增加； 西部由于房价基础水平较低，尽管财富效应显着，但是增加的财富值较小，再加上习惯性消费（ 低消费支出） 的影响，使得居民表现出了稳定的消费支出，即西部在商品住宅价格接受到一个正的冲击后，消费支出基本不受影响.
2. 住房价格变动对住房投资完成额的动态影响
由图 3 可以看出，给 CHP 一个标准差的冲击，东、中、西部的住宅投资完成额表现出基本相同的响应过程，即住宅投资完成额在受到一个正的商品住宅价格冲击后在当期就表现出大幅度的正向影响，且这种正向影响具有持续效应，只是东部和中部的住宅投资完成额在第 4 期响应值末达到最大，而西部的住宅投资完成额在第 2 期响应值末达到最大。
这种响应过程是由于： 商品住宅价格在接受到一个正的冲击后表现出快速的上涨，房地产开发商为了能够获取更多的利润，会加大力度进行住宅的开发，促使住宅投资完成额不断增加，表现出对商品住宅价格波动的正向响应。至于西部住宅投资完成额最大响应值的发生时间早于东中部最大响应值的发生时间，主要是由于西部的住宅需求更多为刚性需求，所以，房地产开发商只能短期内增加投资来实现利润的最大化，如果长期一味地增加投资和供给，会形成住宅市场供过于求的局面，导致住宅价格向下波动，降低开发利润。相对于西部而言，东部和中部的经济较发达，对居民生活、就业的吸引力较大，自然会增加居民对住宅的需求，一定程度上会导致投资和投机需求的增加，使得房地产开发商投资的最大响应值发生时间晚于西部。
3. 住房价格变动对人均 GDP 的动态影响
图 4 可以看出，给 CHP 一个标准差的冲击，东、中、西部的人均 GDP 会产生不同的响应。东部的人均 GDP 最初会产生较剧烈的正向响应，并在第 1 期末响应值达到最大，随后的第 2、3 期影响程度大幅度减少，在第 4 期至第 6 期处于基本平稳状态且响应值接近于 0,说明商品住宅价格变动对东部的经济总体上有着正向促进作用，但影响不具有持续效应； 中部的人均 GDP 与东部有类似的响应过程，只是在第 4 期至第 6 期基本平稳的过程中仍表现为较大的正响应值，说明商品住宅价格变动对中部的经济发展有着长期的促进作用； 西部的人均 GDP 在第1 期至第 6 期没有受到影响，说明商品住宅价格变动对西部的经济没有影响。其原因在于： ①东部的房价上涨一定程度上抑制了居民的消费支出，但是由于投资和投机性需求使得房地产开发商加大了住房的投资力度，在消费与投资的双重作用下，经济表现出了正向响应。但是，尽管房地产投资带动了经济的发展，但由于东部房价本身处于较高水平，所以房价的上涨可能会使房价脱离真实价值，出现泡沫，这样经济只能在短期内呈现正向响应，泡沫的发生会使经济再度下滑，回复到原来的均衡状态，所以，商品住宅价格变动对东部的经济只有短期的正向促进作用。②中部房价上涨对居民消费和住房投资都有正向促进作用，所以，在消费和投资的双重作用下，经济表现出了对房价上涨的正向响应。同时，由于中部的房价比东部相对偏低，房价的上涨不会积聚到房地产泡沫的产生，所以，房价的上涨对中部的经济发展有着长期的促进作用。③西部的房价上涨对居民的消费基本没有影响，对房地产开发商的住房投资有一定的短期促进作用，在消费和投资的双重作用下，应该对经济有短期的促进作用，但由于西部的经济落后，对外部资金的吸引力不够，所以，住房投资的增加可能是以牺牲其他投资为代价的，也就是说，尽管住房投资短期内有所增加，但其他投资可能有所减少，就总投资而言可能保持不变。这样，消费和投资作用下的国民经济也不会受到影响。因此，西部表现出了在商品住宅价格接受到一个正的冲击后经济没有变化的现象。
4. 住房价格变动对人均可支配收入的动态影响
由图 5 可以看出，给 CHP 一个标准差的冲击，东部和中部的人均可支配收入都会产生较小的负影响，只是东部的这种负影响在当期立刻表现出来，而中部在第 3 期才开始逐渐显现，而西部的人均可支配收入基本不受影响。这种不同的响应过程是由于：
①东部的经济尽管在受到一个正的商品住宅价格冲击后表现出短期的促进作用，人均 GDP 有所上升，但是高额的房价会导致房地产税负的上涨高于人均GDP 的上涨，其结果是人均可支配收入在当期表现出负向影响，而且由于人均 GDP 的正向影响在第 1 期末达到最大，之后开始逐渐减弱，第 4 期至第 6 期保持平稳，所以，人均可支配收入的负向影响在第 1 期至第2 期逐渐增强，第4 期至第 6 期保持基本平稳状态。②中部的房价比东部的房价相对偏低，当人均GDP 在受到一个正的商品住宅价格冲击后表现出较剧烈的正向影响时，人均 GDP 的增长基本上能够抵消房价上涨所形成的房地产税负的上涨，所以，中部的人均可支配收入在第1、2 期没有受到影响。但是，当人均 GDP 的正向影响在逐步减弱的过程中达到第3 期的程度时，房地产税负的上涨高于人均 GDP 的上涨，因此，人均可支配收入的负向响应开始逐步显现。
只是由于房地产税毕竟只占收入的很小一部分，所以，东部和中部的人均可支配收入的负向影响程度较小。③西部由于房价较低，当商品住宅价格受到一个正的冲击后，房地产税负的增长幅度较小，而人均GDP 不受影响，所以，人均可支配收入也基本不受影响。
5. 住房价格变动对居民消费水平的动态影响
由图 6 可以看出，给 CHP 一个标准差的冲击，东、中、西部的城镇居民消费水平表现出完全不同的响应过程。中部地区的城镇居民消费水平基本不受影响； 东部地区的城镇居民消费水平在当期就表现出负向影响，尽管这种负向影响程度较小，但具有持续效应； 而西部地区的城镇居民消费水平在当期就产生了正向影响，且在第 1 期末响应值达到最大，在随后的第2 期至第6 期影响程度逐渐减少，但总体上仍然是有程度较小的正向影响。这种不同的响应过程其原因在于： ①东部地区由于房价上涨的财富效应不显着，而替代效应和流动约束效应一定程度上对居民消费支出产生了影响，导致居民实际消费支出减少，也就是说，平减了物价水平的居民消费支出减少，自然居民的实际消费水平会有所下降。所以，东部地区房价上涨对居民的消费水平具有负效应。②中部地区由于房价上涨的财富效应显着，使得居民的实际消费支出有所增加，但是，中等消费水平的习惯形成会促使居民在存在物价上涨预期的作用下，预防性储蓄动机增强，消费水平只保持原来的水平，而不是立刻提升。所以，因此，中部地区的房价上涨对居民消费水平没有产生影响。③西部地区的居民消费支出在受到一个正的商品住宅价格冲击后没有响应，但是，由于消费水平处于低水平状态，说明更多的消费支出用于了日常的必需品，在物价有进一步上涨预期的作用下，居民会选择提前购买必需品来避免日后物价上涨带来的损失，因此，居民的消费水平表现出短期的提升，但是随着时间的推移，这部分消费已经不会再继续，所以，第2 期至第 6 期的居民消费水平影响程度逐渐减少，但总体上仍然有正向影响。
四、结论
通过住房价格变动对宏观经济影响分析的实证研究，得到以下结论： 第一，不同地区居民消费水平差异使得房价变动形成的财富效应大小不同，导致不同地区的城镇居民消费支出对住房价格变动表现出完全不同的响应过程。第二，房价作为影响房地产开发商住宅供给的重要因素，使得住房价格变动对房地产开发商的住宅投资具有快速的正向影响，且这种影响具有持续效应。第三，不同地区居民消费支出和开发商住房投资对住房价格变动的不同响应过程，导致住房价格变动对不同地区的人均 GDP 有不同的影响。
第四，不同地区的房价基础水平不同使得房价变动所形成的房地产税负变动不同，引起不同地区的人均可支配收入对住房价格变动具有不同的响应过程。第五，不同地区的经济发展水平不同，使得居民在房价上涨形成物价进一步上涨预期的条件下，不同地区居民的城镇居民消费水平对住房价格变动表现出完全不同的响应过程。因此，地方政府要结合地区实际分析房价变动对宏观经济的影响，有效发挥房地产业在国民经济中的作用。
参考文献：
段忠东。2007. 房地产价格与通货膨胀、产出的关系---理论分析与基于中国数据的实证检验[J]. 数量经济技术经济研究（ 12） :127 -139.
恩德斯。2006. 应用计量经济学： 时间序列分析（ 第 2 版）[M]. 北京： 高等教育出版社。
丁珊。2007. 房地产价格波动与宏观经济指标关系的实证研究[J]. 中国物价（ 7） :48 -51.
鞠方，皮俊房。2013. 价波动对通货膨胀影响的实证研究[J]. 求索（ 4） :27 -29.
况伟大。2011. 房价变动与中国城市居民消费[J]. 世界经济（ 10） :21 -34.
孔宪丽。2011. 房价波动对城镇居民消费影响效应的区域差异性分析[J]. 统计与决策 （ 24） :108 -110.
李玉山，李晓嘉。 2006. 对我国居民消费的财富效应计量分析[J]. 山西财经大学学报（ 2） :39 -43.
梁云芳，高铁梅。 2007. 中国房地产价格波动区域差异的实证分析[J]. 经济研究（ 8） :133 -142.
唐志军，徐会军，巴曙松。2010. 中国房地产市场波动对宏观经济波动的影响研究[J]. 统计研究（ 2） :15 -22.
王琢卓，李玉双。 2013. 中国潜在产出测算与宏观经济政策选择[J]. 求索（ 9） :233 -235.
张红。2005. 房地产经济学[M]. 北京： 清华大学出版社。
朱新玲，黎鹏。2006. 我国房地产市场财富效应的实证分析[J]. 武汉科技大学学报（ 社会科学版） （ 2） :16 -18.
CONTRERAS J,NICHOLS J. 2010. Consumption responsesto permanent and transitory shocks to house appreciation[Z]. FEDS Working Paper.
DRONI P. 1999. Critical Values for cointegration tests inheterogeneous panels with multiple regressors[J]. OxfordBulletin of Economics and Statistics,60（ 1） : 653 - 670.
