1 引 言
近年來我國經濟總量持續增長，居民財富結構發生顯著變化，房地產財產性收入占居民全部收入的比重不斷上升。但迅速攀升的房價成了中國政策制定者們面臨的緊迫問題之一。按照經典經濟理論，Ａｎｄｏ ａｎｄ Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ（１９６３）認為房價上升具有收益特征，會對消費者未來的現金流產生影響，并通過決定消費者的初始財富水平影響其邊際消費傾向，從而促進社會消費的增加。他們將這一現象稱為房價的財富效應。國內學者也通過大量的實證分析得出結論，認為房價具有財富效應。劉建江 等（２００５）以消費函數理論為基礎，研究認為持續上漲的房地產市場，既增加公眾財富，又增強市場信心，擴大短期邊際消費傾向，促進消費擴張，進而推動經濟增長。鄔麗萍（２００６）認為房價財富效應存在并影響居民的消費決策、消費支出總額及結構，進而影響社會總需求并最終影響宏觀經濟增長，房價上漲的財富效應是造成居民收入差距拉大、貧富懸殊的重要因素。但是，劉麗（２００５）、姚玲珍（２００７）及劉國風（２００８）等通過對天津、廣東以及全國數據的分析，認為房價上漲并沒有刺激居民消費，反而對消費有一定抑制作用。由此引發對房價上漲推動或抑制消費的爭論，同時對于其產生的原因，也是研究者不斷探析的問題之一。
本文以重慶市為研究對象，探析房價上漲對居民消費的影響。
2 重慶市房價上漲與居民消費的關系研究
對房價的財富效應分析主要有兩種方法：一是從消費函數入手進行理論推導和計量檢驗；二是在房地產價格指數與居民消費之間建立模型進行計量檢驗。本文選擇第二種方法。
2.1 建立模型和檢驗
以房屋銷售價格指數（ＨＰ）和土地交易價格指數（ＬＰ）共同衡量房地產價格（ＲＰ）水平；以社會消費品零售總額作為居民消費（Ｃ）的衡量指標，截取重慶市２００４年第１季度至２０１１年第４季度的月度數據并采用Ｘ－１１方法進行平滑處理，轉化為季度數據（ＣＳＡ）①。引入通貨膨脹率（π）作為財富幻覺的變量。
建立對數模型：
α１和β１分別是方程的系數。α１ｉ和β２ｉ分別表示在考慮通貨膨脹條件下，房價ＲＰ對居民消費Ｃ的影響以及居民消費Ｃ對房價的影響；ｔ表示變量各期時間；ｉ表示滯后階數；μ是白噪聲誤差項。
應用Ｅｖｉｅｗｓ ６．０軟件對數據分別進行相關性檢驗、ＡＤＦ單位根檢驗、ＪＪ協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，結果顯示：ＣＳＡ與ＨＰ之間有較強的相關性，而ＣＳＡ與ＬＰ、ＣＳＡ與RP之間相關性較弱且程度接近，但方向相反；各序列的一階差分序列ＡＤＦ統計量小于５％顯著水平下的臨界值，是一階差分后平穩序列；重慶市居民消費、房價和通貨膨脹之間存在一個長期穩定的經濟關系；房價變動和居民消費之間存在長期的單向因果關系②。
2.2 ＥＣＭ模型結果分析
為進一步明確居民消費和房價之間的關系，利用Ｅｖｉｅｗｓ ６．０計量軟件，可以得出兩者的ＥＣＭ模型（括號內為ｔ值）：
Δｌｎ（ＨＰ）＝0.004+0.558ΔｌｎHPt-1+0.158ΔｌｎHPt-2-0.217ΔｌｎCSAt-1
?。ǎ埃玻担梗?（２．１１１） （０．５９４） （－０．８６３４）
+0.044ΔｌｎCSAt-2+0.750Δｌｎπt-1-0.940Δｌｎπt-2-0.641ECt-1
?。ǎ埃玻玻常?（１．５５３） （－２．７２１） （－２．０５７）
?。遥玻剑埃叮叮?２ Ａｄ－Ｒ２＝０．４８９ ６７
Ｆ＝ ２．６８４ ７５ ＤＷ＝２．１９３ ３
Δｌｎ（ＬＰ）=0.047+0.029ΔｌｎLPt-1-0.339ΔｌｎLPt-2-0.221ΔｌｎCSAt-1
?。ǎ保福埃矗?（０．０９４） （－１．３９４） （－０．５８８）
-0.668ΔｌｎCSAt-2+2.231Δｌｎπt-1-0.56Δｌｎπt-2-0.58ECt-1
?。ǎ保罚梗矗?（３．０１６） （－０．８２１） （－１．３８９）
Ｒ２＝０．６１０ ３ Ａｄ－Ｒ２＝０．３８２ ９８
?。疲剑玻叮福?７ ＤＷ＝２．２７４ ５
?。欤睿茫樱粒簦钡姆枮樨?，表明重慶市居民消費和房屋銷售價格存在異向均衡關系，即房地產價格上漲抑制了重慶市居民消費水平的提高。
3 房價上漲抑制居民消費的原因分析
基于統計意義的研究，我們發現現階段重慶市房價的財富效應為負。即房地產財富的積累，并沒有擴大居民的實際財富邊界，持續的房價上漲，抑制了社會居民的消費。
3.1 住房多為自用，制約房價財富效應釋放
重慶２０１１年城鎮居民家庭人均可支配收入３ ２１３美元，僅為同期上海市的５６％，絕對額差距超過２ ０００美元，經濟仍處于落后水平。另外，重慶城鎮居民人均住房面積是３１．７７平方米，戶均擁有０．１６處二套房，其中４３．８％用作出租，折算后僅有約７％的家庭有房租收入，居民仍處于剛解決基本住房需求的階段，目前消費者無法通過房屋出售來獲得房地產資產差價，可兌現的房價財富無法實現，房價上漲對消費增長的促進能力十分有限.
