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住房价格上涨对城镇居民收入差距的影响机理与实证分析
中国实施住房分配货币化制度改革以来,房地产业迅速发展。住房价格的快速上涨会通过财富分配效应、消费挤出效应和通货膨胀效应起到拉大城镇居民收入差距的作用。本文使用1999—2010年全国31省的面板数据,构建了包括商品房价格在内的城镇居民收入差距多因素模型,验证住房体制改革之后,我国商品房价格尤其是商品住宅价格对城镇居民收入差距变动的实际影响。结果表明,1999年以来,中国商品房价格对城镇居民收入差距产生了显著的正向影响,其中商品住宅的价格对城镇居民收入差距的正向影响更大。政府应该采取积极措施抑制商品房价格尤其是商品住宅价格的过快上涨,这必将有助于平抑城镇居民收入差距。
  关键词:商品房价格;商品住宅价格;城镇居民收入差距
  中图分类号:f126文献标识码:a文章编号:16710169(2012)04009106改革开放30多年来,随着土地制度和住房制度改革的不断深化,特别是1998年国务院发布《关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》,停止住房实物分配、逐步实施住房货币化的住房制度改革,中国房地产业得到了迅速发展。全国各大中城市商品房①价格持续快速上涨,1998—2010年,商品房的价格由每平方米2 063元上升到5 032元,年均名义增长率达到77%,商品住宅的价格由每平方米1 854元上升至4 725元,年均名义增长率达到81%。与此同时,城镇居民收入差距不断扩大,从1998年至2010年,中国的库兹涅茨指数②由035上升到043,收入不良指数也从326上升至541。Www.11665.Com从理论上说,住房作为城镇居民资产的重要组成部分,其价格波动也可能会对城镇居民的财富及其分配状况产生重要影响。很多国家的经验也表明:当一国的资产价值急剧上升时,该国的收入差距将会随着扩大。那么,住房价格的上涨会通过哪些途径影响城镇居民收入差距?中国住房价格的上涨是否对城镇居民收入差距的扩大产生了显著影响?
  一、文献综述
  改革开放以来,中国城镇居民收入分配状况不断恶化的趋势激发了人们持续关注和探讨城镇居民收入差距问题。对于城镇居民收入差距扩大的原因,学者们从经济转型\[1\]\[2\]\[3\]、经济发展\[4\]、政府政策\[5\]、经济全球化\[6\]等多方面进行了探讨。近年来,部分学者开始从住房价格上涨的角度来研究城镇居民收入差距扩大问题。李实等学者\[7\]认为房地产价格上涨扩大的收入差距,使得高收入阶层获利更多。国家信息中心的一份研究报告也指出房价上涨过快加剧了地区之间和居民之间的贫富差距\[8\]。也有学者对此作了进一步的定量研究,例如,石弘\[9\]、陈灿煌\[10\]、汤浩和刘旦\[11\]、尹向飞和陈柳钦\[12\]等都通过建立向量自回归模型(var),使用协整和granger因果检验方法对高房价和城镇居民收入差距之间的动态关系进行实证检验,大多数结果表明住房价格上涨可能导致城镇居民收入差距扩大。这些分析存在的主要问题在于:第一,在理论研究方面,目前理论界对住房价格波动影响城镇居民收入差距变动的传导机制的研究较少且不系统;第二,在实证研究方面,几乎所有的定量研究使用的都是中国1998年之后的时间序列数据,时间序列过短;而且,在研究住房价格对城镇居民收入差距的影响时,选取的控制变量过少,无疑影响了结论可信度和说服力。鉴于此,本文将对住房价格变动对城镇居民收入差距的影响机制进行理论分析,使用1999—2010年中国31省(市、区)的面板数据,构建包括商品住宅价格在内的城镇居民收入差距多因素计量模型,研究住房价格对城镇居民收入差距的影响。
  二、住房价格对城镇居民收入差距的影响机理(一)住房价格上涨的财富分配效应
  按照购房的目的不同,住房可以分为自住性住房和投资性住房两大类。自住性住房是指个人或家庭为居住目的而购买的普通住房。投资性住房则是指个人或家庭在已经拥有自住性住房的情况下,继续以投资获利为目的而购买的住房。根据拥有住房的类型不同,可以将住房市场上的个人或家庭大体分为三类,住房价格上涨对这三类人群的财富具有不同的影响:
  中国地质大学学报(社会科学版)2012年7月第12卷第4期胡晶晶:住房价格上涨对城镇居民收入差距的影响机理与实证分析第一类是拥有投资性住房的个人或家庭。这类人群持有投资性住房的成本主要包括购买住房占用的资金的机会成本(即利息)和持有住房需要缴纳的物业费;持有投资性住房的收益

则包括房租收入和房产交易的价差收入。随着住房价格持续上涨,一般而言,投资性住房的持有收益往往远大于持有成本,因此这类人群能够获得财富的增值。
  第二类是仅拥有自住性住房的个人或家庭。这类人群又可以细分为两种:一种是拥有自住性住房的完全产权的个人或家庭;另一种是虽然占有住房,但是仍然需要偿还住房抵押贷款的个人或家庭。对于前者而言,住房是生活必需品,虽然其拥有住房的完全产权,但却难以通过出租或出售住房来获得收益,因此,住房价格上涨只能带来其账面财富的增加,而对其实际财富状况的影响不大。对于后者而言,不仅难以通过卖出住房来实现价差收益,而且需要支付住房抵押贷款的利息。若住房价格的上涨水平小于其支付的利息,该类人群的财富减少;若住房价格的上涨水平等于其支付的利息,该类人群的财富不发生变化;即便是住房价格的上涨水平大于其支付的利息,该类人群的财富增加,也仅仅是账面财富的增加。
  第三类是无房户,即没有拥有产权的住房,只能依靠租赁来解决住房需求的个人或家庭。他们亦是住房的潜在需求者。住房价格的上涨不仅会导致房租的上涨\[13\](p11-20),直接增加其住房消费支出,而且也削弱了其购买自住性住房向第二类人群转化的能力。即使他们其中的一部分人成功地积累了一定的财富,实现了向第二类人群转化,也必须支付比以前多得多的资金来购买住房。这类人群支付的租金或高额的购房支出中的相当一部分就转化为了第一类人群的持有投资性住房的收益。
  就总体而言,住房价格的持续上涨倾向于增加第一类人群的财富,而减少第三类人群的财富,对第二类人群的实际财富影响不大,因此,房价的上涨在很大程度上说就是将第三类人群的财富转移给了第一类人群。一般来说,拥有投资性住房的个人或家庭大多属于中高收入者,仅拥有自住性住房的个人或家庭大多属于中低收入者,而相当一部分的无房户都是低收入者。这意味着住房价格的持续上扬将拉大不同收入阶层的贫富差距,促使财富不断地从低收入者转移至高收入者。而且,由当期住房占有的差异导致的财富分配差距存在着很强的“马太效应”,从而造成城镇居民“代际之间”的不公平。 住房价格上涨的消费挤出效应
  高房价现象的长期存在,必然会“挤占”居民的当期和未来的消费能力,对居民消费产生严重的负面影响。对于广泛存在的无房户和依靠住房抵押贷款购置住房的家庭而言,在住房方面的巨大支出必然会挤占其自身甚至下一代在教育等领域的消费支出,不利于其人力资本的提升,最终将导致这部分家庭的收入水平固化和向上流动能力的削弱。
  (三)住房价格上涨的通货膨胀效应
  资产价格上涨对通货膨胀的影响理论界早有研究,比较一致的结论是:资产价格的上涨会带来未来的通货膨胀。mishkin\[14\]认为资产价格波动主要会通过四个渠道向通货膨胀传导:一是住户部门的财富效应;二是“托宾的q理论”,即资产价格上涨会带来企业投资支出的增加,从而带动总需求的上涨;三是住户部门的资产负债表效应,即随着家庭持有的资产数量在家庭财富总额中的比重上升,资产价格的上涨会使住户部门的资产负债情况更加健康,住户部门将增加对耐用品的购买,从而提高社会的总需求;四是企业的资产负债表效应,即资产价格上升会导致企业净资本的增加,商业银行和其他金融中介机构将更愿意向企业发放贷款,从而形成更高的社会投资支出。此外,有些经济学家也认为资产价格上涨会引起企业生产成本的上升,最终形成成本拉动型通货膨胀。住房作为一种重要的资产,其价格的上涨也会通过以上渠道形成通货膨胀压力。goodhart和hofmann\[15\]、kongtnonikas和montagnoli\[16\]、段忠东\[17\]、李强\[18\]等学者的实证分析都表明房地产价格与物价水平之间存在着高度相关性。
  住房价格上涨的通货膨胀效应又会进一步加剧城镇居民之间的收入差距。通货膨胀的过程本身就是一种社会财富再分配的形式,会不断促使低收入者财富向高收入者转移。对于高收入者而言,一方面,消费占其全部收入的比重不大,通货膨胀对其影响较小,另一方面,他们可以通过购买股票、债券、基金等金融资产或者不动产产来实现财富的保值增值。而对于低收入者而言,一方面,消费在收入中占有较大比重,物价的上涨对其影响较大,另一方面,他们的收入在满足基本的生活消费支出之后余额有限,难

以像高收入者那样通过购买金融资产和不动产来实现财富的保值增值。可见,在通货膨胀过程中,高收入者财富会不断增加,低收入者财富逐渐缩水,而且高收入者的受益是以低收入者的利益受损为代价的,低收入者财富向高收入者转移必然会形成社会贫富的两极分化。
  三、商品住宅价格对城镇居民收入差距影响的实证检验(一)变量选取和数据说明
  1因变量(被解释变量)
  本文采用库兹涅茨指数(记为kuznets)和收入不良指数③(记为oshawa)来度量城镇居民收入差距④。具体数据系笔者根据各省区统计年鉴中所提供的按收入等级划分(七等分或五等分)的城镇居民的人均可支配收入计算而得。
  2自变量
  (1)解释变量。本文采用各地统计年鉴中“商品房平均销售价格”这一指标来反映商品房价格的变动。考虑到商品房中商品住宅的价格可能对城镇居民收入差距的影响最为直接,笔者采用了商品房中“商品住宅平均销售价格”这一指标来专门测度商品住宅价格的变动情况。为了扣除通货膨胀的影响,笔者以1999年为基年,利用各省区的当年居民消费价格指数对商品房平均销售价格和商品住宅平均销售价格进行了平减,平减后的商品房平均销售价格和商品住宅平均销售价格分别记为comprice和resprice。
  (2)控制变量。城镇居民收入差距受到众多因素的影响,因此,除了采取商品房(商品住宅)价格这一解释变量之外,还要将其他一些比较关键的影响因素作为控制变量纳入到模型当中,从而提高模型的解释力和拟合优度。根据已有文献和相关理论,产业结构、失业情况、人口增长情况、社会保障情况以及对外开放程度等也是影响城镇居民收入差距的重要影响因素。本文采用第一产业产值占gdp的比重(记为industry)来反映产业结构状况;用城市登记失业率(记为unemployment)来反映失业情况;用人口自然增长率(记为poprate)来反映人口增长情况;用社会保障和就业支出占财政支出的比重(记为socsecurity)来测度社会保障情况;用外贸依存度(记为trade)⑤来衡量对外开放程度(如表1所示)。表1变量的描述性统计
  指标样本数均值标准差最小值最大值kuznets3630396003303310528oshawa3634658096327238075comprice3722 4911 76382015 173resprice3722 3291 72372914 635industry3720144007200070364unemployment3650367000700060065poprate37205800325-00190158socsecurity3720134004900070308trade3720319041700321750
  本文面板数据时间起止为1999年到2010年。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》、《中国经济信息网》及各省区统计年鉴。缺漏值采用移动平均法填补。
  (二)模型设定
  根据前面所选取的变量,建立如下计量经济模型:
  incomegapiy=α0+α1compriceit+∑jαjxit,j+εit (1)
  incomegapiy=β0+β1compriceit+∑jβjxit,j+εit (2)
  模型(1)表示商品房价格对城镇居民收入差距的影响,而模型(2)表示商品住宅价格对城镇居民收入差距的影响。其中,下标i和t分别代表第i地区和第t年。imcomegapit用于反映第i地区在第t年的城镇居民收入差距⑥,第i地区在第t年的各类控制变量,包括:第一产业产值占gdp的比重(industry)、城市登记失业率(unemployment)、人口自然增长率(poprate)、社会保障和就业支出占财政支出的比重(socsecurity)和外贸依存度(trade)。估计方法
  本文主要考察自变量系数所反映出来的样本整体性效应,所以考虑混合最小二乘回归、固定效应模型和随机效应模型三种形式,并通过如下检验来确定模型形式:首先构造f统计量判断是否所有个体效应为零,进行固定效应和齐性参数的筛选;然后通过bp拉格朗日乘数检验进行随机效应和齐性参数检验;最后用hausman检验进行固定效应与随机效应之间的筛选。另外,由于面板数据往往容易存在异方差和序列相关问题,所以还须要利用modified wald检验和wooldridge检验分别对残差是否存在异方差和序列相关进行检验。设定检验结果如表2所示,检验结果表明,4个回归方程均适用于固定效应模型,但方程的残差都存在着异方差性或序列相关性问题,因此采用固定效应模型的稳健型标准误和xtscc命令,对其进行参数估计。
  (四)回归结果分析
  回归结果如表3所

,4个回归方程的调整r2都在40%以上,这说明模型的拟合效果整体不错,而且,控制变量的系数符号都保持不变,说明模型具有较高的结构稳定性。在控制了其他因素以后,无论采用库兹涅茨指数还是收入不良指数来测度城镇居民收入差距,商品房价格和商品住宅价格均与城镇居民收入差距表现出十分显著的正相关关系,此结果与前述理论分析结论一致。通过进一步计算各因素对城镇居民收入差距的边际影响(如表4所示),笔者发现,若以库兹涅茨指数来测度城镇居民收入差距,在其他因素不变的条件下,商品房价表2设定检验结果
  检验项目检验方法检验结果结论混合估计
  还是
  固定效应ftest方程ⅰ:f(30,320)=1373,
  prob>f=0000 0
  方程ⅱ:f(30,320)=1442,
  prob>f=0000 0
  方程ⅲ:f(30,320)=1372,
  prob>f=0000 0
  方程ⅳ:f(30,320)=1442,
  prob>f=0000 0均选择
  固定
  效应模型混合估计
  还是
  随机效应bp test方程ⅰ:chi2(1)=17664,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅱ:chi2(1)=21748,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅲ:chi2(1)=17910,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅳ:chi2(1)=21935,
  prob>chi2=0000 0均选择
  随机
  效应模型随机效应
  还是
  固定效应hausman
  test方程ⅰ:chi2(5)=19411,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅱ:chi2(5)=38909,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅲ:chi2(5)=18983,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅳ:chi2(5)=38558,
  prob>chi2=0000 0均选择
  固定
  效应模型是否存在
  异方差modified
  wald test方程ⅰ:chi2(31)=7 76885,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅱ:chi2(31)=1 15066,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅲ:chi2(31)=6 60001,
  prob>chi2=0000 0
  方程ⅳ:chi2(31)=1 01683,
  prob>chi2=0000 0均存在
  异方差是否存在
  序列相关wooldridge
  test方程ⅰ:f(1,30)=2660,
  prob>f=0113 4
  方程ⅱ:f(1,30)=15535,
  prob>f=0000 4
  方程ⅲ:f(1,30)=2617,
  prob>f= 0116 2
  方程ⅳ:f(1,30)=15517,
  prob>f=0000 5方程ⅰ和
  方程ⅲ不存
  在序列相关;
  方程ⅱ和
  方程ⅳ存
  在序列相关
  格每上升1%会导致城镇居民收入分配不平等程度恶化0021%,而商品住宅价格每上升1%则会导致城镇居民收入分配不平等程度恶化0067%;若以收入不良指数来测度城镇居民收入差距,在其他因素不变的条件下,商品房价格每上升1%会导致城镇居民收入分配不平等程度恶化0021%,而商品住宅价格每上升1%则会导致城镇居民收入分配不平等程度恶化0064%。可见,商品住宅价格的变动对城镇居民收入差距的影响要远远强于商品房价格的变动对城镇居民收入差距的影响。
  此外,估计结果还表明:第一,城市登记失业率对城镇居民收入差距具有显著的正向影响,说明表3固定效用模型的回归结果
  模型(1)模型(2)方程ⅰ方程ⅱ方程ⅲ方程ⅳcomprice333e06**
  (272)0000 124 2***
  (299)resprice354e06***
  (282)0000 127 5***
  (305)industry-0238 637 8***
  (-396)-2452 25*
  (-181)-0 232 727 6***
  (-375)-2349 765
  (-169)unemployment0824 013 5**
  (265)30232 61***
  (327)0827 038 7**
  (268)30361 36*** (329)poprate-0688 519 4***
  (-574)-24238 68***
  (-1163)-0696 495 6***
  (-571)-24345 36***
  (-1151)socsecurity0183 784 7***
  (311)4641 039**
  (224)0183 989 8***
  (312)4667 566**
  (226)trade0027 830 7***
  (328)1349 378***
  (429)0027 543

3 5***
  (332)1343 022***
  (431)常数项0397 258 7***
  (2378)3898 372***
  (794)0396 863 9***
  (2418)3895 988***
  (802)调整后的r20421 20418 20422 60419 0f129366918123696675样本数357357357357省份数31313131注:***、**以及*分别表示在1%、5% 和10% 水平上显著,括号里是系数的t统计量,f检验对模型的联合显著性程度进行检验。
  表4各因素对城镇居民收入差距的边际影响(弹性系数)
  模型(1)模型(2)方程ⅰ方程ⅱ方程ⅲ方程ⅳcomprice0021 090021 00resprice0067 120064 45industry-0086 32-0084 18-0075 63-0072 47unemployment0076 160076 440238 270239 28poprate-0099 54-0100 70-0298 79-0300 11socsecurity0062 400062 470134 350135 12trade0023 060022 820095 330094 88
  1999年以来城镇失业率的上升拉大了城镇居民收入差距;第二,社会保障和就业支出占财政支出的比重与城镇居民收入差距具有显著的正相关关系,这意味着1999年以来社会保障和就业支出占财政支出的比重的增加不仅没有起到缩小城镇居民收入差距的作用,反而恶化了城镇居民收入分配状况,这显然与政府宏观调控的目的相悖;第三,外贸依存度亦与城镇居民收入差距正相关,说明1999年以来对外开放程度的深化拉大了我国的城镇居民收入差距;第四,第一产业产值占gdp的比重与城镇居民收入差距负相关,说明1999年以来中国产业结构的升级拉大了城镇居民收入差距;第五,人口自然增长率对城镇居民收入产生了显著的负向影响,这说明随着经济的快速发展,人口自然增长率的下降也拉大了城镇居民收入差距。
  四、结论与政策建议
  通过对住房价格影响城镇居民收入差距的机制分析和实证研究,笔者发现,商品房价格和商品住宅价格在不同程度上影响了城镇居民收入差距的变化,导致了城镇居民收入分配状况的恶化,其中,商品住宅价格的上升对城镇居民收入差距扩大的影响更大。此外,本文还进一步证实,城市登记失业率的上升、对外开放程度的深化、产业化进程加快以及人口自然增长率的下降都是扩大城镇居民收入差距的重要因素。虽然1999年以来中国各省区的社会保障和就业支出占财政支出的比重均有所上升,但是并未起到缩小城镇居民收入差距的作用。
  政府应该加大对房地产业的宏观调控,抑制房价的过快上涨,从而有效地抑制城镇居民收入差距的扩大。第一,完善住房保障制度,加大保障性住房的供应。一方面,要增加保障性住房的土地供应,另一方面,还应当依据中低收入家庭的支付能力和住房困难程度,建立多层次的住房保障体系。住房保障形式应当多样化,“配补并举”、“租售并举”⑦,满足中低收入家庭多元化的住房需求\[19\],从而降低中低收入家庭的住房消费支出。第二,政府应当对中低价位、中小户型的普通住房建设给予一定的政策支持,并对普通住房的销售,在房贷利率、首付比例以及公积金贷款使用等方面给予优惠,降低普通居民的购房成本。第三,增加持有投资性住房的成本,抑制房地产投机行为。一方面,继续严格执行第二套房贷款政策,另一方面,可以适时开征物业税,充分发挥其在扭转财富分配失衡方面的巨大的杠杆作用。第四,加大对房地产市场违法违规行为和腐败的打击力度,完善社会公众对政府官员的监督机制。此外,还可以通过降低城镇失业率、完善社会保障制度、加大对城镇低收入人群转移支付的力度、提高社会保障资金的使用效率等方式,弱化产业结构升级、对外开放和人口自然增长率下降对城镇居民收入差距带来的负面影响。参考文献:
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 \[6\] 宁光杰,张宝忠.经济全球化与收入分配差距问题\[j\].当代经济研究,2004,(9).
  \[7\] 李实,魏众,丁赛.中国居民财产分布不均等及其原因的经验分析\[j\].经济研究,2005,(6).
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