房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入差距之間關(guān)系的實(shí)證研究文獻(xiàn)綜述本科學(xué)位論文

房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入差距之間關(guān)系的實(shí)證研究摘要:近年來(lái),房?jī)r(jià)和城市居民的收入差距在中國(guó)幾乎是同時(shí)發(fā)生的。本文選擇從1990年到2010年全國(guó)商品房?jī)r(jià)格的平均數(shù)據(jù)和城市居民的基尼系數(shù),并建立房地產(chǎn)價(jià)格和城市居民的收入差距的VAR模型,通過(guò)使用單位根測(cè)試、E-G兩個(gè)步驟協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和一些其他的方法,進(jìn)行城市房地產(chǎn)價(jià)格和居民收入差距的實(shí)證分析。結(jié)果表明,房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民的收入差距有積極的影響,上升房?jī)r(jià)增加貧富之間的極化窮,格蘭杰的解釋是房地產(chǎn)價(jià)格是居民存在收入差距的原因,居民的收入差距對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格也有一定的影響,他們是相互影響的關(guān)系。關(guān)鍵詞:協(xié)整測(cè)試,基尼系數(shù),房地產(chǎn)價(jià)格、居民收入差距1.介紹房地產(chǎn)作為家庭持有的一種重要的資產(chǎn),在家庭財(cái)富積累中起著重要的作用,這種屬性值的變化是由于房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng),直接影響到家庭持有的資產(chǎn)和財(cái)富。一方面,當(dāng)住房?jī)r(jià)格上漲,住房家庭可以實(shí)現(xiàn)更高的財(cái)產(chǎn)收入,而持有其他資產(chǎn)的居民其將相應(yīng)的遭受損失。相反,當(dāng)價(jià)格下跌時(shí),擁有住房的家庭將蒙受財(cái)富損失,但擁有其他資產(chǎn)的居民將相對(duì)的獲得某些好處,相當(dāng)于住房家庭的損失轉(zhuǎn)移到其他資產(chǎn)持有居民。另一方面,當(dāng)住房?jī)r(jià)格上漲,持有房產(chǎn)的不同收入水平家庭的收益是不一樣的。高收入人群傾向于持有更多的住房資產(chǎn),這樣更容易獲得高的財(cái)產(chǎn)性收入。而低收入階層,上升價(jià)格讓他們?cè)谫I房上背上更沉重的負(fù)擔(dān),這在很大程度上阻礙了他們的財(cái)富積累。2.文獻(xiàn)綜述有更多的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)討論與房地產(chǎn)價(jià)格和居民的收入差距之間的關(guān)系。Pudney和Wang認(rèn)為基于1986-1990年之前房地產(chǎn)市場(chǎng)化的數(shù)據(jù)福利住房分配制度存在不公平。分析表明,房地產(chǎn)市場(chǎng)化前住房分配系統(tǒng)存在一個(gè)巨大的效率損失。余的相關(guān)研究表明,不平等的住房分配1990-1998之間更大程度的擴(kuò)張,原來(lái)的受益人同時(shí)保持和擴(kuò)大自己的利益。不同的教育背景,不同的職業(yè)和社會(huì)群體之間的不同社會(huì)地位使越來(lái)越多的住房分配不均越來(lái)越嚴(yán)重,具體表現(xiàn)在房地產(chǎn)領(lǐng)域貧富差距不斷擴(kuò)大的主要原因。傅的研究表明沒(méi)有實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的改革,因?yàn)榧尤肓烁＠?很大程度上抑制購(gòu)買商品房的人,大大減少購(gòu)買熱情。當(dāng)然,在房地產(chǎn)市場(chǎng)革后,面對(duì)不斷上漲的房?jī)r(jià),越來(lái)越多的普通居民買房來(lái)實(shí)現(xiàn)財(cái)富的價(jià)值。KookshinAhn的相關(guān)研究表明,韓國(guó)居民的收入在1965年和1994年之間的繼續(xù)惡化,他還認(rèn)為,韓國(guó)房?jī)r(jià)繼續(xù)上升是造成貧富差距的主要原因。隨著物價(jià)上漲,住房所有者可以通過(guò)出售和出租獲得高收入,但沒(méi)有住房人們不得不面臨租金上漲和房?jī)r(jià)。在“財(cái)富不平等和資產(chǎn)定價(jià)”下,Gollier研究資產(chǎn)定價(jià)和貧富差距之間的關(guān)系,認(rèn)為貧富差距導(dǎo)致資產(chǎn)溢價(jià),雖然沒(méi)有直接的探索和房?jī)r(jià)和貧富差距之間的關(guān)系。雖然有許多國(guó)內(nèi)學(xué)者研究房地產(chǎn)和收入差距間的關(guān)系,但大多數(shù)的研究從房?jī)r(jià)與收入的角度進(jìn)行比率研究。李愛(ài)華,程恩華和李自然使用房?jī)r(jià)收入比衡量居民的住房購(gòu)買力,使用的2004年北京的相關(guān)數(shù)據(jù)作實(shí)證研究，結(jié)論是低收入家庭缺少房屋購(gòu)買了。在定量分析中,根據(jù)中國(guó)年鑒數(shù)據(jù)也有很多房?jī)r(jià)和收入差距之間關(guān)系的實(shí)證分析。陳Can-huang使用協(xié)整分析和誤差修正模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和向量回歸(VAR)模型,并使用1991-2004年的數(shù)據(jù)作房地產(chǎn)價(jià)格和城市居民收入差距間相互影響的實(shí)證分析,定量揭示了住房?jī)r(jià)格城市居民收入差距的影響程度[7]。唐昊和劉丹利用誤差修正模型,協(xié)整檢驗(yàn)和回歸分析的方法定量研究了房地產(chǎn)進(jìn)行價(jià)格變化對(duì)居民收入差距的影響。得出的結(jié)論是在1998，商品房平均價(jià)格已經(jīng)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的基尼系數(shù)的影響很大，在每個(gè)百分之一的商品房?jī)r(jià)格水平的變化，在城鎮(zhèn)居民收入分配的基尼系數(shù)的變化是0.36292%。他還認(rèn)為，在收入分配兩極分化的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)環(huán)境，房地產(chǎn)市場(chǎng)改革的必然將房屋所有權(quán)和房屋資產(chǎn)價(jià)值的極化，這成為社會(huì)貧富分化的一個(gè)非常重要的社會(huì)不平等的助推器，進(jìn)一步加快擴(kuò)大收入和財(cái)富的不同群體之間的差距，促進(jìn)了收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大的[8]。寧廣杰分析中國(guó)的住房制度改革的影響居民的收入差距,并使用中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查的相關(guān)數(shù)據(jù)(中文)在1991-2006年進(jìn)行分析。得出的結(jié)論是,工人住房產(chǎn)權(quán)形式是不同的,所以使房地產(chǎn)價(jià)值也有較大的差異;這些差異將進(jìn)一步影響居民收入分配和消費(fèi)水平。私有財(cái)產(chǎn)和的一部分,業(yè)主處于明顯的優(yōu)勢(shì)地位,在房地產(chǎn)價(jià)格上升的過(guò)程中獲得巨大的利益。但仍然依靠私人租房,國(guó)有的企事業(yè)單位住房家庭的劣勢(shì);通常承受高價(jià)格的成本。他的文章也強(qiáng)調(diào)過(guò)快，與房地產(chǎn)市場(chǎng)有改革的諸多不穩(wěn)定因素是同一個(gè)中國(guó)家庭的主要原因收入差距也在擴(kuò)大[9]。陳柳欽指出，房?jī)r(jià)上漲，隨著收入最高的收入增長(zhǎng)速度10%，使收入兩極分化，價(jià)格進(jìn)一步上漲加劇了貧富差距的分布，從而克服了貧富分化，是穩(wěn)定房地產(chǎn)價(jià)格[10]的一個(gè)重要方面。施弘使用從1987到2004的數(shù)據(jù)，利用基尼系數(shù)和商品房平均價(jià)格指標(biāo)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，驗(yàn)證了商品房平均價(jià)格水平和基尼系數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的長(zhǎng)期關(guān)系。結(jié)果表明，在商品房平均價(jià)格水平的上升而增加城鎮(zhèn)居民的收入差距[11]。馮濤，宗道通過(guò)詳細(xì)的數(shù)據(jù)來(lái)區(qū)分房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)之間城市和農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的不平等，和在不同的地區(qū)和不同收入水平居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)=的程度的不對(duì)稱性的驗(yàn)證。[12]最后，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入差距關(guān)系的研究，提出了調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)和調(diào)節(jié)居民收入差距的政策建議。這些研究已經(jīng)明確表示，住房?jī)r(jià)格是影響城鎮(zhèn)居民收入差距的重要因素。因此，采取有效措施控制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲將有助于縮小城鎮(zhèn)居民收入差距。如政府部門在審批機(jī)構(gòu)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)經(jīng)營(yíng)房地產(chǎn)的投資必須為大眾需求的主體，提高經(jīng)適房和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)廉租房比例，以及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)、銷售等各個(gè)環(huán)節(jié)，保持適當(dāng)?shù)恼魇諅€(gè)人收入稅，財(cái)產(chǎn)稅，等。加強(qiáng)普通商品房的銷售管理，規(guī)范價(jià)格行為，完善社會(huì)保障體系，調(diào)整收入分配政策。3.房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入差距的作用機(jī)理3.1房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民收入差距的影響首先，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制改變房地產(chǎn)價(jià)值的住房?jī)r(jià)格波動(dòng)引起的，會(huì)造成財(cái)產(chǎn)的數(shù)量變化?？紤]到的財(cái)富效應(yīng),它對(duì)居民收入的分布和分配有很大的影響和分布。第二，不公平的住房分配制度對(duì)收入差距的影響。住房分配制度，它把住房作為一種福利分配基于職業(yè)和社會(huì)地位，擴(kuò)大城市居民收入差距和擴(kuò)大原來(lái)不公平的住房市場(chǎng)化改革。第三,房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響收入差距的信貸機(jī)制。信用值的上升和住房抵押貸款資產(chǎn)的價(jià)值在家庭債務(wù)的增長(zhǎng)，同時(shí)，通過(guò)家庭加強(qiáng)商業(yè)銀行的外部融資能力。家庭可以在一個(gè)較低的利率獲得融資，擴(kuò)大居民消費(fèi)。第四，城鄉(xiāng)和區(qū)域差異，房地產(chǎn)價(jià)格推高收入差距。房地產(chǎn)市場(chǎng)的不平衡發(fā)展擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距。第五，支持房地產(chǎn)發(fā)展拓寬了居民收入差距的財(cái)稅政策。有時(shí)，通脹導(dǎo)致實(shí)際存款利率成為負(fù)。它不會(huì)使居民存款保持甚至無(wú)形折舊。房地產(chǎn)的所有權(quán)是更容易獲得貸款和投資通過(guò)銀行的判斷。低收入群體，誰(shuí)沒(méi)有住房，承受租金的上漲和房?jī)r(jià)帶來(lái)了巨大的壓力。銀行業(yè)金融杠桿影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的收入差距越來(lái)越大。第六,房地產(chǎn)價(jià)格上漲導(dǎo)致有住房和沒(méi)有住房者間的收入差距加大。擁有一套以上的住房的房主可以通過(guò)出租房屋獲得的租金。他們還可以通過(guò)房屋買賣中賺取差價(jià)。相反，沒(méi)有房子的人被要求支付住房不斷上漲的租金和承擔(dān)房?jī)r(jià)上漲的壓力。因此，業(yè)主和非業(yè)主之間的差距日益擴(kuò)大。3.2居民收入差距對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響日益擴(kuò)大的收入差距將在一定程度上推高房地產(chǎn)價(jià)格。首先，富人和窮人之間的差距較大，資金迅速的聚集在一部分人手中。在投資環(huán)境不確定和投資渠道不能實(shí)現(xiàn)多樣化的背景下，人們選擇持有房地產(chǎn)或其他投機(jī)資金。這樣，房地產(chǎn)的剛性需求增加，推動(dòng)價(jià)格上漲。其次，在更大的區(qū)域差距的情況，很多欠發(fā)達(dá)地區(qū)有更高的收入的居民會(huì)選擇在發(fā)達(dá)省份或城市買房子。它將導(dǎo)致在發(fā)達(dá)省份的高價(jià)格現(xiàn)象。最后，富人和窮人之間的差距也會(huì)通過(guò)財(cái)務(wù)杠桿提高房地產(chǎn)價(jià)格。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，高收入的人買房子作為一個(gè)致富的途徑，增加對(duì)房地產(chǎn)的剛性需求，進(jìn)一步推高房?jī)r(jià)。總之，房地產(chǎn)價(jià)格和收入差距相互影響。作為一種重要的家庭持有資產(chǎn)，房地產(chǎn)在家庭財(cái)富的積累中起著重要的作用。屬性值的變化導(dǎo)致了房?jī)r(jià)的波動(dòng),直接影響一個(gè)家庭的總資產(chǎn)和財(cái)富。城市居住,因?yàn)楦蟮淖》康谋壤?價(jià)格波動(dòng)傾向?qū)彝ヘ?cái)富產(chǎn)生重大影響。3.3房地產(chǎn)價(jià)格變化引起居民的貧富差距為了通過(guò)房地產(chǎn)價(jià)格變化導(dǎo)致居民財(cái)富的變化分析，我們計(jì)算出的平均住宅價(jià)格，住宅銷售面積，1998年2011住房每一百平方米的價(jià)格，包括財(cái)富增加到2011每一百平方米的住房?jī)r(jià)格?？梢钥闯鲎≌钠骄鶅r(jià)格和銷售區(qū)域的商業(yè)住宅在1998-2011年期間呈現(xiàn)出逐年增加的趨勢(shì)（表1）。在2004和2009兩個(gè)峰，在18.71%和24.69%的增長(zhǎng)，與上年相比。如果一個(gè)家庭有一個(gè)100平方米的住房在1998值約185400元，根據(jù)住宅的平均價(jià)格，房地產(chǎn)價(jià)值將上升到2011的499300元，增加313900元。也就是說(shuō)，2011房屋價(jià)值是1998的1.69倍。我們可以以同樣的方式計(jì)算2011年住宅增加的財(cái)富價(jià)值。數(shù)據(jù)顯示,越早購(gòu)買住房,財(cái)富增加的更多。例如,2010年100平方米住房的增加值是1998年的11.71倍(313900/26800);在2010年一個(gè)100平方米的住宅的附加值是2000年的11.36倍是2005年的1.48倍。可以得出結(jié)論,隨著中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格繼續(xù)上升,早期有能力購(gòu)買住房的家庭比與那些不富裕的家庭財(cái)富的增長(zhǎng)有很大的差距。此外,本文統(tǒng)計(jì)的是從1998年到2011年的住宅銷售面積、平均銷售價(jià)格,城市就業(yè)人員平均工資的數(shù)據(jù)。根據(jù)城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資不考慮通貨膨脹，如果我們采取平均工資為居民個(gè)人工資，從2000到2011個(gè)城市就業(yè)的工資總額為265686元。這就是說(shuō)，平均而言，11年居民的工資總額可以用來(lái)在2011買50平方米的住房。2011附加值的一個(gè)100平方米的住宅在304500元。這是2010的1.12倍，11年居民工資總額的。隨著房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)，業(yè)主獲得比那些只有工資收入的人更多的財(cái)富。此外,1998年住宅銷售面積為108271000平方米。我們使假設(shè)每個(gè)住房面積為80平方米;每個(gè)家庭擁有一套住房,沒(méi)有重復(fù)購(gòu)買和通貨膨脹。然后我們可以計(jì)算出有5413550人買他們的房子在1998年。它占城市總?cè)丝诘?.3%。這一比例在2000年為1.8%,2000年為3.1%,2010年為6.9%。可以看出，所占的比例非常小,從1998年到2011年。因此,結(jié)果表明,那些有能力購(gòu)買商品房的階層可以獲得豐富的高收入。他們還可以通過(guò)房屋買賣中賺取差價(jià)。相反，沒(méi)有房子的人被要求支付住房不斷上漲的租金和承擔(dān)房?jī)r(jià)上漲的壓力。因此，業(yè)主和非業(yè)主之間的差距正在擴(kuò)大，使收入結(jié)構(gòu)越來(lái)越壞。4.實(shí)證分析4.1模型選擇和變量描述4.1.1模型選擇本本文探討了住宅價(jià)格與通過(guò)VAR模型對(duì)居民收入差距的互動(dòng)關(guān)系。VaR模型是自回歸模型同時(shí)形式，所謂的向量自回歸模型。假設(shè)它的存在關(guān)系y1,t,y2,t,如果設(shè)立了兩個(gè)自回歸模型分別如下:y1,t=f(y1,t-1,y1,t-2…)y2,t=f(y2,t-1,y2,t-2…)(1)我們無(wú)法捕捉到的兩個(gè)變量之間的關(guān)系。如果設(shè)置同時(shí)形式，我們可以建立兩個(gè)變量之間的關(guān)系。VaR模型的結(jié)構(gòu)是兩個(gè)參數(shù)有關(guān)。一個(gè)包含變量數(shù)n，另一個(gè)是最大滯后階數(shù)K.采取兩個(gè)變量的y1ty2t滯后1VAR模型為例：其中μ1t,μ2t~IID(0,σ2)(μ1tμ2t)=0。它的矩陣形式如下:假設(shè)4.1.2數(shù)據(jù)和描述性統(tǒng)計(jì)本文使用的數(shù)據(jù)是從1990年至2010年全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的平均價(jià)格，用PR；從1990-2010年全國(guó)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)，用GN。其中，通過(guò)查閱相關(guān)年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》獲得了商品房均價(jià)數(shù)據(jù)，單位是元/平方米。計(jì)算的基尼系數(shù)是借鑒田韋敏的“計(jì)算和變化趨勢(shì)，中國(guó)的基尼系數(shù)”[17]。4.2固定測(cè)試和協(xié)整測(cè)試4.2.1data-ADF靜止試驗(yàn)準(zhǔn)備測(cè)試時(shí)間序列變量隨時(shí)間變化的特征實(shí)際上反映了時(shí)間序列的非平穩(wěn)性。如果直接進(jìn)行回歸分析對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列，會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。因此，在時(shí)間序列變量的回歸分析，首先需要對(duì)測(cè)試序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF檢驗(yàn)建立了單位根檢驗(yàn)對(duì)房?jī)r(jià)和基尼系數(shù)。本文運(yùn)用Eviews6.0軟件，和adoptsadf試驗(yàn)，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格和居民收入差距設(shè)置單位根檢驗(yàn)。從恒定和時(shí)間趨勢(shì)，根據(jù)測(cè)試結(jié)果來(lái)確定它是否包含趨勢(shì)和攔截，并選擇滯后自動(dòng)SIC準(zhǔn)則。具體的測(cè)試結(jié)果示于表3。（C，T，L）分別標(biāo)明常數(shù)，時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)。例如，（1，0，0）意味著是恒定的，沒(méi)有時(shí)間的趨勢(shì)，滯后階數(shù)為0，（1，0，1）意味著是恒定的，沒(méi)有時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)為1，等等。在lngn和LNPR進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示為表，ADF統(tǒng)計(jì)值lngn和LNPR是-2.5276和-2.3642。這兩個(gè)值大于5%的顯著性水平的臨界值，這表明lngn和LNPR這兩個(gè)變量是不穩(wěn)定的。這兩個(gè)變量的進(jìn)一步的檢查表明，這兩個(gè)變量的ADF的統(tǒng)計(jì)-3.7697and-3.2748，這是顯著小于5%顯著3.6736and臨界值3.0299的條件下，這表明lngn和LNPR存在單位根的5%的顯著性水平下，5%的顯著性水平下的一階微分變量對(duì)應(yīng)拒絕單位根的假設(shè)。4.2.2E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)通過(guò)前面的分析可以知道lngnandlnpr均為一階單變量時(shí)間序列的集成，可以對(duì)他們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，驗(yàn)證這兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系的存在。協(xié)整分析的實(shí)質(zhì)是基于回歸分析的兩個(gè)時(shí)間序列變量；建立了它們之間的回歸方程，然后采用的單位根檢驗(yàn)回歸方程的殘差序列。這是因?yàn)?，根?jù)恩格爾和Granger的理論，如果解釋變量與因變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因變量可以在一個(gè)線性方程的解釋變量表示。解釋變量的部分不能在回歸分析中的解釋，將形成一個(gè)殘差序列，如果殘差序列是平穩(wěn)的，那么我們可以確定確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系這兩個(gè)時(shí)間序列變量之間。相反，如果返回單位根的殘差序列的測(cè)試結(jié)果是不穩(wěn)定的，也就是說(shuō)穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系的變量之間不存在的回歸分析?；谶@一理論基礎(chǔ),是第一步采取LNGN和LNPROLS回歸分析,回歸結(jié)果Tab.4所示。R2=0.6314,D-W=1.1967,也就是說(shuō)模型本身不存在自相關(guān)現(xiàn)象?；貧w方程可以寫成:第二步是單位根檢驗(yàn)剩余項(xiàng),從回歸方程的結(jié)果知道選擇測(cè)試不包含常數(shù)根據(jù)國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)和時(shí)間趨勢(shì),選擇滯后自動(dòng)訂單號(hào)。進(jìn)行單位根檢驗(yàn)殘余,核實(shí)剩余的穩(wěn)定性序列。具體測(cè)試結(jié)果如Tab.5所示它可以從Tab.5,ADF的剩余價(jià)值序列是小于臨界值少于5%顯著性水平,它可以確定單位根假設(shè)在5%的顯著水平上拒絕了,也就是說(shuō),殘差序列是一種穩(wěn)定的序列。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)提到的理論以上,如果剩余序列是一種穩(wěn)定的序列,那么一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系存在在兩個(gè)變量之間。真正的關(guān)系房地產(chǎn)價(jià)格和收入差距是穩(wěn)定的,房地產(chǎn)價(jià)格改變每一個(gè)將導(dǎo)致基因變化的1%系數(shù)約為0.17%。4.2.3.誤差修正模型長(zhǎng)期的均衡關(guān)系和隨機(jī)誤差從E-G兩步法得到的協(xié)整檢驗(yàn)，建立房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入差距之間的誤差修正模型，以研究短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格和收入差距。讓:ecmt=mt=LNGNtlnprt2.5455+2.5455(6)然后短期誤差修正模型調(diào)整如下:ΔLNGNt=b0+b1ΔLNPRt+b2Δecmt-1+et(7)估計(jì)是:ΔLNGNt=-2.4712+0.1642ΔLNPRt+0.1510Δecmt-1(8)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)反映了從長(zhǎng)期趨勢(shì)的偏差的調(diào)整。當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格的LED城市居民的基尼系數(shù)偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)和短期波動(dòng)，將在0.1510的調(diào)整將不平衡的狀態(tài)回到平衡。4.3格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)根據(jù)以上分析，變量lngn和LNPR都是一階單整序列和它們之間存在協(xié)整關(guān)系，因此格蘭杰因果可檢驗(yàn)變量不同的滯后。它可以從Tab.6Tab.7看到,格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)組,當(dāng)滯后2和3,“房?jī)r(jià)不是基尼系數(shù)的格蘭杰原因”被拒絕在分別在1%和5%的顯著水平,和“基尼系數(shù)不是房?jī)r(jià)的格蘭杰原因”被接受格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)在VAR,當(dāng)滯后2,的顯著水平上拒絕零假設(shè)1%以下。這意味著價(jià)格變化的原因基尼系數(shù)的變化,相反,基尼系數(shù)系數(shù)不是價(jià)格變化的原因。單房地產(chǎn)價(jià)格之間存在因果關(guān)系變化和城市居民的基尼系數(shù)。4.4脈沖響應(yīng)分析和方差分解4.4.1脈沖響應(yīng)函數(shù)分析從圖1的收入差距的脈沖響應(yīng)在房?jī)r(jià)我們可以看到,在短期內(nèi),價(jià)格對(duì)居民收入差距產(chǎn)生積極的影響。影響第二階段達(dá)到最大值，然后沖擊逐漸減弱，在第五期的沖擊減少到0，然后逐漸增加。圖2顯示了基尼系數(shù)對(duì)房?jī)r(jià)的影響；在第三期的影響達(dá)到最大值，在對(duì)收入差距的影響，整個(gè)房子的價(jià)格一直比較穩(wěn)定，沒(méi)有出現(xiàn)大的波動(dòng)?？梢哉f(shuō)，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)收入差距的影響是相對(duì)穩(wěn)定的；收入差距也會(huì)對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生積極的影響。4.4.2方差分解使用方差分解的方法，以lngn方差分解，對(duì)進(jìn)一步研究商品住宅價(jià)格波動(dòng)與城鎮(zhèn)居民收入分配差距的收入差距的變化。方差分解的結(jié)果顯示在表8。從方差分解的結(jié)果我們可以看到，,從第三期開(kāi)始,房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響基尼系數(shù)和基尼系數(shù)變化對(duì)自己的影響基本持平,可以看出，對(duì)收入分配差距的影響本身呈下降，然后增加，這樣一個(gè)下降的過(guò)程，總體下降的趨勢(shì)。第二、第三期明顯下降，第十年下降到47.823%。房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的貢獻(xiàn)表現(xiàn)為先增加后降低，和增加的趨勢(shì)，但整體上呈現(xiàn)出趨勢(shì)的增加。第二階段開(kāi)始影響基因的系數(shù)的價(jià)格明顯上升。從第三的房?jī)r(jià)開(kāi)始的基尼系數(shù)的影響是50%左右，在第十階段，對(duì)收入差距的影響達(dá)到52.17653%。根據(jù)方差分析結(jié)果，對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響具有長(zhǎng)期效應(yīng)。4.5回歸分析影響居民收入差距的因素很多，這些因素包括人力資本投資，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，就業(yè)，支出，轉(zhuǎn)移性支出水平，自然資源稟賦，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，但影響居民收入差距的因素很多，收入差距變化的原因可以歸納為以下三個(gè)方面：勞動(dòng)收入，資本利得以及資源稟賦。雖然本文主要研究房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入差距，為了進(jìn)一步探討了房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民收入差距的影響程度，我們建立了以下模型來(lái)研究收入分配差距。LNGN=a0+a1LNPR+a2LNWI+a3LNCZ+米(9)其中，lngn代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的自然對(duì)數(shù)，LNPR代表全國(guó)商品房平均價(jià)格的自然對(duì)數(shù)，lnwi代表平均年工資收入城鎮(zhèn)居民可支配收入之比的自然對(duì)數(shù)，和陶瓷代表城市人口的比率自然對(duì)數(shù)。在對(duì)數(shù)的所有變量的原因是使成為彈性系數(shù)的估計(jì)系數(shù)。4.5.1數(shù)據(jù)源和描述性統(tǒng)計(jì)本文使用的數(shù)據(jù)是從1990-2010年國(guó)家城市人口的比例的房地產(chǎn)市場(chǎng)的平均價(jià)格，平均工資收入城鎮(zhèn)居民可支配收入；與全國(guó)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)（LNPR，lnwi，lnczh，lngn）從1990-2010.among，前三的數(shù)據(jù)是由咨詢有關(guān)年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》獲得的計(jì)算方法。基尼系數(shù)是借鑒田韋敏的“計(jì)算和變化趨勢(shì)，中國(guó)的基尼系數(shù)”[17]。4.5.2最小二乘法回歸分析單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明,LNGNLNPR,LNWI,LNCZH是一階單整序列,我們可以使用OLS回歸分析方法估計(jì)以下模型:LNGN=a0+a1LNPR+a2LNWI+a3LNCZ+米(10)回歸結(jié)果表明,R2值是0.8414,DW值是2.0929。OLS回歸模型的結(jié)果Tab.9所示?；貧w結(jié)果表明,所有的變量重要的在1%的水平。R2值是0.811883,DW的價(jià)值是1.872936。也就是說(shuō),模型的擬合優(yōu)度是更好的,不存在序列相關(guān)的問(wèn)題。根據(jù)評(píng)估結(jié)果我們可以寫估算公式:lnwlnprLNGN=-1.9501+-1.9501+-1.9501-0.6135lncz(11)首先,國(guó)家房地產(chǎn)市場(chǎng)真正的平均價(jià)格,平均年薪收入的比率城市居民的可支配收入的比率城市人口對(duì)城市將有一定的影響居民的收入差距。所有的變量的價(jià)值都是日志處理,因?yàn)閺椥砸饬x可以說(shuō)房地產(chǎn)價(jià)格居民的收入差距有積極的影響,房地產(chǎn)價(jià)格每增長(zhǎng)百分之一,城市居民的基尼系數(shù)將會(huì)增加0.413;一次性每增加百分之一的工資收入，城市居民的基尼系數(shù)的將會(huì)上升0.734;在城市人口占總?cè)丝诘谋壤可仙粋€(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民