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摘要基于微观视角，梳理房地产财富效应的作用机理，构建了房价影响居民收入的理论基础，并利用湖南省1998～2014年数据实证检验了房价波动对居民收入的影响程度.实证结果表明，房价与居民收入之间具有长期协整关系，若房地产市场繁荣致使房价增长1%，则居民收入相应增长0.519%.通过向量误差修正模型检验发现，当短期房价波动偏离长期均衡值时，以负0.33的力度反向作用机制将波动拉回到长期均衡值.
关键词房价波动；财富效应；城镇居民收入；协整检验
中图分类号F293 文献标识码A
AbstractFrom the micro perspective， this paper reviewed the effect of real estate wealth effect mechanism， constructed the theoretical basis of the impact of housing prices on the residents’ income， empirically tested the impact of housing price fluctuation on the income of residents by using the data of Hunan province from 1998～2014. The empirical results show that there is the longterm integration relationship between housing price and the income of residents，when the housing price increase 1%，the residents income grows 0.519%. The vector error correction model test shows that when the shortterm fluctuations deviates from the longterm equilibrium value， the reverse mechanism will draw back to the longterm equilibrium value at the strength of -0.33.
Keywordshousing price fluctuation；wealth effect；urban residents’ income；cointegration test
1引言
自改革开放以来，中国经济持续高速发展使得一个人口大国逐渐摆脱贫困水平，并开始迈向小康水平，受到众多国内外学者的广泛关注.随着人们的生活水平的提高，居民收入有了很大的改观，中国城镇居民人均可支配收入由1987年的343元增长到2014年的20 167元，增长了58倍多.2010年中国人均GDP为4 277美元，跨越中低收入水平进入中上等收入水平.随着中国进入中等收入行列，能否跨越“中等收入陷阱”成为众多学者研究的焦点.
自1998年房地产市场化以来，中国房地产经历了高速发展的过程，且其产值所占GDP的比重越来越高.就房地产投资而言，2000年以来，中国房地产投资在GDP的占比由35%增加到48%，房地产产值占GDP的比重从4%提升到15%，房地产俨然成为拉动经济的重要支柱.就房价而言，中国平均房价从1999年的2 052元/平方米上涨到2014年的6 323元/平方米，上涨3倍多，住房资产已成为过去数年增值最快的资产之一.经验研究发现，中国房地产市场在2008年和2012年出现两次下滑，但短暂的萎缩之后都引发了新一轮的房地产爆发式扩张，“买房难”始终是老百姓关心的重要话题.然而，自2014年房价开始步入“新常态”，房价高速增长的时期已过去.房地产市场被普遍认为存在泡沫，诸如库存严重、房价开始出现下跌等问题出现，部分人认为房地产泡沫即将破灭.在中国尚未跨越中等收入之际，房地产市场发展进入调整期之后，是否会导致中国由此进入“中等收入陷阱”？研究这个问题毫无疑问具有重要的理论与现实意义.因此，研究房价波动对居民收入影响的程度显得尤为重要.
统计数据显示，截至2010年中国城镇居民住房自有率在80%以上，有些家庭甚至有两套以上住房，住房资产是家庭财富的重要组成部分.从国外情况看，多数中等收入家庭的住房资产占到家庭总资产的2/3左右[1].高住房自有率使得家庭财富依赖于住房价格的波动，住房价格在过去数年持续高速增长，房价上涨使得部分城镇居民家庭财富加速积累.房价波动的财富效应是房价上涨带动居民财富增长的过程，房地产具有消费品和投资品属性，一旦房价上涨，居民就会选择收益最大化策略，即在房价上涨过程出售住房，在房价下跌过程中买进住房等待升值，住房资产在一定程度上影响了居民的资产收益[2-4].Case等[5]利用14个国家的数据对不同资产价格的财富效应进行比较，结果表明证券市场的财富效应较弱，住房资产财富效应较高，弹性系数达到了0.17左右.Benjamin等[6]利用美国数据研究发现，住房价格波动的财富效应显著高于股票等其他资产的收益.Campbell、Cocco[7]认为住房资产是居民的重要财富，房价主要通过两种渠道影响消费决策：一是财富效应，二是债务的变化情况.Fisher等[8]认为房价的剧烈变动会导致家庭财富的变动并影响居民的住房消费，协整检验结果表明住房消费会受到消费、收入和财富的共同影响.Abdallah、Lastrapes[9]构建动态共同因素模型，基于FAVAR模型检验结果表明房价的财富效应显著，并很好的解释了房地产市场和经济增长的联系.从国内研究来看，多数研究指出房价上涨能够提升居民整体的财富水平[10-12].石忆邵等[13]分析房价波动对家庭资源配置的作用机制时发现房价上涨将对家庭资源配置产生直接的收入效应和替代效应，从而影响家庭的消费支出和预算约束线.王子龙等[14]认为房地产价格的变化影响居民消费增长，从而影响城镇居民可支配收入的增长，房地产市场财富效应通过作用于居民消费最终影响宏观经济.学者对房价波动的财富效应进行了较为广泛研究[15-17]. 从现有研究发现，房地产是影响居民收入的重要因素，但现有研究很少采用动态的视角分析房价波动对城镇居民收入的冲击效应.本文将房地产作为家庭消费的主要组成部分，分析房价上涨对家庭收入的影响机制，构建房价对居民收入影响的理论模型，然后以湖南省为例，从房价上涨对家庭资源配置和家庭财富影响的角度进行实证研究.本文选择湖南省的数据作为实证检验数据，一方面减少区域差异造成的房价的异质性问题和异方差问题，另一方面，为地方政府调控提供参考借鉴.
2房地产财富效应及其对居民
收入影响的理论模型
2.1房地产财富效应的作用机理
财富效应（Wealth Effect）最初是指庇古（A.C.Pigou）提出的实际货币余额效应，即消费除了依赖收入外还依赖实际财富的变化.房地产兼具消费品和投资品的双重属性，且其价值比较大，故成为居民重要的资产.房地产价格变化导致住房拥有者的财富变化，影响边际消费倾向，从而影响宏观经济的变化.借鉴Modigliani（1977）和Steindel（1981）构建的消费行为理论，消费者消费函数为：
其中，U（·）表示消费者在生命周期中第1期商品消费c和住房消费h所获得的效用总和，V（·）是间接效用函数，反映第1期后消费者拥有剩余财富所带来的效用（间接效用），假设两者都属于递增（二阶连续可微）且严格拟凹的函数；w为第2期末家庭净财富；y1，y2分别表示第1、2期的劳动收入水平；L表示消费者购买住房的贷款，假设消费者贷款周期分为贷款期和还款期，第1期为贷款期，第2期为还款期；p为单位住房价格，g住房价格波动率；S为为第1期拥有大于0的储蓄，市场实际利率为r.
3指标测算与数据说明
本文采用湖南省1998～2014年的数据进行向量误差修正模型检验和脉冲响应分析，本文所运用的数据主要来源于各年《湖南省统计年鉴》、湖南省统计年报及湖南省统计信息网，通过直接获取或者加工计算而成.
3.1被解释变量
被解释变量为城镇居民的收入水平（yt），本文用城镇居民人均可支配收入衡量.
3.2解释变量及控制变量
1）解释变量为房价相关指标，主要包括房价pt和房价增长率gt.湖南省住房销售价格数据无法直接得到，因此用住房的平均价格作为其代理变量.况伟大[24，25]等均采用该指标.需要指出的是，由于真实房价数据获取不到，所以用平均房价反映真实房价的平均水平，即用每年的商品房销售额/商品房销售面积作为房价的代理变量.对于部分年份住房销售额数据缺失部分，采用相关指标后年份的数值滑动平均值替代.
2）依据式（11）确定了控制变量Xt包括：城镇化水平urbt，人力资本edut和物质资本capt.城镇化水平urbt用城镇化率来衡量，由非农村人口除以总人口计算得到.城镇化水平反映地区的人口集聚特征，由于人口大量向大城市集聚对住房投资性需求和消费性需求都会增长，而收入水平短期之内由于外来低收入人群的增加而缓慢增长，甚至拉低地区的平均收入水平.高连水[26]也采用了该指标.人力资本由各省市人均受教育年数来衡量，根据周建军等[27]研究，人均受教育年数是把小学、初中、高中、大专以上程度的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，具体的计算公式为：edu=6*prime 9*middle 12*high 16*university（prime、middle、high、university分别表示小学、初中、高中、大专以上学历受教育人口占6岁以上总人口的比重）.物质资本反映地区拥有的资本存量，多数学者参考张军等[28]的数据进行推算得出近期的结果，但推算的结果存在一定的差异及部分数据的缺失，为简化处理，用湖南省人均固定资产投资（累计值）代替.
4计量估计与结果分析
4.1平稳性检验
在实证研究中，应避免“虚假回归”问题的出现，从而提高实证研究的可靠度.首先应对各变量进行单位根平稳性检验.本文利用Eviews7.0版本对各变量进行ADF检验，对不平稳的变量进行一阶差分再进行ADF检验.从检验结果可以看出（见表1），人均可支配收入、房价、城镇化率均为非平稳序列，经过一阶差分后都是平稳序列，都属于一阶单整过程，可以进行协整检验并建立误差修正模型确定长期与短期的关系；人力资本、物质资本均在5%水平上显著为平稳序列，与人均可支配收入不存在协整关系，可以进一步利用格兰杰因果检验对变量之间的关系进行分析.
4.2协整分析与向量误差修正模型分析
城镇居民人均可支配收入ln yt、房价ln pt和城镇化率urbt是非平稳一阶单整过程，它们之间可能存在某种稳定的线性关系以及反映变量之间的长期均衡关系，即协整关系.为此，利用Johansen极大似然估计法对三个变量进行协整分析.Johansen协整检验是建立VAR（向量自回归）模型基础之上的，因此在进行Johansen检验之前应先构建VAR模型，综合参考LR检验、AIC信息准则和SC信息准则，选择检验的滞后阶数为1阶.
由表2可知，迹检验和最大特征值检验都显示，拒绝只有零个协整关系，接受只有1个协整关系，表明城镇居民人均可支配收入与房价、城镇化率之间存在一个协整关系，说明存在长期的均衡关系.通过普通最小二乘法（OLS）得到人均可支配收入与房价、城镇化率之间的长期均衡方程：
由人均可支配收入的长期均衡方程可知，房价变动1个百分点导致人均可支配收入变动0.519个百分点，房价变动对人均可支配收入具有正向的促进作用.自1998年房地产市场化改革以来，房地产市场飞速发展推动居民收入的快速增长，对房价变动的弹性为0.519.为进一步分析房价与人均可支配收入的长期均衡和短期变动的互动关系，利用协整关系变量构建向量误差修正模型（VECM）： 向量误差修正模型显示房价在1%水平上通过显著性检验，且短期内房价增长1%导致人均可支配收入收入增长0.564%，房价对人均可支配收入的弹性大于长期.城镇化率未通过显著性检验，与长期均衡时的差异较大，故可以暂不考虑城镇化对人均可支配收入的影响.短期内误差修正系数为-0.33符合反向调整机制，即反映短期房价波动偏离长期均衡时，将以（-0.33）的力度将非均衡状态拉回到均衡状态，根据调整后的判定系数可知误差修正模型较为良好.
4.3格兰杰因果检验
根据协整分析可知，人均可支配收入ln yt与房价ln pt、城镇化率urbt之间存在长期协整关系，而与人力资本edut、物质资本ln capt之间却不存在上述关系，为此进一步用格兰杰（Granger）因果关系检验确定变量之间的关系.
根据ADF检验结果可知，edut、ln capt为平稳性序列，ln yt经一阶差分平稳，故用经差分后平稳序列进行Granger因果关系检验.检验结果显示（如表3），在5%水平上人力资本edut是人均可支配收入ln yt的Granger原因，反之则不成立；物质资本ln capt是人均可支配收入的Granger原因.由此可知，对于湖南省，人力资本、物质资本均是人均可支配收入的重要影响因素.
4.4脉冲响应分析
根据以上分析，人均可支配收入与房价、城镇化率存在长期均衡的协整关系，并且与房价增长率、人力资本、物质资本之间存在因果关系.因此，利用各变量的平稳序列（非平稳序列经差分一次均平稳）建立VAR模型进行脉冲效应分析，以进一步探索各变量对人均可支配收入的动态影响过程.根据AIC和SC信息准则和LR准则，可以确定VAR模型的最优滞后阶数为1阶.利用VAR（1）模型建立脉冲效应函数，反映各变量对人均可支配收入当前值和未来值的冲击程度（见图1）.
出现回调，符合误差修正机制，即短期偏离长期值时反向作用机制调整到正常水平.人力资本和物质资本具有持久的正效应，但人力资本在短期内对人均可支配收入的影响较大，究其原因发现，在21世纪初拥有高教育层次的居民要远高于低教育层次的收入水平，因此人力资本在第2期对居民收入形成较大的正向冲击.5结论与启示
本文基于房地产作为居民财富的微观视角，根据生命周期假说构建了分析住房对居民收入影响的基本框架.房价波动造成居民财富波动，居民根据个人在整个生命中的财富进行消费，实现效用最大化的目的，即表现为房价波动的财富效应.为进一步分析房价波动对居民收入的影响程度，采用1998～2014年湖南省数据进行实证分析，通过协整检验发现，房价、城镇化率与城镇居民人均可支配收入之间存在长期稳定的关系.由长期均衡方程可知，房价上涨1个百分点提高人均可支配收入0.519个百分点，这解释了自1998年房地产进入市场化以来居民收入快速增长的原因.由向量误差修正模型可知，当短期房价波动偏离长期均衡值时，反向调节机制以（-0.33）的力度将非均衡状态拉回到均衡值，即长期存在稳定的作用机制.
格兰杰因果检验及脉冲响应分析结果显示，城镇化率、人力资本、物质资本与居民收入存在因果关系，在短期内会对居民收入造成冲击，且长期内均表现为正向冲击效应.根据本文的结论得出以下启示：第一，房地产通过财富效应影响居民收入.因此，根据社会层次的不同，增加保障性住房和廉租房的供给，使中低收入群体也能享受到房地产带来的财富效应，能有效改善居民生活状况和收入水平.第二，需针对性的房地产调控措施，抑制部分大城市房价过快增长，拉动中小城市特别是中小城镇房地产的发展，使中小城市享受经济发展带来的社会财富.
参考文献
[1]Tracy J，Schneider H，Chan S.Are stocks overtaking real estate in household Portfolios[J].Current Issues in Economics and Finance，1999，13（2）：55-75.
[2]Grossman S J，Laroque G.Asset pricing and optimal portfolio choice in the presence of illiquid durable consumption goods[J].Social Science Electronic Publishing， 1990， 58（1）：25-51.
[3]Fratantoni M C.Homeownership committed expenditure risk and the stockholding puzzle[J].Oxford Economic Papers， 1998， 53（2）：241-259.
[4]Chetty R，Szeidi A.Consumption commitments and risk preferences[C].Quarterly Journal of Economics National Bureau of Economic Research， Inc， 2007：831-877.
[5]Case K E，Quigley J M，Shiller R J.Comparing wealth effects： the stock market versus the housing market[J].Cowles Foundation Discussion Papers， 2001， 5（1）：1235-1235.
[6]Benjamin J D，Chinloy P，Jud G D.Real estate versus financial wealth in consumption[J].Journal of Real Estate Finance
关键词房价波动；财富效应；城镇居民收入；协整检验
中图分类号F293 文献标识码A
AbstractFrom the micro perspective， this paper reviewed the effect of real estate wealth effect mechanism， constructed the theoretical basis of the impact of housing prices on the residents’ income， empirically tested the impact of housing price fluctuation on the income of residents by using the data of Hunan province from 1998～2014. The empirical results show that there is the longterm integration relationship between housing price and the income of residents，when the housing price increase 1%，the residents income grows 0.519%. The vector error correction model test shows that when the shortterm fluctuations deviates from the longterm equilibrium value， the reverse mechanism will draw back to the longterm equilibrium value at the strength of -0.33.
Keywordshousing price fluctuation；wealth effect；urban residents’ income；cointegration test
1引言
自改革开放以来，中国经济持续高速发展使得一个人口大国逐渐摆脱贫困水平，并开始迈向小康水平，受到众多国内外学者的广泛关注.随着人们的生活水平的提高，居民收入有了很大的改观，中国城镇居民人均可支配收入由1987年的343元增长到2014年的20 167元，增长了58倍多.2010年中国人均GDP为4 277美元，跨越中低收入水平进入中上等收入水平.随着中国进入中等收入行列，能否跨越“中等收入陷阱”成为众多学者研究的焦点.
自1998年房地产市场化以来，中国房地产经历了高速发展的过程，且其产值所占GDP的比重越来越高.就房地产投资而言，2000年以来，中国房地产投资在GDP的占比由35%增加到48%，房地产产值占GDP的比重从4%提升到15%，房地产俨然成为拉动经济的重要支柱.就房价而言，中国平均房价从1999年的2 052元/平方米上涨到2014年的6 323元/平方米，上涨3倍多，住房资产已成为过去数年增值最快的资产之一.经验研究发现，中国房地产市场在2008年和2012年出现两次下滑，但短暂的萎缩之后都引发了新一轮的房地产爆发式扩张，“买房难”始终是老百姓关心的重要话题.然而，自2014年房价开始步入“新常态”，房价高速增长的时期已过去.房地产市场被普遍认为存在泡沫，诸如库存严重、房价开始出现下跌等问题出现，部分人认为房地产泡沫即将破灭.在中国尚未跨越中等收入之际，房地产市场发展进入调整期之后，是否会导致中国由此进入“中等收入陷阱”？研究这个问题毫无疑问具有重要的理论与现实意义.因此，研究房价波动对居民收入影响的程度显得尤为重要.
统计数据显示，截至2010年中国城镇居民住房自有率在80%以上，有些家庭甚至有两套以上住房，住房资产是家庭财富的重要组成部分.从国外情况看，多数中等收入家庭的住房资产占到家庭总资产的2/3左右[1].高住房自有率使得家庭财富依赖于住房价格的波动，住房价格在过去数年持续高速增长，房价上涨使得部分城镇居民家庭财富加速积累.房价波动的财富效应是房价上涨带动居民财富增长的过程，房地产具有消费品和投资品属性，一旦房价上涨，居民就会选择收益最大化策略，即在房价上涨过程出售住房，在房价下跌过程中买进住房等待升值，住房资产在一定程度上影响了居民的资产收益[2-4].Case等[5]利用14个国家的数据对不同资产价格的财富效应进行比较，结果表明证券市场的财富效应较弱，住房资产财富效应较高，弹性系数达到了0.17左右.Benjamin等[6]利用美国数据研究发现，住房价格波动的财富效应显著高于股票等其他资产的收益.Campbell、Cocco[7]认为住房资产是居民的重要财富，房价主要通过两种渠道影响消费决策：一是财富效应，二是债务的变化情况.Fisher等[8]认为房价的剧烈变动会导致家庭财富的变动并影响居民的住房消费，协整检验结果表明住房消费会受到消费、收入和财富的共同影响.Abdallah、Lastrapes[9]构建动态共同因素模型，基于FAVAR模型检验结果表明房价的财富效应显著，并很好的解释了房地产市场和经济增长的联系.从国内研究来看，多数研究指出房价上涨能够提升居民整体的财富水平[10-12].石忆邵等[13]分析房价波动对家庭资源配置的作用机制时发现房价上涨将对家庭资源配置产生直接的收入效应和替代效应，从而影响家庭的消费支出和预算约束线.王子龙等[14]认为房地产价格的变化影响居民消费增长，从而影响城镇居民可支配收入的增长，房地产市场财富效应通过作用于居民消费最终影响宏观经济.学者对房价波动的财富效应进行了较为广泛研究[15-17]. 从现有研究发现，房地产是影响居民收入的重要因素，但现有研究很少采用动态的视角分析房价波动对城镇居民收入的冲击效应.本文将房地产作为家庭消费的主要组成部分，分析房价上涨对家庭收入的影响机制，构建房价对居民收入影响的理论模型，然后以湖南省为例，从房价上涨对家庭资源配置和家庭财富影响的角度进行实证研究.本文选择湖南省的数据作为实证检验数据，一方面减少区域差异造成的房价的异质性问题和异方差问题，另一方面，为地方政府调控提供参考借鉴.
2房地产财富效应及其对居民
收入影响的理论模型
2.1房地产财富效应的作用机理
财富效应（Wealth Effect）最初是指庇古（A.C.Pigou）提出的实际货币余额效应，即消费除了依赖收入外还依赖实际财富的变化.房地产兼具消费品和投资品的双重属性，且其价值比较大，故成为居民重要的资产.房地产价格变化导致住房拥有者的财富变化，影响边际消费倾向，从而影响宏观经济的变化.借鉴Modigliani（1977）和Steindel（1981）构建的消费行为理论，消费者消费函数为：
其中，U（·）表示消费者在生命周期中第1期商品消费c和住房消费h所获得的效用总和，V（·）是间接效用函数，反映第1期后消费者拥有剩余财富所带来的效用（间接效用），假设两者都属于递增（二阶连续可微）且严格拟凹的函数；w为第2期末家庭净财富；y1，y2分别表示第1、2期的劳动收入水平；L表示消费者购买住房的贷款，假设消费者贷款周期分为贷款期和还款期，第1期为贷款期，第2期为还款期；p为单位住房价格，g住房价格波动率；S为为第1期拥有大于0的储蓄，市场实际利率为r.
3指标测算与数据说明
本文采用湖南省1998～2014年的数据进行向量误差修正模型检验和脉冲响应分析，本文所运用的数据主要来源于各年《湖南省统计年鉴》、湖南省统计年报及湖南省统计信息网，通过直接获取或者加工计算而成.
3.1被解释变量
被解释变量为城镇居民的收入水平（yt），本文用城镇居民人均可支配收入衡量.
3.2解释变量及控制变量
1）解释变量为房价相关指标，主要包括房价pt和房价增长率gt.湖南省住房销售价格数据无法直接得到，因此用住房的平均价格作为其代理变量.况伟大[24，25]等均采用该指标.需要指出的是，由于真实房价数据获取不到，所以用平均房价反映真实房价的平均水平，即用每年的商品房销售额/商品房销售面积作为房价的代理变量.对于部分年份住房销售额数据缺失部分，采用相关指标后年份的数值滑动平均值替代.
2）依据式（11）确定了控制变量Xt包括：城镇化水平urbt，人力资本edut和物质资本capt.城镇化水平urbt用城镇化率来衡量，由非农村人口除以总人口计算得到.城镇化水平反映地区的人口集聚特征，由于人口大量向大城市集聚对住房投资性需求和消费性需求都会增长，而收入水平短期之内由于外来低收入人群的增加而缓慢增长，甚至拉低地区的平均收入水平.高连水[26]也采用了该指标.人力资本由各省市人均受教育年数来衡量，根据周建军等[27]研究，人均受教育年数是把小学、初中、高中、大专以上程度的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，具体的计算公式为：edu=6*prime 9*middle 12*high 16*university（prime、middle、high、university分别表示小学、初中、高中、大专以上学历受教育人口占6岁以上总人口的比重）.物质资本反映地区拥有的资本存量，多数学者参考张军等[28]的数据进行推算得出近期的结果，但推算的结果存在一定的差异及部分数据的缺失，为简化处理，用湖南省人均固定资产投资（累计值）代替.
4计量估计与结果分析
4.1平稳性检验
在实证研究中，应避免“虚假回归”问题的出现，从而提高实证研究的可靠度.首先应对各变量进行单位根平稳性检验.本文利用Eviews7.0版本对各变量进行ADF检验，对不平稳的变量进行一阶差分再进行ADF检验.从检验结果可以看出（见表1），人均可支配收入、房价、城镇化率均为非平稳序列，经过一阶差分后都是平稳序列，都属于一阶单整过程，可以进行协整检验并建立误差修正模型确定长期与短期的关系；人力资本、物质资本均在5%水平上显著为平稳序列，与人均可支配收入不存在协整关系，可以进一步利用格兰杰因果检验对变量之间的关系进行分析.
4.2协整分析与向量误差修正模型分析
城镇居民人均可支配收入ln yt、房价ln pt和城镇化率urbt是非平稳一阶单整过程，它们之间可能存在某种稳定的线性关系以及反映变量之间的长期均衡关系，即协整关系.为此，利用Johansen极大似然估计法对三个变量进行协整分析.Johansen协整检验是建立VAR（向量自回归）模型基础之上的，因此在进行Johansen检验之前应先构建VAR模型，综合参考LR检验、AIC信息准则和SC信息准则，选择检验的滞后阶数为1阶.
由表2可知，迹检验和最大特征值检验都显示，拒绝只有零个协整关系，接受只有1个协整关系，表明城镇居民人均可支配收入与房价、城镇化率之间存在一个协整关系，说明存在长期的均衡关系.通过普通最小二乘法（OLS）得到人均可支配收入与房价、城镇化率之间的长期均衡方程：
由人均可支配收入的长期均衡方程可知，房价变动1个百分点导致人均可支配收入变动0.519个百分点，房价变动对人均可支配收入具有正向的促进作用.自1998年房地产市场化改革以来，房地产市场飞速发展推动居民收入的快速增长，对房价变动的弹性为0.519.为进一步分析房价与人均可支配收入的长期均衡和短期变动的互动关系，利用协整关系变量构建向量误差修正模型（VECM）： 向量误差修正模型显示房价在1%水平上通过显著性检验，且短期内房价增长1%导致人均可支配收入收入增长0.564%，房价对人均可支配收入的弹性大于长期.城镇化率未通过显著性检验，与长期均衡时的差异较大，故可以暂不考虑城镇化对人均可支配收入的影响.短期内误差修正系数为-0.33符合反向调整机制，即反映短期房价波动偏离长期均衡时，将以（-0.33）的力度将非均衡状态拉回到均衡状态，根据调整后的判定系数可知误差修正模型较为良好.
4.3格兰杰因果检验
根据协整分析可知，人均可支配收入ln yt与房价ln pt、城镇化率urbt之间存在长期协整关系，而与人力资本edut、物质资本ln capt之间却不存在上述关系，为此进一步用格兰杰（Granger）因果关系检验确定变量之间的关系.
根据ADF检验结果可知，edut、ln capt为平稳性序列，ln yt经一阶差分平稳，故用经差分后平稳序列进行Granger因果关系检验.检验结果显示（如表3），在5%水平上人力资本edut是人均可支配收入ln yt的Granger原因，反之则不成立；物质资本ln capt是人均可支配收入的Granger原因.由此可知，对于湖南省，人力资本、物质资本均是人均可支配收入的重要影响因素.
4.4脉冲响应分析
根据以上分析，人均可支配收入与房价、城镇化率存在长期均衡的协整关系，并且与房价增长率、人力资本、物质资本之间存在因果关系.因此，利用各变量的平稳序列（非平稳序列经差分一次均平稳）建立VAR模型进行脉冲效应分析，以进一步探索各变量对人均可支配收入的动态影响过程.根据AIC和SC信息准则和LR准则，可以确定VAR模型的最优滞后阶数为1阶.利用VAR（1）模型建立脉冲效应函数，反映各变量对人均可支配收入当前值和未来值的冲击程度（见图1）.
出现回调，符合误差修正机制，即短期偏离长期值时反向作用机制调整到正常水平.人力资本和物质资本具有持久的正效应，但人力资本在短期内对人均可支配收入的影响较大，究其原因发现，在21世纪初拥有高教育层次的居民要远高于低教育层次的收入水平，因此人力资本在第2期对居民收入形成较大的正向冲击.5结论与启示
本文基于房地产作为居民财富的微观视角，根据生命周期假说构建了分析住房对居民收入影响的基本框架.房价波动造成居民财富波动，居民根据个人在整个生命中的财富进行消费，实现效用最大化的目的，即表现为房价波动的财富效应.为进一步分析房价波动对居民收入的影响程度，采用1998～2014年湖南省数据进行实证分析，通过协整检验发现，房价、城镇化率与城镇居民人均可支配收入之间存在长期稳定的关系.由长期均衡方程可知，房价上涨1个百分点提高人均可支配收入0.519个百分点，这解释了自1998年房地产进入市场化以来居民收入快速增长的原因.由向量误差修正模型可知，当短期房价波动偏离长期均衡值时，反向调节机制以（-0.33）的力度将非均衡状态拉回到均衡值，即长期存在稳定的作用机制.
格兰杰因果检验及脉冲响应分析结果显示，城镇化率、人力资本、物质资本与居民收入存在因果关系，在短期内会对居民收入造成冲击，且长期内均表现为正向冲击效应.根据本文的结论得出以下启示：第一，房地产通过财富效应影响居民收入.因此，根据社会层次的不同，增加保障性住房和廉租房的供给，使中低收入群体也能享受到房地产带来的财富效应，能有效改善居民生活状况和收入水平.第二，需针对性的房地产调控措施，抑制部分大城市房价过快增长，拉动中小城市特别是中小城镇房地产的发展，使中小城市享受经济发展带来的社会财富.
参考文献
[1]Tracy J，Schneider H，Chan S.Are stocks overtaking real estate in household Portfolios[J].Current Issues in Economics and Finance，1999，13（2）：55-75.
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[3]Fratantoni M C.Homeownership committed expenditure risk and the stockholding puzzle[J].Oxford Economic Papers， 1998， 53（2）：241-259.
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