房地产价格波动的储蓄效应研究19972008根据地区际面板数据的实证检验.pdf

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1、收稿日期: 2010- 12- 21; 修回日期: 2011- 03- 16 作者简介: 陈崇( 1981) ， 男， 河南新野人， 南京大学经济学院 2008 级博士研究生， 研究方向为宏观经济与房地产经济; 葛扬 ( 1962) ， 男， 江苏南通人， 南京大学经济学院教授， 博士生导师， 研究方向为宏观经济与房地产经济。 基金项目: 本文为教育部人文社会科学重点研究基地重点项目( 项目编号: 08JJD790120) 和国家社科基金项目( 项目编号: 06BJL016) 的阶段性成果。 房地产价格波动的储蓄效应研究房地产价格波动的储蓄效应研究: 1997199720082008 基于省际

2、面板数据的实证检验 陈崇葛扬 ( 南京大学 经济学院， 江苏 南京210093) 摘要: 本文利用 1997 2008 年间的省际面板数据， 对房地产价格和居民储蓄之间的关系进行了 理论分析和实证检验。理论分析表明， 区域和省际间实证结果的差异， 主要缘于房价对储蓄特殊的影 响机理: 被动储蓄效应和结构储蓄效应。此外， 房价对储蓄的影响还存在间接储蓄效应， 这个效应说 明房价在短期对储蓄具有正面影响， 在长期对经济发展结构具有负面影响。实证结果显示: 在全国范 围、 中部和西部地区， 房价与储蓄存在高度显著的正相关关系， 即存在明显的储蓄效应， 但东部一些省 份的估计结果却显示房价对储蓄的影响

3、不显著。 关键词: 房地产价格; 被动储蓄效应; 结构储蓄效应; 间接储蓄效应 中图分类号: F293 3文献标识码: A 文章编号: 1671- 9301( 2011) 03- 0072- 07 一、引言 自 1998 年房地产市场化之后， 房价的快速上涨及其影响一直是学界研究的热点。与此同时， 中 国居民的储蓄率也不断提高并引发学界关注。统计数据显示， 1997 2008 年间， 中国房地产价格平 均年增长速度为 6 19%， 其中， 最低为 2008 年的 1 65%， 最高为 2005 年的 16 71%; 城镇居民人均 储蓄平均年增长速度为 14 49%， 其中， 最低为2007 年

4、的6 22%， 最高为2008 年的25 65%， 同时， 全 社会储蓄率在这一阶段也基本维持在 20%的水平， 远远高于其他国家， 如美国、 日本和韩国等 1 。需 要注意的是， 除 2007 和 2008 年受金融危机影响而造成房价和人均储蓄急剧变动外， 储蓄和房价基本 上呈现出较为一致的上升趋势。这种趋势， 很容易使人们将高房价和高储蓄联系起来。 一些学者从房价之外的角度， 对影响中国高储蓄的因素进行了研究。Modigliani 和 Cao2 认为经 济转型带来的收入快速增长和人口因素导致了中国居民的高储蓄率。王弟海和龚六堂 3 利用经典 的 Ramsey 模型揭示了国别之间的储蓄率差别

5、， 他们认为高经济增长率、 高资本产出弹性和高资本回 报率以及短视预期的存在是导致中国高储蓄率的主要原因。Horioka 和 Wan4 利用省际面板数据 ( 1995 2004) 对影响储蓄率的因素进行了实证检验， 结果表明滞后一期的储蓄率、 收入增长率、 利率 和通货膨胀率等较为显著。这些研究实际上是从宏观的层面来研究经济增长与中国储蓄水平之间的 关系， 这实际上利用新古典经济学经典理论对影响中国储蓄的因素进行了实证检验。 另一些学者从预防性储蓄的角度来分析高储蓄的原因。龙志和与周浩明 5 发现我国城镇居民 27 ( 双月刊)2011 年第 3 期( 总第 52 期) 存在较强的预防性储蓄动

6、机。但是， 施建淮和朱海婷 6 对储蓄行为和预防动机之间的关系进行了实 证检验， 结果发现 35 个大中城市的居民储蓄行为中的确存在预防性动机， 但预防性动机并非如人们 预期的那么强。邓翔和李锴 7 的研究表明， 预防性储蓄的不确定因素中， 医疗、 住房和教育是最大的 三个因素， 长期协整方程表明， 消费率与居住长期呈负相关， 这也说明居住需求具有明显的预防性储 蓄倾向， 而且方差分解表明， 对于给定的冲击， 住房消费的初始影响最大。张乐和雷良海 8 同样基于 预防性储蓄理论， 分析了影响居民消费的因素， 结论显示， 在改革开放初期( 1979 1991) ， 由失业风 险导致的收入不确定性是

7、影响消费的主要因素; 但在改革深化时期( 1992 2008) ， 住房、 教育和医疗 支出及其支出预期的不确定性成为制约居民消费的主要因素。从预防性储蓄的角度来分析高储蓄的 原因， 事实上已经将房价和储蓄之间的关系联系起来， 因为， 在预防性动机中， 住房需求是极其重要的 一个因素。 还有一些学者， 直接对房价和储蓄之间的关系进行了研究。Fumio Hayashi9 对上世纪 60 年代到 80 年代的日本房价对高储蓄的影响进行了研究， 但实证分析未发现两者呈正相关， 也即高房价的城 市不一定储蓄率也高。Engelhardt10 运用 PSID 数据对房价增长与有房者的消费之间的关系进行了

8、检验， 他估计来自有房者房产的真实资本收益的 MPC 约为 0 03， 但这将因行为反应的不对称性而所 有上升， 即因房产获得收益的家庭不太会改变他们的消费和储蓄行为。Chamon 和 Prasad11 通过对 住户数据的实证分析， 认为住房、 教育和医疗负担的日益沉重是导致中国居民高储蓄率的原因。 Wen12 用严格的一般均衡增长模型证明， 在存在收入确定性的情况下， 借贷约束不仅会导致高储蓄， 而且会导致收入增长对储蓄率的正面影响。Xin wang 和 Yi Wen13 的研究结论与 Wen 类似: 在不存 在借贷约束和人口不变的情况下， 房价的上升并不能够解释中国的居民储蓄率; 而在存在

9、完全借贷约 束的条件下， 房价的快速上升有可能导致很高的社会总体储蓄率， 但只要允许一定程度的借贷( 即按 揭贷款购房) ， 房价对储蓄率的影响就大大地下降， 以至可以忽略不计。 当前， 国内对房价和储蓄之间关系研究的文献相当少， 更多是将住房纳入到预防性储蓄动机的范 畴， 关于房价对储蓄影响的机理和实证分析几乎没有。Xin Wang 和 Yi Wen13 的文章通过一个简化 的模型对高房价与高储蓄的关系进行了开创性的理论研究， 提出了房价影响储蓄的有关机理， 但还缺 乏实证分析来支持其论点。本文将综合理论和实证分析， 结合面板数据检验结果， 对房价影响储蓄的 机理提出了不同的观点。 二、模型

10、设定 新帕尔格雷夫经济学大辞典( 1992) 将财富效应定义为 : “货币余额的变化， 假如其他条件相同， 将会在总消费开支方面引起变动。 ” 类似地， 我们将房价引起的储蓄效应表述为: 由于房价波动所引 起的居民货币余额的相对变化， 进而引起居民储蓄决策和行为方面的变化。 Hall14 建立的 LC IPC 模型为分析财富效应提供了一个基本的框架， 高春亮、 周晓艳15 将其进 行了简化， 得到了财富效应函数， 我们在这个基础之上推导出储蓄效应函数， 过程如下: Max ct xEt Tt =0( 1 + ) u( Ct+ )， s t Tt =0( 1 + r) ( yt+ ct+)= A

11、t( 1) ( 1) 式中， u( ct +) 为 t + 期效用， ct +为 t + 期消费水平， EtT t =0( 1 + ) u( ct +) 表示在不确 定性条件下 0 到 t 期的消费者效用， T t =0( 1 + r) ( yt + ct +)= At为预算约束， yt +、 At分别表示 t + 期收入、 t 期财富， r 为资产贴现率。( 1) 式的一阶条件为: Etu( ct +1)= ( 1 + ) ( 1 + r) u( ct)( 2) 由( 2) 式可解得 Etct += ct， 将其带入( 1) 式中的约束条件， 令 T， 并将两边取期望可得: ct= r 1

12、+ rAt + r 1 + r =0 ( 1 + r) Etyt+( 3) 37 INDUSTRIAL ECONOMICS RESEARCH 由( 3) 式可得财富效应估计的基本方程: ct= At+ yt( 4) 其中， 和 分别为财富和收入的系数因子。假设在 t 期居民的收入 yt、 消费 ct、 储蓄 st之间的关 系为: yt= ct+ st; 将其代入( 4) 式便可得到相应的储蓄效应函数: st= ( 1 ) yt At( 5) 为了得到方便实证检验的计量方程， 我们可以将( 5) 式简化为: lnst= cons + ( 1 ) lnyt lnAt( 6) 假设居民的财富主要是房

13、地产财富， 则有 At = tHPt ， t、 HPt分别代表 t 期的人均居住面积、 房地 产价格水平， 则( 6) 式变为: lnct= cons + 0 ln t + slnHP t + lnyt( 7) 其中， 0 = s = ， 这样， 我们就将人均居住面积和房地产价格分离开来， 从而能够独立地分析房 地产价格对居民储蓄的影响。一般来说， 人均居住面积是相对稳定或变化缓慢， 房地产财富价值的变 化更多是缘于房地产价格的波动。因此， 我们将( 7) 式进一步简化， 将人均居住面积及其系数 0视 为常数， 即令 const= cons + 0 ln t， 从而得到单独反映房地产价格对储蓄

14、影响程度的储蓄效应函数: lnsti= consti + s tlnHPti + 1lnyti ( 8) 其中， i =1， 2， 3， 31， 分别代表 31 个省、 自治区和直辖市。常数项 consti反映了除房地产价格和 收入之外的其他因素对居民储蓄的影响。 三、实证分析 ( 一)数据说明 本研究所涉及的省际数据， 按照国家统计局及其他相关口径分为东、 中、 西部， 其中， 东部包括北 京、 天津、 河北、 辽宁、 上海、 江苏、 浙江、 福建、 山东、 广东、 海南 11 个省、 自治区、 直辖市; 中部地区包括 山西、 内蒙古、 吉林、 黑龙江、 安徽、 江西、 河南、 湖北、 湖南

15、 9 个省、 自治区; 西部地区包括重庆、 四川、 广 西、 贵州、 云南、 陕西、 甘肃、 宁夏、 青海、 新疆、 西藏 11 个省、 自治区、 直辖市。我们以各省的商品房销 售价格表示房地产价格变量指标 HP， 以城镇居民人均可支配收入作为收入变量指标 YD， 以城镇居民 人均储蓄作为储蓄变量指标 S， 变量均为年度数据， 样本区间为 1997 2008 年。所有数据均根据历 年 中国统计年鉴 和各省、 自治区和直辖市历年统计年鉴整理得到。变量释义及其描述统计如表 1 所示。本文使用的计量软件为 Stata 11。 表 1变量名释义及描述统计 变量名释义观察值均值标准差最小值最大值 LNS

16、城乡居民人均人民币储蓄存款3608 8560 7456 91411 164 LNHP商品房屋销售价格3607 6000 4796 6129 427 LNYD城镇居民家庭人均可支配收入3608 9810 4158 18710 191 ( 二)单位根和模型形式设定检验 对面板数据考虑下面 AR( 1) 过程: yit = iyit 1+ xiti + it， i =1， 2， ， N; t =1， 2， ， Ti， 式中: xit表 示模型中的外生变量向量， 包括各个体截面的固定影响和时间趋势。N 表示个体截面成员的个数， Ti 表示第 i 个截面成员的观测时期， 参数 i为自回归的系数， 随机误

17、差项 it相互满足独立同分布假设。 可见， 对于方程所表示的 AR( 1) 过程， 如果，i1 则对应的序列 yi为平稳序列; 如果对于 i=1， 则对应的序列 yi为非平稳序列。在单位根检验方法的选择上， 由于 Levin Lin Chu( LLC， 2002) 检 验具有以下几个特点和优势: 一是 LLC 检验假设所有序列均服从 AR( 1) ， 且相关系数相同， 但允许个 体固定效应; 二是 LLC 检验更多地运用于大 N 小 T 的面板数据; 三是 LLC 检验考虑了截面异质性和 47 陈崇葛扬房地产价格波动的储蓄效应研究: 19972008 干扰项的序列相关问题; 四是在 LLC 检

18、验中， 若 H0 被拒绝， 则认为所有的序列均平稳， 这也是与其他 的检验方法不同之处。因此， 本文采用 LLC 检验方法。分别对变量 LNS、 LNHP、 LNYD 进行面板单位 根检验， 结果如表 2 所示。 表 2 Levin Lin Chu 检验 变量coefficientt valuet starP t LNS0 195297 1733 878660 0001 LNHP0 325467 9121 848330 0323 LNYD0 229447 6293 538500 0002 结果表明， 三个变量 LNS、 LNHP、 LNYD 均在 5%的显著水平上拒绝了原假设， 即三个变量所有

19、的 序列均为平稳过程。因此， 我们可以直接对式( 8) 进行模型形式设定检验， 如表 3 所示。 表 3模型形式设定检验 检验形式检验结果 F 检验( P)F( 30， 339)=66 84( 0 0000) coefficients 变量( b)( B) ( b B) Difference S E HausmanFere 检验LNHP0 17889350 22328140 03267650 0089221 LNYD1 1827641 1500870 04438790 0064403 chi2( 2)( b B) ( V_b V_B) (1) ( b B)=25 78 P0 0000 F 检验

20、显示， 在混合模型与固定模型中， 应选择固定效应模型; Hausman 检验表明， 在固定效应和 随机效应中， 应该选用固定效应。 ( 三)回归分析 根据上述分析， 我们先对( 8) 式建立无个体影响的不变系数固定效应模型， 使用 GLS 法对模型进 行估计， 结果如下: lnsit= 3 15524 + 0 1788935lnHPit+ 1 182764lnyti( 9) t = ( 16 93)( 3 94)( 27 51) R2( within)= 0 9244F( 30， 339)= 66 84 从估计的结果可以看出， R2和 F 统计量显示方程的拟合度较好且整体显著， 可见， 就全国

21、范围而 言， 房地产价格对人均储蓄的影响是高度显著的正向储蓄效应。 为了分析比较地区间的差别， 我们对( 8) 式建立固定影响的变系数方程， 并分别对东部、 中部、 西 部以及各省、 自治区和直辖市进行了回归分析。结果如表 4 所示。 从估计的结果中可以看出， 在东部、 中部和西部， 房价与居民储蓄之间均呈正相关关系， 但东部地区 的回归结果显示房价因素在统计上不显著( P = 0 811) ， 而中部和西部地区房价因素均高度显著 ( P 值分别为0012 和0001) ， 这表明， 东部地区房价波动对居民储蓄的变化几乎没有影响， 而中部和西 部地区， 房价对居民储蓄的变动明显具有正向效应，

22、即房价上升会导致储蓄水平提高。在影响程度上， 中部和西部地区不存在明显的差异， 但两者都高于对全国水平。省际面板数据的回归结果显示， 除上 海、 河北、 广东、 海南、 内蒙古、 四川、 陕西和西藏外， 其他省份房价对居民储蓄的影响均不显著。 那么， 为什么房价对储蓄影响在全国范围、 东部、 西部、 中部和省际之间的变量显著性上存在如此 大的差异呢?我们认为， 导致差异的原因主要在于房价影响储蓄的特殊作用机理上。我们将这个机 57 INDUSTRIAL ECONOMICS RESEARCH 理描述为以下几个效应。 表 4面板估计结果 区域 s i( P) 区域 s i( P) 全国面板0 17

23、88935( 0 000)黑龙江0 1953132( 0 376) 东部面板0 0152657( 0 811)江西0 3036934( 0 148) 中部面板0 2846628( 0 012)安徽0 0667167( 0 816) 西部面板0 2402617( 0 001)河南0 3673513( 0 129) 北京0 0725417( 0 326)湖北0 1720072( 0 308) 天津0 084718( 0 617)湖南0 0701513( 0 779) 河北0 5105897( 0 001)重庆0 2939647( 0 291) 辽宁0 2069236( 0 456)四川0 5131

24、22( 0 021) 上海1 192037( 0 000)广西0 0989277( 0 703) 江苏0 0705479( 0 807)贵州0 4750435( 0 063) 浙江0 1869614( 0 232)云南0 146525( 0 566) 福建0 0208037( 0 882)陕西0 6045312( 0 043) 山东0 0088231( 0 969)甘肃0 0878888( 0 477) 广东0 6042614( 0 000)青海0 2876373( 0 255) 海南0 1874517( 0 046)宁夏0 3397632( 0 088) 山西0 2495842( 0 214

25、)新疆0 1986894( 0 407) 吉林0 0296821( 0 900)西藏0 6045312( 0 043) 内蒙古0 3110974( 0 024) 1 被动储蓄效应 在短期内， 经济增长速度相对稳定从而收入水平不会改变。在这种情况下， 由于房价的快速上 涨， 一些低收入群体势必会因高企的房价和较低购买力之间的矛盾而被迫放弃或推迟购房行为。由 于这些低收人群体通常缺乏抵御风险的能力， 因而大多是风险厌恶型， 这就会导致这部分居民选择将 原本用于购房的资金被动地变为银行储蓄， 由此储蓄便会增加16 。而且， 房价的增速越快， 则会有更 多的人被迫放弃或推迟购房行为， 那么储蓄增加的速

26、度就会越快。在长期中， 收入水平也会随经济增 长而变化， 当房价和收入水平同时增加时， 只要房价增速高于收入水平增速时， 同样会有一部分人被 挤出房地产交易市场， 导致被动储蓄增加。但是， 在长期中， 被动储蓄增长的幅度要小于短期。我们 将这个由于房价上涨造成的市场挤出， 进而储蓄被动增加的过程， 称之为被动储蓄效应。被动储蓄效 应的存在， 使房价与储蓄在短期内存在正相关关系， 而在长期， 则取决于房价和收入增长速度的差异。 2 结构储蓄效应 房价的快速上涨， 对于不同财富禀赋的居民会产生不同的影响。对于富裕阶层而言， 房价的快速 上涨， 使房地产商品成为一种高回报的投资品， 这势必吸引他们在

27、自住房之外进行房地产投资或投 机， 而且， 通常富裕阶层收入较高且相对稳定， 抵御风险的能力较强， 因此， 储蓄水平的降低不仅不会 降低其福利水平， 而且还会由于房价的上涨而获得财富的增值， 从而进一步强化了其将储蓄转化为房 地产投资和投机的行为。富裕阶层将储蓄变为投资或投机， 就使这个阶层的储蓄水平下降。而对于 富裕阶层之外的普通阶层， 他们通常收入较低， 因此需要维持较高的储蓄水平来实现当前或未来的购 房需求， 然而， 房价的上涨使得他们不得不进一步提高储蓄水平以弥补房价上涨导致的住房购买力的 下降， 这样， 这一群体的储蓄水平不断提高。因此， 房价的上涨， 就使得富裕阶层的储蓄水平下降，

28、 普 通阶层的储蓄水平上升。两个阶层由于房价波动所带来的储蓄行为的变动对全社会储蓄水平的影 响， 取决于该经济体中两个阶层的比例。如果在一个经济体中， 富裕阶层所占比例较大的话， 那么房 67 陈崇葛扬房地产价格波动的储蓄效应研究: 19972008 价的上涨就会导致整个社会的储蓄水平随之下降; 反之， 当普通阶层占多数时， 房价的上涨就导致整 个社会储蓄水平的提高; 如果房价的上涨， 是富裕阶层储蓄下降水平恰好等于普通阶层储蓄水平的上 升， 那么， 该经济体在总体上就会变现为房价波动不影响总储蓄水平， 即在回归分析上表现会不显著。 结构储蓄效应同时也解释了为什么与那些发达国家相比， 中国的储

29、蓄率一直处在较高的水平。因此， 降低中国的储蓄率水平， 一个非常重要的途径就是不断提高社会中富裕阶层的比例， 调节不同阶层间 不合理的收入差距。 被动储蓄效应和结构储蓄效应很好地解释了全国、 东部、 西部、 中部以及省际之间实证检验上的差异。 对于全国而言， 1997 2008 年间， 房价增速平均为6 19%， 同期人均可支配收入增速为10 74%， 收入增速高于房价增速， 这意味着被动储蓄效应为负， 也即整体上储蓄水平会随着房价的增长而下 降， 但是， 在这一阶段， 由于在中国社会中富裕阶层所占比例较小， 那么结构储蓄效应就会使全社会储 蓄水平随着房价上涨而不断提高。这样被动储蓄效应和结构

30、储蓄效应综合作用的结果， 就使房价对 储蓄的影响呈现出较小因子( 0 179) 的正相关。 在东部地区， 由于经济较为发达且收入水平增速较快， 富裕阶层在全社会中的比例较高， 结构储蓄 效应发挥了重要的作用， 富裕阶层储蓄的下降与普通阶层储蓄的提高恰好抵消， 或者被动储蓄效应和结 构效应的综合作用， 使这个地区房价对储蓄影响在整体的统计检验上表现为不显著( P =0811) 。但是， 需要注意的是， 东部地区实证结果上房价变量的不显著， 并不代表在这个地区， 房价对储蓄不存在影响， 而是由于结构储蓄效应的存在， 使得模型估计的结果不能反映房价对不同群体间储蓄行为上影响的差 异， 进而掩盖了房价

31、对储蓄结构上变化的影响。如果我们能够获取不同群体间收入、 住房和储蓄情况的 详细数据， 则可以将被动储蓄效应和结构储蓄效应分解开来， 以得到更精确得理论和实证分析。 同理， 在西部和中部地区， 由于在经济发展水平和收入上与东部地区的差异， 被动储蓄和结构储 蓄综合作用的结果表现为， 中部和西部地区在房价波动的储蓄效应上总体表现为高度显著且正相关 ( 因子分别为 0 285 和 0 240) ， 其中， 中部和西部地区差异不大， 中部略高。 与东部、 西部和中部之间的差异类似， 由于经济发展水平、 收入、 经济体中富裕阶层和普通阶层之 间比例的不同， 从而使被动储蓄效应和结构储蓄效应的综合作用表

32、现出不同的结果: 在一些省份房价 变量高度显著， 而在其他省份房价变量则不显著; 在一些省份房价与储蓄呈正相关关系， 而在其他省 份房价与储蓄却呈负相关关系。统计结果上的差异， 并不能说明房价在有的省份影响储蓄变化， 而在 另外一些省份不影响储蓄变化， 这恰恰说明， 房价波动地区存在储蓄效应， 只是由于被动储蓄效应和 结构效应的综合作用的原因， 使得房价在不同禀赋和条件的经济体中表现为不同的影响形式和结果。 此外， 房价影响储蓄的作用机理还存在间接储蓄效应。在短期内， 房价的快速上涨会吸引大量资 本进入该领域， 房地产投资急剧增加。于是， 房地产市场和与之联系紧密的行业得到快速发展， 经济 增

33、长水平受其刺激和拉动而增加。经济增长水平的提高使全社会收入水平尤其是房地产业及其相关 产业的从业人员收入明显增加， 收入水平的增加促使储蓄水平相应提高。这样， 房价就通过刺激经济 和收入， 间接使储蓄水平提高， 我们将这个过程， 称之为间接储蓄效应。但是， 在长期中， 房地产行业 的相对膨胀， 会对其他行业的资源形成挤占， 强化整个经济对房地产行业的依赖， 导致经济发展结构 失衡， 这一方面会诱发房地产泡沫， 同时也为经济增长埋下了危机隐患， 最终， 当房地产价格泡沫破灭 时， 这种间接储蓄效应就会因难以持续而戛然而止。可见， 将房地产业作为经济增长的主要推动力 量， 是短暂且危险的。 四、结

34、论 本文借助储蓄效应模型， 利用 1997 2008 年间的省际面板数据， 对我国房地产价格和储蓄之间 的关系进行了理论分析和实证检验。实证分析结果显示: 1997 2008 年间， 在全国范围内， 房价和储 蓄之间呈高度显著的正相关关系， 如果不考虑数据对数化处理所造成的误差， 则房地产价格每上涨一 77 INDUSTRIAL ECONOMICS RESEARCH 个百分点， 人均居民储蓄会上升 0 18 个百分点; 在东部地区， 房价和储蓄的关系在检验结果上不显 著; 在中部和西部地区， 房价和储蓄之间也呈高度显著的正相关关系， 房价每上涨一个百分点， 则人均 储蓄分别会上升 0 28 和

35、 0 24 个百分点， 这两个地区房价的储蓄效应均高于全国水平， 中部略高于西 部; 在省际之间， 除上海、 河北、 广东、 海南、 内蒙古、 四川、 陕西和西藏外， 其他省份房价对居民储蓄的 影响均不显著， 需要注意的是， 上海市房价的储蓄效应不但呈高度显著的正相关关系， 而且其影响因 子为 1 19， 远远高于其他省份及全国水平。 造成不同地区和省际间的实证检验结果存在巨大差异的原因， 主要由于房价对储蓄影响的特殊 机理: 被动储蓄效应和结构储蓄效应。被动储蓄效应使储蓄在房价上涨时增加; 而结构储蓄效应则使 富裕阶层在房价上涨时减少储蓄， 普通阶层在房价上涨时增加储蓄。因此， 一个经济体，

36、 房价波动对 储蓄的最终影响取决于被动储蓄效应和结构储蓄效应综合作用的结果， 其中， 造成差异性的最主要原 因是结构储蓄效应。而影响结构储蓄效应的关键因素是该经济体内富裕阶层和普通阶层之间的比 例， 这个比例与该经济体的经济发展状况、 人口结构等因素紧密联系。 此外， 房价在影响储蓄的作用机理上， 还存在一个间接储蓄效应。由于间接储蓄效应源于房地产 业非理性的膨胀式发展， 其作用结果虽然在短期内刺激了经济， 增加了储蓄， 但在长期中， 却会导致经 济发展结构陷入失衡和紊乱， 最终为房地产泡沫的破灭， 甚至是经济危机埋下隐患。 参考文献: 1 白重恩， 钱震杰 国民收入的要素分配: 统计数据背后

37、的故事 J 经济研究， 2009( 3) : 2741 2 Franco Modigliani and Shi Larry Cao， 2004 ， “The Chinese Saving Puzzle and the Life- Cycle Hypothesis” ， Journal of Eco- nomic Literature， 42， PP145170 3 王弟海， 龚六堂 增长经济中的消费和储蓄 兼论中国高储蓄率的原因 J 金融研究， 2007( 12) : 116 4 Horioka， C Y ， J M Wan， 2007 ， “The Determinants of House

38、hold Saving in China: Adynamic Panel Analysis of Provin- cial Data” ， Journal of Money Credit Banking， 39， PP20772096 5 龙志和， 周浩明 中国城镇居民预防性储蓄实证研究 J 经济研究， 2000( 11) : 3338 6 施建淮， 朱海婷 中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度: 1999 2003 J 经济研究， 2004( 10) : 6674 7 邓翔， 李锴 中国城镇居民预防性储蓄成因分析 J 南开经济研究， 2009( 2) : 4257 8 张乐， 雷良海 基于

39、预防性储蓄理论的中国城镇居民的消费行为研究 J 消费经济， 2010( 8) : 1013 9Fumio Hayashi，1986 ， “Why Is Japans Saving Rate So Apparently High? ” ， NBER Macroeconomics Annual，1， PP147210 10 Engelhardt， Gary V ， 1996 ，“House Price and Home Owner Saving Behavior” ， Regional Science and Urban Economics， 26， PP313336 11 Chamon，Marc

40、os and Eswar Prasad， 2010 ，“Why Are Saving Rates of Urban Households in China Rising? ” ，American Economic Journal:Macroeconomics ( January) 12 Yi Wen， 2009 ， “Saving and Growth under Borrowing Constraints: Explaining the High Saving Rate Puzzle” ， Working Paper 13 Xin Wang and Yi Wen， 2010 ， “Can I

41、ncreasing Housing Prices Explain Chinas High Household Saving Rates?” ，Work- ing Paper 14 Robert， E Hall， 1978 ， “Stochastic Implications of the Life Cycle- Permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence” Journal of Political Economy， 86， PP971987 15 高春亮， 周晓艳 34 个城市的住宅财富效应: 基于 panel data 的实证研究 J 南

42、开经济研究， 2007( 1) : 3644 16 沈悦， 张学锋 住宅价格、 居民收入及住房支付能力稳定性 J 山西财经大学学报， 2011( 3) : 915 ( 责任编辑: 千 山) ( 下转第 94 页) 87 陈崇葛扬房地产价格波动的储蓄效应研究: 19972008 9 Saaty T L ， 1996，Decision Making with Dependence and Feedback，RWS Publication， Pittsburgh， PA， PP2667 10 Takahashi I ， 1999，Recent Theoretical Developments of

43、AHP and ANP，Proceedings of the Fifth Conference of ISAHP C PP4656 11 邵学清， 周翔， 彭程 建立中药产业创新支撑平台可行性研究 J 中国科技论坛， 2010( 5) : 4146 12 丰志培， 常向阳 我国中药产业发展的问题与管理措施 基于产业创新理论的视角J 科技管理研究， 2009 ( 8) : 69 ( 责任编辑: 雨 珊) Modernization Development Evaluation on Chinese Traditional Medicine Industry Ma Aixia，Li Yong，Yu

44、 Boyang ( China Pharmaceutical University，Nanjing 210009，China) Abstract:This paper constructs a evaluation system for modernization development of Chinese traditional medicine indus- try through the method of ANP index weight determination，and some counter- measures are bought based on the research

45、 The research results show that，firstly，the modernization development tendency of Chinese traditional medicine industry between 2001 and 2009 is upward Secondly，the modernization development tendency of Chinese traditional medicine industry in 2008 is downward because of finance crisis Thirdly，Chine

46、se traditional medicine industry is still in a lower level in the aspects of RD input，output and internationalization Key words:Chinese traditional medicine;modernization;ANP; 檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪 development evaluation ( 上接第 78 页) The Study on the Fluctuations of the Real Est

47、ate Price and the Saving Effect: 19972008 Based on the Empirical Test of the Provincial Panel Data Chen Chong，Ge Yang ( School of Economics，Nanjing University，Nanjing 210093，China) Abstract:Based on the provincial panel data during 1997 2008，this paper analyzes and tests the relationship between the

48、 real estate price and the resident savings The empirical results show that the real estate price and the savings have notable positive correlation in the nationwide， the middle and the west But the estimated results show that the influence of the real es- tate price on the savings is not notable in

49、 the east and some provinces Theoretical analysis shows that the difference of the re- gional and provincial empirical results mainly due to the special influence mechanism between the real estate price and the sav- ings:passive saving effect and structure saving effect In addition，there is indirect saving effect between the real estate price and the savings The effect shows that the real estate price has positive influence on savings in the short term，and has nega- tive impact on the structure of the