湖北省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響研究

袁書(shū)瑋，于瀟波

（1、華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北　武漢　430079

2、中國(guó)地質(zhì)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北　武漢　430079）

湖北省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響研究

袁書(shū)瑋1，于瀟波2

（1、華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北武漢430079

2、中國(guó)地質(zhì)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北武漢430079）

在房?jī)r(jià)飛漲的時(shí)代背景下，很多學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)有著顯著的影響，但是房地產(chǎn)是個(gè)地域性的市場(chǎng)，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)某一地區(qū)的居民消費(fèi)到底有何種影響需要進(jìn)一步分析而得知。本文以湖北省為例，搜集有關(guān)數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并得出結(jié)論：湖北省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)本省內(nèi)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響甚微，人均可支配收入顯著影響居民消費(fèi)，恩格爾系數(shù)與居民消費(fèi)之間相互影響。

房?jī)r(jià)變動(dòng)；居民消費(fèi)；影響；人均可支配收入；恩格爾系數(shù)

一、引言

房地產(chǎn)是大多數(shù)家庭所擁有的最重要的資產(chǎn)，該資產(chǎn)價(jià)格的上升或下降對(duì)家庭消費(fèi)有著重要的影響。從理論上來(lái)講，研究房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的影響，可以幫助政府根據(jù)二者之間的關(guān)系制定更為有效的抑制房?jī)r(jià)和刺激消費(fèi)的政策。從實(shí)踐上來(lái)講，關(guān)于房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)于居民消費(fèi)的影響一直以來(lái)沒(méi)有定論，而且由于房地產(chǎn)市場(chǎng)是一個(gè)典型的地域性市場(chǎng)，因此具體研究某一省份房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響有著重要的意義。

二、湖北省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響的實(shí)證分析

1、湖北省房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)現(xiàn)狀

湖北省房?jī)r(jià)上漲的趨勢(shì)與全國(guó)大體相同，都經(jīng)歷了自1987年開(kāi)始的住房制度改革，但是由于房地產(chǎn)市場(chǎng)是典型的地域性市場(chǎng)，所以湖北省房地產(chǎn)市場(chǎng)也有著自身的特點(diǎn)。

2000—2004年，房?jī)r(jià)上漲平緩，近幾年來(lái)上漲趨勢(shì)尤其明顯。2006年之前，人均可支配收入和人均消費(fèi)性支出增長(zhǎng)速度緩慢，自2006年以后，人均可支配收入和人均消費(fèi)開(kāi)始大幅度增加，但是人均消費(fèi)性支出的增長(zhǎng)速度明顯低于人均可支配收入的增長(zhǎng)速度，二者之間的差距越來(lái)越大。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲趨于平穩(wěn)時(shí)，人均消費(fèi)增速和人均可支配收入的增速基本持平。當(dāng)房?jī)r(jià)開(kāi)始快速上漲以后，人均消費(fèi)性支出的增速明顯低于人均可支配收入的增速。這說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲在一定程度上影響了居民消費(fèi)。

2、房?jī)r(jià)變動(dòng)影響居民消費(fèi)模型的構(gòu)建

以LC-PIH為基礎(chǔ)的關(guān)于居民消費(fèi)與收入以及房?jī)r(jià)的計(jì)量模型為：

C=α0+α1YD+α2M+Utt=1，2，…，T（1）

E=β0+β1YD+β2M+γtt=1，2，…，T（2）

其中：C為包含購(gòu)房支出的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出；YD為人均可支配收入；E為城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)；M是房?jī)r(jià)占城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的比重；α0、β0為常數(shù)項(xiàng)；Ut、γt為誤差項(xiàng)；α1、α2和β1、β2是收入、房?jī)r(jià)占收入的比重的邊際消費(fèi)傾向；T是樣本個(gè)數(shù)。

3、變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

（1）指標(biāo)變量選取。本文研究房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響，選取了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出C，其中包括了人均購(gòu)房支出和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出；還選取了M，即房?jī)r(jià)占人均收入的比重，這一比重越大則說(shuō)明人民購(gòu)房壓力就越大，收入中用于購(gòu)房的支出就越大；選取了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入YD作為衡量收入的指標(biāo)；除消費(fèi)水平以外，本文還分析房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，所以選取恩格爾系數(shù)E作為衡量消費(fèi)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。

（2）數(shù)據(jù)來(lái)源。本文數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2000年至2012年，采取的數(shù)據(jù)包括：城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、商品住宅銷(xiāo)售均價(jià)、恩格爾系數(shù)、房?jī)r(jià)占人均收入的比重等。數(shù)據(jù)均來(lái)自于《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，還有國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。YD、E、C1數(shù)據(jù)來(lái)自2013年湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒，人均購(gòu)房支出C2由商品住宅銷(xiāo)售額除以城鎮(zhèn)人口數(shù)得出，房?jī)r(jià)占人均收入的比重M由商品住宅價(jià)格除以人均可支配收入得出，人均消費(fèi)支出占人均購(gòu)房支出的比重是C1/C2。

4、實(shí)證檢驗(yàn)過(guò)程

本文基于協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)考察房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)性支出（湖北省）的影響。如果所有變量都是同階單整的，那么這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，可以建立協(xié)整方程，并通過(guò)檢驗(yàn)殘差是否穩(wěn)定來(lái)確定是否存在協(xié)整關(guān)系。

當(dāng)變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，即使是非常顯著的，也不能說(shuō)明變量之間存在因果關(guān)系，協(xié)整關(guān)系只能說(shuō)明兩個(gè)變量之間至少存在因果關(guān)系，但不能具體指出何為因、何為果。因此要確定變量之間的因果關(guān)系，應(yīng)該對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。本文采用Granger因果檢驗(yàn)方法考察湖北省居民消費(fèi)性支出與房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富之間的因果關(guān)系。

（1）單位根檢驗(yàn)。本文利用ADF檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征。最佳滯后階數(shù)按照AIC準(zhǔn)則確定，AIC值越小越好。

本文利用Eviews6.0對(duì)Cp、M、E、YDp四個(gè)時(shí)間序列的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在10%的顯著性水平下，Cp、YDp一階差分的時(shí)間序列的ADF統(tǒng)計(jì)值大于臨界值，接受原假設(shè)，即時(shí)間序列含有單位根，為不平穩(wěn)序列；Cp、M、E、YDp二階差分的時(shí)間序列的ADF統(tǒng)計(jì)值小于10%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，即為平穩(wěn)序列。由此可知，Cp、M、E、YDp均為二階單整的序列，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表1　變量的ADF單位根檢驗(yàn)

（2）協(xié)整模型及協(xié)整檢驗(yàn)。由上面的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，Cp、M、E、YDp均為二階單整的序列，由此可以建立協(xié)整模型。

根據(jù)前述的推導(dǎo)模型，設(shè)Cp和M、YDp的協(xié)整模型為：

Cp=α0+α1YDp+α2M+Utt=1，2，…，T（3）

設(shè)E和M、YDp的協(xié)整模型為：

E=β0+β1YDp+β2M+γtt=1，2，…，T（4）

利用最小二乘法估計(jì)得：

Cp=2052.17675458+0.737727628898*YD（-2）+ 55.9711547583*M（-2）+Ut（5）

t（-1.573006）（22.10124）（0.993135）

R2=0.984976R2=0.981220F-statistic=262.2468

E和YD、M的協(xié)整方程：

E=0.27152937062-1.33214336828e-06*YD（-2）+ 0.00173055320549*M（-2）+Vt（6）

t（7.544873）（-1.446742）（1.113137）

R2=0.849224R2=0.786530F-statistic=211.9504

從模型（5）和（6）的擬合結(jié)果可以看出，方程的變量和常數(shù)通過(guò)t檢驗(yàn)，模型的擬合度高，方程的總體線性關(guān)系顯著。因此，上述協(xié)整模型可以被采用。

估計(jì)的殘差序列為：

Ut=Cp+2052.17675458-0.737727628898*YD（-2）-55.9711547583*M（-2）（7）

Vt=E-0.27152937062+1.33214336828e-06*YD（-2）+ 0.00173055320549*M（-2）（8）

對(duì)估計(jì)的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在（0，0，0）的檢驗(yàn)形式下，得到該殘差滋的ADF檢驗(yàn)值為-3.130582，小于10%顯著性水平下的臨界值-2.713751，表明在10%的顯著性水平下模型（5）的殘差序列平穩(wěn)。在（0，0，0）的檢驗(yàn)形式下，得到該殘差孜的ADF檢驗(yàn)值為-4.815815，小于10%顯著性水平下的臨界值-2.728985，表明在10%的顯著性水平下模型（6）的殘差序列平穩(wěn)。因此C、YD、M之間存在著協(xié)整關(guān)系，E、YD、M之間也存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

模型（5）的估計(jì)結(jié)果表明，房?jī)r(jià)占人均收入的比重對(duì)人均消費(fèi)支出有顯著的正影響，人均可支配收入對(duì)居民消費(fèi)有顯著的正影響。房?jī)r(jià)占收入的比重提高1%，人均消費(fèi)支出就會(huì)上升55.97%，說(shuō)明房?jī)r(jià)占人均收入的比重越高，對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用就越大。這是由于房?jī)r(jià)上漲所導(dǎo)致的財(cái)富效應(yīng)。房?jī)r(jià)上漲后，房產(chǎn)增值，房主的凈財(cái)富增加，消費(fèi)能力增強(qiáng)，當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲后，有房者直接將房子賣(mài)掉來(lái)實(shí)現(xiàn)增值收益，這種實(shí)現(xiàn)的收益會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)支出的增加，對(duì)于擁有多套住房且無(wú)還款壓力的消費(fèi)者來(lái)說(shuō)這種效應(yīng)更為顯著。而且本文中的居民消費(fèi)本就包含了購(gòu)房消費(fèi)支出，所以房?jī)r(jià)上漲必然會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)的增長(zhǎng)。

表2　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表

模型（6）的估計(jì)結(jié)果表明，房?jī)r(jià)占人均可支配收入比重的提高會(huì)造成恩格爾系數(shù)的上升，但影響并不顯著，房?jī)r(jià)收入比越高，收入中用于購(gòu)房的支出就越多，閑暇支出就相對(duì)減少，降低了人們的生活水平和質(zhì)量。此外人均收入每提高1%，恩格爾系數(shù)就下降1.32%，一般來(lái)說(shuō)，恩格爾系數(shù)的下降表明人民生活水平的提高。這是因?yàn)槭称分С鼍哂幸欢ǖ膭傂院头€(wěn)定性，收入增加以后居民總消費(fèi)水平提高，而用于食品的支出相對(duì)穩(wěn)定，這樣食品支出在消費(fèi)性支出中的比重就會(huì)降低（即恩格爾系數(shù)下降），這時(shí)消費(fèi)者有更多的消費(fèi)可以用于娛樂(lè)等方面，會(huì)提高居民的生活質(zhì)量。

三、Granger因果檢驗(yàn)及結(jié)論

由前述的協(xié)整檢驗(yàn)可知，居民消費(fèi)、房?jī)r(jià)占收入的比重、人均可支配收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，恩格爾系數(shù)、人均可支配收入、房?jī)r(jià)占收入的比重之間也存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

表2是對(duì)變量間做出的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯?，在滯后階數(shù)為2，顯著性水平為10%的情況下：第一，人均可支配收入YD是人均消費(fèi)性支出C的格蘭杰原因，表明人均可支配收入是人均消費(fèi)性支出的顯著影響因素。

第二，房?jī)r(jià)占人均可支配收入的比重M不是人均消費(fèi)支出C的格蘭杰原因，說(shuō)明就湖北省而言，房?jī)r(jià)的變動(dòng)并不影響居民消費(fèi)，這一點(diǎn)看似不可能，但是通過(guò)數(shù)據(jù)分析得出M不是C的格蘭杰原因的概率值竟高達(dá)0.9868，無(wú)論采取何種滯后階數(shù)，得出的P值都很大，說(shuō)明在湖北省，2000—2012年之間，房?jī)r(jià)變動(dòng)并未顯著影響消費(fèi)。

第三，湖北省城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)E是人均消費(fèi)支出C的格蘭杰原因，說(shuō)明恩格爾系數(shù)是影響人均消費(fèi)的重要因素，同時(shí)人均消費(fèi)支出C是恩格爾系數(shù)E的格蘭杰原因，說(shuō)明人均消費(fèi)支出是影響恩格爾系數(shù)的重要因素，二者之間存在相互影響的關(guān)系。

第四，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入YD是恩格爾系數(shù)E的格蘭杰原因，這就說(shuō)明人均可支配收入是影響恩格爾系數(shù)的顯著影響因素之一。一般來(lái)說(shuō)也是如此，人均可支配收入越高，人均支出中食物支出的比重就越低，隨之恩格爾系數(shù)就越低。

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（責(zé)任編輯：劉冰冰）