□文/趙 迪

（西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院甘肅·蘭州）

房價波動對城鎮(zhèn)居民消費的影響

□文/趙 迪

（西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院甘肅·蘭州）

近年來，房地產(chǎn)價格居高不下已成為大眾關(guān)注的焦點。本文以1987～2013年房價與城鎮(zhèn)居民消費數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立計量經(jīng)濟(jì)模型，并通過實證分析得出：從整體上來看，房價上漲對城鎮(zhèn)居民消費水平產(chǎn)生擠出效應(yīng)；從消費結(jié)構(gòu)上來看，房價對不同消費類型的影響差異性明顯，在長期內(nèi)，房價上漲抑制居住性消費和服務(wù)性消費，促進(jìn)經(jīng)常性消費，而在短期內(nèi)卻產(chǎn)生相反的影響。

房價；城鎮(zhèn)居民消費水平；城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)；誤差修正模型

原標(biāo)題：房價波動對城鎮(zhèn)居民消費的影響研究——基于消費水平和消費結(jié)構(gòu)的視角

收錄日期：2016年7月26日

一、文獻(xiàn)綜述

我國大中城市房價從2004年開始一直持續(xù)上漲，近幾年更是居高不下，房價的高低影響居民生活的方方面面。因此，穩(wěn)定房價一直是政策制定者關(guān)注的焦點。房價的波動不僅不利于宏觀經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展，也會影響居民消費。面對國內(nèi)消費需求不足的局面，國家更應(yīng)重視房價與消費之間的關(guān)系，在穩(wěn)定房價的同時，擴(kuò)大居民消費需求的長效機(jī)制，使房地產(chǎn)業(yè)對居民產(chǎn)生財富效應(yīng)，促進(jìn)居民消費。那么，消費作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的強(qiáng)勁動力之一，房價上下波動會對城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生什么樣的影響？房價波動到底會抑制還是促進(jìn)居民消費呢？

關(guān)于居民消費和房價波動的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點，國內(nèi)外學(xué)者對其進(jìn)行了大量的研究。房價對城鎮(zhèn)居民消費的影響大致體現(xiàn)在兩個方面：

一是財富效應(yīng)。Mehra（2001）利用美國1960～2000年的數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗和誤差修正分析，得出房地產(chǎn)資產(chǎn)對消費有顯著的財富效應(yīng)。Case等（2005）利用14個國家年度面板數(shù)據(jù)及美國各州的季度面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)房價上漲所產(chǎn)生的財富效應(yīng)可以促進(jìn)消費。宋勃（2007）在對我國1998～2004年房地產(chǎn)價格和居民消費季度相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，通過脈沖相應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價格波動對居民消費存在正向效應(yīng)。黃靜和屠梅曾（2009）利用近10年的家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)對居民消費有顯著的財富效應(yīng)，且對越年輕的家庭和收入越高的家庭財富效應(yīng)越大。李劍和臧旭恒（2015）利用2004～2011年省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，發(fā)現(xiàn)在總體上房價上升對居民消費存在財富效應(yīng)，但從不同的消費類別來看，房價上升促進(jìn)了大型耐用品消費，而抑制了食品、衣著和醫(yī)療保健等“生存型”消費。

二是擠出效應(yīng)。Yoshikawa和Ohmke（1989）發(fā)現(xiàn)房價上漲對于潛在房主來說，他們需要儲蓄更多的錢，房價上升對他們的消費起到抑制作用。張存濤（2007）利用1987～2005年年度數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗和誤差修正分析，發(fā)現(xiàn)無論是長期還是短期房地產(chǎn)價格上漲對社會零售品消費都產(chǎn)生抑制作用。鄔麗萍和周建軍（2009）利用1995～2006年的北京、天津、上海和重慶的面板數(shù)據(jù)實證分析得出，房價上漲對我國居民消費支出存在擠出效應(yīng)，但對于不同地區(qū)來看，房地產(chǎn)的財富效應(yīng)存在很大差異。唐志軍（2010）利用1995～2008年季度數(shù)據(jù)通過協(xié)整分析和VAR分析，發(fā)現(xiàn)房價波動對社會消費品零售總額有負(fù)向影響。況大偉（2011）利用1996～2008年35個大中城市的家庭數(shù)據(jù)考察了房價變動對居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)房價波動對住房面積和非住房消費存在擠出效應(yīng)。李春風(fēng)等（2013）利用我國31個省市1999～2011年的省際面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為房價上漲對我國城鎮(zhèn)居民消費存在擠出效應(yīng)。張亮和杭斌（2016）利用我國1998～2012年的31個省市面板數(shù)據(jù)通過動態(tài)面板模型和運用系統(tǒng)GMM的兩步估計法得出，城鎮(zhèn)居民追逐地位商品（住房的面積）對消費產(chǎn)生了抑制作用。

通過上述文獻(xiàn)可以得出，由于數(shù)據(jù)的可獲取性和研究方法的不同，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于房價對城鎮(zhèn)居民消費的影響分析研究結(jié)果意見不一，因此需要對其進(jìn)行更深層次的研究。本文從城鎮(zhèn)居民消費水平和消費結(jié)構(gòu)兩個角度來研究房價波動與城鎮(zhèn)居民消費之間的關(guān)系，不僅分析了房價波動對整體消費的影響，也分析了房價波動對不同消費類別之間的影響差異。

二、房價波動對城鎮(zhèn)居民消費水平變化的影響

（一）指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源。根據(jù)莫迪里安尼的生命周期假說，居民的財富水平和工資收入影響消費，即C＝α1Y+α2W，其中Y為收入，W為實際財富。生命周期理論認(rèn)為，人們會根據(jù)自己的財富和收入合理地分配消費和儲蓄份額。隨著我國房價的持續(xù)攀升，房地產(chǎn)已經(jīng)成為居民財富的重要組成部分，考慮到影響消費的主要因素，所以建立如下經(jīng)濟(jì)模型：

lnC=β0+β1lnY+β2lnH+β3lnSS+μ（1）

其中，變量C表示城鎮(zhèn)居民人均消費支出，Y為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，H為房價，SS為社會保障水平，β0代表個體固定效應(yīng)，μ代表隨機(jī)誤差項。城鎮(zhèn)房價是根據(jù)住宅銷售總額/住宅銷售總面積計算得來的，社會保障水平（SS）是用社會保障支出/政府財政支出計算得來的。本文采用全國1987～2013年年度數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，為消除價格因素的影響，城鎮(zhèn)居民人均消費支出（C）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（Y）和房價（H）都以1987年為基期進(jìn)行了物價指數(shù)平減處理。此外，為消除異方差性，對調(diào)整后的數(shù)據(jù)做了取對數(shù)處理。

（二）平穩(wěn)性檢驗。對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，如果數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，則可以進(jìn)行最小二乘估計；如果數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，進(jìn)行差分之后數(shù)據(jù)是同階平穩(wěn)的，則可做協(xié)整檢驗；從檢驗結(jié)果可知，原序列不是平穩(wěn)的，其ADF值分別為lnC（-3.08）、lnY（-1.77）、lnH（-1.63）、lnSS（-1.64），但進(jìn)行一階差分之后的ADF值分別為lnC（-3.67）在5%和lnY（-3.98）、lnH（-6.39）、lnSS（-6.19）在1%水平下是平穩(wěn)的。

（三）協(xié)整檢驗。為了避免產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，進(jìn)一步對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗的前提是確定其滯后階數(shù)，通過赤池信息量準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）確定VAR模型的滯后階數(shù)P為1。通過Johansen檢驗可得到房價與城鎮(zhèn)居民消費支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和社會保障水平之間的協(xié)整方程。

協(xié)整方程為：

lnC=0.988lnY-0.178lnH-0.010lnSS（2）

（0.02999）（0.04085）（0.00740）

由此可以得知，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對消費的影響顯著為正，其系數(shù)為0.988，說明當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1%時，城鎮(zhèn)居民消費支出會增加0.988%；房價波動對消費的影響顯著為負(fù)，其系數(shù)為-0.178，說明房價上漲1%時，城鎮(zhèn)居民人均消費支出會下降0.178%；而社會保障水平對消費的影響也顯著為負(fù)，其系數(shù)為-0.01，說明居民的社保支出增加1%時，城鎮(zhèn)居民消費支出就會減少0.01%。

（四）誤差修正模型。由協(xié)整關(guān)系得出城鎮(zhèn)居民消費與房價具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且在長期內(nèi)，房價波動對城鎮(zhèn)居民消費影響為負(fù)。為確定房價與城鎮(zhèn)居民消費在短期之間的關(guān)系，需要建立誤差修正模型（ECM）。考慮到消費存在慣性，本文在解釋變量中加入了滯后一期的城鎮(zhèn)居民消費支出（dlnCt-1），建立如下模型：

dlnCt=-0.025+0.483lnCt-1+0.748dlnYt+0.002dlnHt+ 0.011dlnSSt-0.869ecmt-1

（-2.62）（3.49）（4.95）（0.07）（1.00）（-3.87）（3）

R2＝0.87DW＝2.03F＝26.59

由得出的方程可知該ecmt-1系數(shù)為-0.869，符合誤差修正機(jī)制，但滯后1期誤差修正項對城鎮(zhèn)居民當(dāng)期消費影響力度不大，且修正的速度較慢。R2＝0.87，說明樣本數(shù)據(jù)擬合較好。DW值接近2，說明變量間不存在自相關(guān)現(xiàn)象，F(xiàn)值為26.59，說明房價與城鎮(zhèn)居民消費的回歸方程整體顯著。從各個變量的回歸系數(shù)得出，對城鎮(zhèn)居民消費影響最大的因素是收入，其彈性系數(shù)為0.748；城鎮(zhèn)居民滯后1期消費支出對當(dāng)期消費有顯著的正向影響，其彈性系數(shù)為0.483，這能充分體現(xiàn)居民消費存在慣性；房價對消費存在正向影響，但不顯著，短期內(nèi)，房價波動對消費影響微弱，其彈性系數(shù)為0.002，體現(xiàn)消費對于房價變動的反應(yīng)存在滯后性；社會保障水平對城鎮(zhèn)居民消費的影響比較微弱，且不顯著，其彈性系數(shù)為0.011。這說明在短期內(nèi)社保資金對城鎮(zhèn)居民消費影響較小。

三、房價波動與城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變化的關(guān)系

房價上漲雖然對城鎮(zhèn)居民的總消費支出存在擠出效應(yīng)，但這一影響在不同消費類別之間差異明顯。本文把城鎮(zhèn)居民消費分為三類：居住性消費、經(jīng)常性消費（食品、衣著、家庭設(shè)備及用品）和服務(wù)性消費（醫(yī)療保健、交通和通信、文教娛樂服務(wù)和其他），即C＝C1+C2+C3（其中，C1、C2、C3分別表示居住性消費、經(jīng)常性消費和服務(wù)性消費）。因此，建立模型為：

lnCi=βi0+βi1lnY+βi2lnH+βi3lnSS+μ

（一）平穩(wěn)性檢驗。對居住性消費、經(jīng)常性消費和服務(wù)性消費三類數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，其ADF值分別為lnC1（-1.96）、lnC2（-1.61）、lnC3（-2.88），原序列為非平穩(wěn)的，其取對數(shù)一階差分后的ADF值分別為lnC1（-4.62）、lnC2（-3.74）、lnC3（-7.35）分別在1%、5%和1%水平下平穩(wěn)。

（二）協(xié)整檢驗。對房價和整體消費做協(xié)整分析，得出房價波動對整體消費產(chǎn)生抑制作用；對房價和不同類別消費做協(xié)整檢驗，得出不同結(jié)論；本文利用E-G兩步法來檢驗，對其殘差序列et做單位根檢驗，其ADF值分別為-4.25、-2.79和-3.88，小于5%水平下的臨界值。其長期協(xié)整關(guān)系如下：

lnC1=-1.64+1.64lnY-0.86lnH+0.14lnSS（4）

（-1.21）（4.27）（-1.68）（1.41）

R2＝0.94DW＝0.79F＝127.34

lnC2=0.68+0.68lnY+0.11lnH-0.11lnSS（5）

（7.58）（0.93）（-4.73）（2.13）

R2＝0.98DW＝0.81F＝532.21

lnC3=-1.41+1.37lnY-0.37lnH+0.18lnSS（6）

（-1.77）（6.11）（-1.24）（3.17）

R2＝0.98DW＝1.27F＝422.79

由協(xié)整關(guān)系可以得出，在長期內(nèi)，房價上漲抑制了居住性消費支出和服務(wù)性消費支出，而促進(jìn)了經(jīng)常性消費支出，說明對于居住性消費支出和服務(wù)性消費支出，房價上漲所產(chǎn)生的擠出效應(yīng)大于財富效應(yīng)。這是由于居住性消費包括房租、住房保養(yǎng)、維修及管理水、電、燃料和其他等。對于低收入家庭，大部分家庭沒有自有住房，當(dāng)房價上漲時，他們會減少居住性消費來增加住房儲蓄；而對于服務(wù)性消費來說，不同收入的家庭，他們對于房價的上漲會有不同的反應(yīng)，對于收入比較低的家庭和對住房有改善性需求的家庭來說，當(dāng)房價上漲時，會減少服務(wù)性消費支出；但房價上漲對于經(jīng)常性消費支出影響顯著為正，說明房價上漲對經(jīng)常性消費支出的財富效應(yīng)大于擠出效應(yīng)，這是由于我國近年來房價一直居高不下，很多人都投資于房地產(chǎn)，所以城鎮(zhèn)中很多家庭有兩套或者兩套以上住房，當(dāng)房價上漲時，對其產(chǎn)生財富效應(yīng)，從而促進(jìn)這部分家庭的經(jīng)常性消費支出。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗。為明確房價與城鎮(zhèn)居民消費整體以及城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，進(jìn)行Granger因果檢驗。從城鎮(zhèn)居民消費整體來看，城鎮(zhèn)居民消費支出是房價的Granger原因，而房價不是城鎮(zhèn)居民消費支出的Granger原因；城鎮(zhèn)居民居住性消費支出和服務(wù)性消費支出與房價不存在Granger因果關(guān)系；城鎮(zhèn)居民的經(jīng)常消費支出與房價存在雙向的Granger因果關(guān)系。

四、結(jié)論及政策建議

本文利用全國1987～2013年的年度數(shù)據(jù)，對房價波動與城鎮(zhèn)居民消費之間的關(guān)系做了協(xié)整檢驗和誤差修正。從實證結(jié)果得出：（1）從長期來看，居民人均可支配收入是影響城鎮(zhèn)居民消費的決定性因素；房價上漲對城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但是在不同的消費結(jié)構(gòu)之間有顯著差異，房價上漲對城鎮(zhèn)居民的居住性消費支出和服務(wù)性消費支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)，對城鎮(zhèn)居民的經(jīng)常性消費支出產(chǎn)生財富效應(yīng)；而社會保障水平對消費存在擠出效應(yīng)。（2）從短期來看，房價上漲對城鎮(zhèn)居民整體消費產(chǎn)生財富效應(yīng)，但是影響微弱且不顯著，收入是影響各類消費的主要因素，且影響顯著為正；而社會保障水平對消費的影響不顯著。

由于房價上漲對消費結(jié)構(gòu)的影響不同，因此政府在制定房地產(chǎn)的相關(guān)政策時，不能采取“一刀切”式。政府應(yīng)充分考慮房價波動對各類消費的影響，使其產(chǎn)生房地產(chǎn)的財富效應(yīng)，從而拉動居民消費。（1）提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，收入是影響城鎮(zhèn)居民整體消費和消費結(jié)構(gòu)升級的主要因素，只有保證居民的收入，才能滿足居民各種消費需求；（2）穩(wěn)定房價，由于住房的資產(chǎn)性屬性，房價的上下波動會影響居民的財富預(yù)期和心理預(yù)期，從而影響消費。對于有兩套或兩套以上住房的家庭來說，應(yīng)提高購房的房產(chǎn)稅和首付比例，避免由于居民的投機(jī)性需求導(dǎo)致房價進(jìn)一步上漲，進(jìn)而導(dǎo)致貧富差距過大；（3）健全社會保障體系，國內(nèi)消費不足很大一部分原因是居民為自己養(yǎng)老做了預(yù)防儲蓄，政府應(yīng)增加社會保障支出在財政支出中所占的比例，從而釋放居民的消費潛力。

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F224.32

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