住宅價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)支出增長的實(shí)證分析

韓 瑾

（浙江大學(xué) 城市學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)系，杭州 310015）

0 引言

金融危機(jī)背景下，消費(fèi)支出作為拉動(dòng)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展“三架馬車”之一，備受政府關(guān)注，房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對居民消費(fèi)支出影響也成為學(xué)術(shù)界研究討論的熱點(diǎn)。這方面研究主要基于兩種理論：庇古效應(yīng)和持續(xù)性收入理論，理論認(rèn)為人們手持的貨幣或公債等資產(chǎn)的實(shí)際價(jià)值增加的財(cái)富效應(yīng)，會(huì)帶動(dòng)消費(fèi)支出。

在此理論基礎(chǔ)上，國內(nèi)外學(xué)者對不同城市居民消費(fèi)支出與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。Catte(2004)[1]以O(shè)ECD為樣本，研究各國住宅價(jià)格波動(dòng)對消費(fèi)支出的影響，研究結(jié)果表明在統(tǒng)計(jì)意義上澳、加、荷、日、西、美、英的財(cái)富效應(yīng)具有顯著性，表現(xiàn)為住宅價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)支出正相關(guān)，法、德兩國的財(cái)富效應(yīng)不顯著。 劉麗（2008）[2]以 2003～2007 年間月度數(shù)據(jù)為樣本，對廣州地區(qū)房地產(chǎn)市場財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明房地產(chǎn)價(jià)會(huì)引發(fā)消費(fèi)下降，表現(xiàn)為對消費(fèi)支出的抑制。周建軍（2008）[3]基于1998～2006年年度數(shù)據(jù)對中國房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，中國住宅價(jià)格與消費(fèi)支出之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

本文依據(jù)杭州地區(qū)1999～2007年季度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用單位根和協(xié)整方法對數(shù)據(jù)相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，建立模型，并確定住宅價(jià)格指數(shù)波動(dòng)與居民消費(fèi)支出時(shí)間序列間存在長期均衡關(guān)系。并進(jìn)一步通過誤差修正模型確定住宅價(jià)格短期波動(dòng)對消費(fèi)支出的影響。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明：居民消費(fèi)支出與房地產(chǎn)價(jià)格之間存在著單向的從住宅價(jià)格到居民消費(fèi)支出的因果關(guān)系。

1 模型選擇、樣本數(shù)據(jù)來源

通過對1999～2007年杭州市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出增長率、住宅價(jià)格指數(shù)和居民家庭收入增長率進(jìn)行初步觀察，發(fā)現(xiàn)三變量變化基本一致。通過Eviews軟件對各變量分析后，建立如下模型：

式中：YDt為居民消費(fèi)支出增長；

HPt為住宅價(jià)格指數(shù)；

INCt為居民家庭收入增長；

ut為為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文采用時(shí)間序列分析常用方法:通過單位檢驗(yàn)、協(xié)整分析、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)來研究杭州市居民消費(fèi)支出與住宅價(jià)格指數(shù)波動(dòng)的關(guān)系。根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒的統(tǒng)計(jì)口徑這里引用的居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)不包括居民家庭購買商品房支出部分。所有數(shù)據(jù)均來自浙江省和杭州市統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)年鑒。

2 實(shí)證分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

在建立計(jì)量模型之前，對三個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。以確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。采用ADF方法，對YD、HP和INC序列的水平序列、一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)。表1檢驗(yàn)結(jié)果說明，三個(gè)時(shí)間序列水平數(shù)據(jù)在5%的顯著水平下是不平穩(wěn)的，一階差分后的三個(gè)時(shí)間序列在5%的顯著水平下都是平穩(wěn)的。因此，序列YD、序列HP和序列INC均為一階差分平穩(wěn)序列，即均為I(1)過程，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)三個(gè)時(shí)間序列之間是否存長期協(xié)整關(guān)系。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，杭州地區(qū)居民消費(fèi)支出增長率、住宅價(jià)格指數(shù)和居民家庭收入增長率均為一階單整過程，因此這些變量之間可能存在這一個(gè)穩(wěn)定的線性關(guān)系。根據(jù)協(xié)整理論， 對于三維向量時(shí)間序列 Xi=(x1t，x2t，x2t)’, 其中 xit～I(xiàn)(1),(i=1,2,3),并且Xt～CI(1,1),如果分量之間存在協(xié)整關(guān)系，則存在一個(gè)協(xié)整向量α，使得ui=α'Xt～I(xiàn)(0)。我們將YD作為被解釋變量，HP和INC作為解釋變量，對三個(gè)變量進(jìn)行靜態(tài)回歸，通過OLS進(jìn)行擬合，可以得到最小二乘法估計(jì)量和殘差序列{ui}。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

殘差序列為 ut=YDt-(96.98670+0.121143HPt+0.115140INCt)。對殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑棣t=ρut+δΔut-1+εt。 零假設(shè)為 ρ=0，其檢驗(yàn)形式為有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，利用AIC準(zhǔn)則，2階滯后，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。ADF檢驗(yàn)值為-6.438614，5%置信水平的臨界值為-4.9336，因此拒絕零假設(shè)，殘差序列ut為平穩(wěn)序列。三個(gè)時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系，表明居民消費(fèi)支出、住宅價(jià)格指數(shù)和居民家庭收入之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)回歸結(jié)果

反映三個(gè)變量長期關(guān)系的協(xié)整方程（1）表明，居民消費(fèi)支出與居民家庭收入、住宅價(jià)格指數(shù)之間正相關(guān)關(guān)系。即從長期趨勢看，增加居民年收入有利于促進(jìn)居民消費(fèi)支出的增加；住宅價(jià)格指數(shù)增加，增加住房持有者家庭的資產(chǎn)價(jià)值，影響居民消費(fèi)心理，從而促進(jìn)居民消費(fèi)支出的增加。雖然住宅價(jià)格指數(shù)的增加也會(huì)抑制準(zhǔn)備購買住房者的消費(fèi)意愿、或租房者因?yàn)樵黾幼饨鹬С鰷p少消費(fèi)開支，但是在杭州地區(qū)總體呈現(xiàn)住宅價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)支出為正相關(guān)為0.11，達(dá)到1997～2001年歐洲國家的水平[3]。

2.3 樣本數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗(yàn)。

通過協(xié)整檢驗(yàn)可以確定杭州地區(qū)居民消費(fèi)支出增長與住宅價(jià)格指數(shù)、居民家庭收入增長存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但各變量之間是否存在因果關(guān)系，以及因果關(guān)系的方向如何并不確定。為此，取滯后階數(shù)1、2、3、4分別對三個(gè)時(shí)間序列之間的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。居民消費(fèi)支出增長不是房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和居民家庭收入增長的格蘭杰原因。房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)不是居民家庭收入增長的格蘭杰原因，因此，房地產(chǎn)市場價(jià)格的變化并不影響居民家庭收入。居民家庭收入增長不是住宅價(jià)格指數(shù)的原因，杭州地區(qū)住宅價(jià)格的連續(xù)攀升與居民收入的增加無直接性關(guān)系。而居民家庭收入增長和住宅價(jià)格指數(shù)是居民消費(fèi)支出的格蘭杰原因，且統(tǒng)計(jì)意義上顯著。說明居民收入增長會(huì)帶動(dòng)居民消費(fèi)支出增加，住房價(jià)格增長的“財(cái)富效應(yīng)”心理會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)支出。結(jié)論符合庇古效應(yīng)和持續(xù)性收入理論。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 誤差修正模型

序列變量YD、HP、INC存在長期均衡關(guān)系可用協(xié)整回歸模型（1）表示，一個(gè)簡單的誤差修正模型（ECM）可以表示為如下形式（2）:

其中，ECMt-1=（Yt-1-97.1408-0.11850Ht-1-0.115140Wt-1）。模型中γi和θ是短期參數(shù)，表示變量之間的短期調(diào)整關(guān)系。

利用Eviews軟件，可以得出三個(gè)時(shí)間序列短期波動(dòng)關(guān)系的誤差修正模型:

結(jié)果顯示，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.14（負(fù)值），在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，說明誤差項(xiàng)的調(diào)節(jié)機(jī)制存在，具有負(fù)反饋機(jī)制。符合短期方程對長期方程的修正意義。這表明無論從短期還是長期看，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對居民消費(fèi)支出的影響都是顯著的。

3 結(jié)論分析及政策建議

從本文的計(jì)量模型可以看到，住宅價(jià)格和居民家庭收入對居民消費(fèi)支出有較強(qiáng)的影響。在1999年至2007年近10年間，杭州房地產(chǎn)市場從初建到成熟，盡管住宅價(jià)格的波動(dòng)、居民消費(fèi)支出增長和居民家庭收入增長是非穩(wěn)定的，但從長期來看，三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從格蘭杰因果檢驗(yàn)可以得出，居民消費(fèi)支出、居民家庭收入和住宅價(jià)格指數(shù)之間存在單向的從居民家庭收入、住宅價(jià)格到居民消費(fèi)支出的因果關(guān)系。房地產(chǎn)價(jià)格的增長在短期對消費(fèi)會(huì)有調(diào)節(jié)作用，但從長期看對居民消費(fèi)支出有促進(jìn)作用，且長期促進(jìn)作用可以覆蓋短期調(diào)節(jié)作用。居民家庭收入對居民消費(fèi)支出的影響是正面的，且短期影響遠(yuǎn)大于長期的影響。從定性分析看，居民消費(fèi)支出、居民家庭收入和住宅價(jià)格之間的這種內(nèi)在關(guān)系的作用，使得盡管居民家庭消費(fèi)支出有時(shí)會(huì)偏離均衡，但經(jīng)濟(jì)自身規(guī)律會(huì)將其拉回均衡狀態(tài)，本文的誤差修正模型描述了無論消費(fèi)支出短期如何變化，在長期是趨于均衡的。

提高居民家庭收入對促進(jìn)居民消費(fèi)支出是單向的，而住宅價(jià)格指數(shù)對居民消費(fèi)支出的影響是不確定的，因此本文提出以下兩點(diǎn)建議：

（1）增加收入是實(shí)現(xiàn)消費(fèi)支出真正的根本。在金融危機(jī)背景下，政府要采取更強(qiáng)有力的增加就業(yè)政策和和更優(yōu)惠的稅收減免政策，以促進(jìn)消費(fèi)支出的增長。

（2）謹(jǐn)慎掌握房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)對消費(fèi)支出的影響。政府需要維持房地產(chǎn)市場的穩(wěn)定，防止出現(xiàn)大起大落，以免給地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)面影響。

[1]Case,K.E.Quigley,J.M.Shiller,H.J.Comparing Wealth Effect:the Stock Market Versus the House Market[C].National Burean of Economic Research Working Paper Series,2001,(8606).

[2]劉麗，劉愛松.房地產(chǎn)市場財(cái)富效應(yīng)實(shí)證研究[J].基于廣州房地產(chǎn)市場的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].價(jià)值工程,2008，（8）.

[3]周建軍，鞠方.住宅價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)增長[J].基于中國數(shù)據(jù)的理論分析和實(shí)證研究[J].科學(xué)經(jīng)濟(jì)社會(huì),2008，（2）.