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

    2016-09-28 10:58:02袁書(shū)瑋于瀟波
    當(dāng)代經(jīng)濟(jì) 2016年19期
    關(guān)鍵詞:恩格爾系數(shù)格蘭杰居民消費(fèi)

    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。

    [1]劉宗明:財(cái)政分權(quán)、房?jī)r(jià)上漲與消費(fèi)抑制[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2012(2).

    [2]李曉紅:房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民財(cái)富差距的影響分析[J].中國(guó)經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊,2012(5).

    [3]鄧建、張玉新:房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響機(jī)制[J].管理世界,2011(4).

    [4]鄔麗萍、周建軍:房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的影響實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐(雙月刊),2009(1).

    [5]戴麗娜、王青玉:房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響——基于VAR模型的分析[J].鄭州航空工業(yè)管理學(xué)報(bào),2012(8).

    [6]朱敏:房?jī)r(jià)下跌對(duì)消費(fèi)的收入效應(yīng)顯著大于財(cái)富效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究參考,2011(6).

    (責(zé)任編輯:劉冰冰)

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