成都市房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響研究

文/沈夢(mèng)琳 張品 呂秀梅（重慶工商大學(xué)）

一、引言

住房資產(chǎn)作為居民家庭財(cái)富的主要資產(chǎn)，在房地產(chǎn)市場(chǎng)不斷推進(jìn)的同時(shí)，其所占比例也在不斷增大。通過研究我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮的情況，可以為政府等部門制定相關(guān)政策提供必要的依據(jù)。

從理論角度看，在梳理相關(guān)研究文獻(xiàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外大部分學(xué)者是以某個(gè)區(qū)域或者重要一線城市為研究對(duì)象來分析房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響情況，而缺少對(duì)某個(gè)具體城市進(jìn)行的研究。

比如國(guó)內(nèi)學(xué)者蒙寶長(zhǎng)①（2017）運(yùn)用最新數(shù)據(jù)證實(shí)了短期內(nèi)我國(guó)一、二線城市的房地產(chǎn)財(cái)富表現(xiàn)為擠出效應(yīng)，而三線城市表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)；但從長(zhǎng)期來看，一、二、三線城市的房地產(chǎn)財(cái)富均表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)。再如國(guó)外學(xué)者Shen②（2014）等運(yùn)用VAR 模型對(duì)比研究OECD1975-2011 年14 個(gè)國(guó)家住房與股票對(duì)居民消費(fèi)的影響，表明消費(fèi)住房?jī)r(jià)格“凈效應(yīng)”不及股票價(jià)格波動(dòng)大，財(cái)富效應(yīng)不明顯。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果各持己見，表現(xiàn)不同國(guó)家或區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展情況不同。因此，對(duì)具體城市進(jìn)行針對(duì)性研究更加有實(shí)際價(jià)值。從實(shí)際意義看，作為西南地區(qū)的“掌上明珠”，成都的房地產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大，房?jī)r(jià)迎來上漲，居民面臨買房困難等問題，特別是年輕群體，只能通過縮減支出來增加儲(chǔ)蓄。鑒于此，本文以成都為研究對(duì)象，結(jié)合房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，用理論和實(shí)證分析來研究其房?jī)r(jià)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用裣M(fèi)的影響，以期望為相關(guān)部門提供決策建議。

二、理論分析

（一）房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)

房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)表現(xiàn)為：如果房?jī)r(jià)上漲，擁有房子的消費(fèi)者的財(cái)富就會(huì)增加，刺激他們進(jìn)行消費(fèi)。隨著房?jī)r(jià)上漲驅(qū)動(dòng)的住房?jī)?nèi)在價(jià)值增加時(shí)，居民也會(huì)覺得自身財(cái)富在變多，使消費(fèi)者的信心開始增加，進(jìn)而擴(kuò)大邊際消費(fèi)傾向。

房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)用公式可以表示為：ΔCw=N1*P1*λ1

其中，ΔCw 為房地產(chǎn)價(jià)格每增加一個(gè)單位而增加的消費(fèi)；N1為有住房的居民數(shù)量；P1為因房地產(chǎn)價(jià)格上漲而增加的財(cái)富；λ1為邊際消費(fèi)傾向。

房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)表現(xiàn)為正的財(cái)富效應(yīng)，反之為擠出效應(yīng)。比如對(duì)于無房的工薪階層來說，房?jī)r(jià)上漲會(huì)使他們削減其他方面的非必需支出，呈現(xiàn)負(fù)的財(cái)富效應(yīng)，即擠出效應(yīng)。

（二）居民消費(fèi)的影響因素分析

1.商品房平均銷售價(jià)格

根據(jù)英國(guó)著名的經(jīng)濟(jì)學(xué)家Pigou的觀點(diǎn)，當(dāng)物價(jià)水平下降時(shí)，消費(fèi)者持有的實(shí)際貨幣數(shù)量會(huì)變多，使得消費(fèi)者感覺自己很富裕，他們就會(huì)開支更多去滿足自己的消費(fèi)需求。房地產(chǎn)市場(chǎng)具有財(cái)富效應(yīng)，它會(huì)隨著貨幣存量的變化對(duì)社會(huì)群眾手持財(cái)富產(chǎn)生一定的影響作用，從而刺激或抑制居民的消費(fèi)需求。本文考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和有效性，將商品房平均銷售價(jià)格作為一個(gè)影響因素來研究。

2.城鎮(zhèn)居民可支配收入

城鎮(zhèn)居民可支配收入是居民用來維持家庭日常生活開支的那部分收入。由消費(fèi)理論可知，收入一直是決定居民消費(fèi)的一個(gè)關(guān)鍵因素。作為消費(fèi)的前提，消費(fèi)能力的高低取決于收入水平的高低。近些年來，成都市城鎮(zhèn)居民收入不斷提高，居民對(duì)消費(fèi)的信心和欲望增加，促使更多的消費(fèi)支出，拉動(dòng)整個(gè)城市的消費(fèi)水平。故本文選取成都市城鎮(zhèn)居民可支配收入作為衡量指標(biāo)。

3.上證綜合指數(shù)

通常而言，當(dāng)股票指數(shù)上漲時(shí)，投資者的投資收益會(huì)增加，促使消費(fèi)增加。但是，也有學(xué)者研究認(rèn)為股市變化對(duì)居民消費(fèi)的影響甚小，且不穩(wěn)定。從現(xiàn)實(shí)角度來看，目前成都市民的炒股現(xiàn)象并不嚴(yán)重，股市的變化情況對(duì)居民消費(fèi)影響十分微弱。因此，可以選取上證指數(shù)作為控制變量，進(jìn)一步更好地研究房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的總體影響狀況。

三、實(shí)證分析

（一）指標(biāo)變量的選取及處理

本文研究所基于的相關(guān)數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、成都市統(tǒng)計(jì)年鑒和通達(dá)信金融客戶端，并經(jīng)過簡(jiǎn)單計(jì)算整理而得?？紤]到數(shù)據(jù)的有效性和可獲得性，本章選取成都市2001Q2-2019Q4 共75 個(gè)季度的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為樣本（見表1）。

表1 變量具體信息

為了確保計(jì)量分析的結(jié)果能夠更加貼近實(shí)際，首先對(duì)導(dǎo)入的時(shí)間序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，并將新序列記為：CSsa，Psa，DIsa 與SZsa。同時(shí)，考慮到異方差的存在可能，對(duì)序列進(jìn)一步做一次對(duì)數(shù)處理，并將它們記作：lnCSsa，lnPsa，lnDIsa和lnSZsa，本文采用的計(jì)量分析軟件為Eviews10。

（二）模型的構(gòu)建

為了證明房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在影響，本文首先建立回歸方程進(jìn)行分析。由于總共涉及四個(gè)變量，故可建立多元回歸模型，模型設(shè)定為：

其中，α0是常數(shù)項(xiàng)，μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)，lnPsa 和lnDIsa 是解釋變量，lnSZsa 是控制變量，lnCSsa 是被解釋變量。

對(duì)四個(gè)變量做多元回歸分析，可以得到以下估計(jì)模型：

在模型（1）中，InDIsa 代表的人均可支配收入和InSZsa 代表的上證指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為1.0139 和0.0220，而InPsa 代表的房?jī)r(jià)則與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，它們的相關(guān)系數(shù)達(dá)到-0.1163。并且在相關(guān)系數(shù)顯著的情況下，人均可支配收入和居民消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)最高，表明兩者的相關(guān)性最強(qiáng)，即收入是決定居民消費(fèi)的最關(guān)鍵因素。由于房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)是小于零的，故成都房?jī)r(jià)變化帶給居民消費(fèi)的影響主要是擠出效應(yīng)，即房?jī)r(jià)上漲更多會(huì)抑制居民消費(fèi)。此外，根據(jù)相關(guān)系數(shù)可以看出，股價(jià)對(duì)居民消費(fèi)有微弱的促進(jìn)作用。綜上，住宅價(jià)格上漲對(duì)成都居民消費(fèi)綜合表現(xiàn)為擠出效應(yīng)。

（三）單位根檢驗(yàn)

由于不清楚模型各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，所以必須先對(duì)序列做一個(gè)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用的方法是ADF 單位根檢驗(yàn)，得到的結(jié)果整理成表2。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2 可知，lnCSsa，lnPsa，lnDIsa 和lnSZsa 的ADF 值都比5%顯著水平下的臨界值要大，并且它們的P 值均大于0.05，所以接受原假設(shè)，即序列不平穩(wěn)。然后對(duì)序列做一階差分，所得DlnCSsa、DlnPsa、DlnDIsa 和DlnSZsa 的ADF值分別為-11.0449、-3.0393、-10.9086 和-4.3376，都比95%置信水平下的臨界值要小，且P 值都沒超過0.05，所以可以拒絕原假設(shè)，即一階差分序列平穩(wěn)。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

本文涉及四個(gè)變量，所以采用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)，第一步建立VAR 模型，接著確定滯后階數(shù)為一階，故在VAR（1）模型下進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

由表3 可知，在5%的顯著水平下，第一個(gè)原假設(shè)的跡統(tǒng)計(jì)量達(dá)到64.9036，超過了47.8561 這個(gè)臨界值，而且P 值只有0.0006，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.05，因此可以拒絕第一個(gè)原假設(shè)，故而序列存在長(zhǎng)期且穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)-特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果

同理，由表4 可知，在5%的顯著水平下，第一個(gè)原假設(shè)同樣是被拒絕的，表明變量之間也是存在協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步推出，居民消費(fèi)性支出、居民可支配收入、房地產(chǎn)價(jià)格和上證指數(shù)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)-最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

接下來是進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn)確定變量之間的因果關(guān)系，結(jié)果見表5。

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可以得到結(jié)論：在5%顯著水平下，拒絕這三個(gè)原假設(shè)，換言之即居民可支配收入是居民消費(fèi)的格蘭杰原因，所以居民消費(fèi)會(huì)隨著居民收入的變動(dòng)作同步變動(dòng)。同理可知，房?jī)r(jià)和上證指數(shù)都是居民消費(fèi)的Granger 因素，兩者的變化均會(huì)引起居民消費(fèi)的變化，其中房?jī)r(jià)的影響更大。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了確認(rèn)變量間的互相影響程度，需要進(jìn)行脈沖響應(yīng)，從動(dòng)態(tài)的角度詳細(xì)分析有關(guān)變量對(duì)居民消費(fèi)的影響作用。首先對(duì)向量誤差修正模型的穩(wěn)定性情況進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

由圖1 可知，該模型的所有根模均未越過單位圓，表明該模型具有穩(wěn)定性，可進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。由于本文主要研究房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，因此對(duì)InCSsa 進(jìn)行脈沖分析時(shí)僅選擇InPsa 一階差分后為Impulses 變量，結(jié)果見圖2。

圖1 模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的沖擊

從圖2 可知，當(dāng)房?jī)r(jià)InPsa 受到一個(gè)正向單位標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，對(duì)居民消費(fèi)InCSsa 的影響在第1 期接近0，到第2 期沖擊程度達(dá)到最大，隨之影響程度慢慢變小并從相反方向進(jìn)行沖擊，直到第6 期后緩緩向穩(wěn)定靠攏。總的來說就是，前3 期房?jī)r(jià)整體上是正向影響居民消費(fèi)，同時(shí)于第2 期到達(dá)波峰，于第3 期到達(dá)波谷，之后從相反方向作用慢慢減弱并向0 無限靠攏。這就得出在短期內(nèi)住房的價(jià)值增加會(huì)刺激居民消費(fèi)，但是從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，房?jī)r(jià)上漲會(huì)擠出居民的消費(fèi)。

（七）方差分解

通過方差分解可以得到?jīng)_擊對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要程度，結(jié)果如下：

由圖3 可以看出，長(zhǎng)期方差分解達(dá)到100%，說明居民收入變化對(duì)居民消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)達(dá)到100%，說明兩者關(guān)系非常密切。同理，由圖4 和圖5 可知，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的方差分解大約在90%左右，而股價(jià)對(duì)居民消費(fèi)的方差分解只有40%多，這也同樣說明了房?jī)r(jià)變化對(duì)居民消費(fèi)的影響程度遠(yuǎn)大于股價(jià)變化給居民消費(fèi)帶來的影響程度。

圖3 居民收入對(duì)居民消費(fèi)的方差分解

圖4 房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的方差分解

圖5 股價(jià)對(duì)居民消費(fèi)的方差分解

四、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

基于理論分析和實(shí)證分析的結(jié)果可知，成都市居民消費(fèi)支出最主要取決于居民的人均可支配收入，其會(huì)隨著收入的變化而同向變化。然而，成都房?jī)r(jià)在變化過程中帶給居民消費(fèi)的影響情況在不同時(shí)期會(huì)有差異。房?jī)r(jià)上漲在短期內(nèi)表現(xiàn)為促進(jìn)居民消費(fèi)，但房?jī)r(jià)持續(xù)上漲在長(zhǎng)期就會(huì)抑制居民消費(fèi)，導(dǎo)致整個(gè)影響效果呈現(xiàn)擠出效應(yīng)。此外，股票價(jià)格變化帶給成都居民消費(fèi)的影響明顯小于房?jī)r(jià)變化帶來的影響，這是因?yàn)槟壳肮善辟Y產(chǎn)在成都家庭財(cái)富中的比重較小，房地產(chǎn)資產(chǎn)才是當(dāng)前成都居民主要的資產(chǎn)形式。

（二）建議

第一，提高居民收入水平，完善收入分配制度。因?yàn)榫用袷欠裨敢赓彿恐饕Q于居民可支配收入水平，這不僅要穩(wěn)定收入預(yù)期，還要降低支出預(yù)期。成都政府可以從財(cái)稅、金融和產(chǎn)業(yè)這三個(gè)方面增強(qiáng)就業(yè)政策與其他有關(guān)政策的關(guān)聯(lián)性。第二，完善住房供應(yīng)體系，合理控制房?jī)r(jià)增長(zhǎng)。政府可以增加住宅建設(shè)，推出住宅多元化；還可以為房地產(chǎn)業(yè)提供貸款資金等援助，從而在某種程度上壓縮住房成本，穩(wěn)定成都市的房?jī)r(jià)。第三，發(fā)揮房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，減小擠出效應(yīng)。這需要當(dāng)?shù)卣畬⒎績(jī)r(jià)控制在合理價(jià)位內(nèi)，逐步消除人們對(duì)房?jī)r(jià)持續(xù)上漲的心理預(yù)期；同時(shí)建立透明的信息系統(tǒng)，規(guī)范和監(jiān)督房地產(chǎn)市場(chǎng)的審批過程。第四，發(fā)展住房租賃市場(chǎng)，加強(qiáng)監(jiān)管力度。目前，大量人才不斷涌入成都這座城市，完善成都租售并舉的住房制度，可以滿足新市民住房需求，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)平穩(wěn)健康發(fā)展。

注釋

①蒙寶長(zhǎng).我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)區(qū)域差異影響研究[D].重慶大學(xué),2017.

②Shen X,Holmes M,and Lim S,Wealth effects and consumption:A panel VAR approach[J].International Review Of Applied Economics,2014,29(2):21-45.