房地产价格波动对居民消费的影响

韵喙瑶　Ｉ　２伪　房地产价格波动对居民　消　费的影响　口文／宋皓　ｉｅｄｍａｎ（１９５７）的“持久收　价与；肖费负相关。国外，Ｂｕｉｔｅｒ㈣提要本文基于重庆市１９９７—２０１０年　富对消费的影响。Ｆｒ）认为，房　数据，选取商品房平均价格、城镇居民人均消　入假说”认为，只有在持久性收入增加的情况　地产不仅仅是一种财富，而是一种消费品，所　个人的消费水平才会提高，暂时性收入则　以其财富效应是十分微弱的。国内，洪涛　费支出和城镇居民人均可支配收入为变量，运　下，　ａｎｄ　Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ　２（００６）对中国３１省（市、区）２０００—２００４年的　用ＡＤＦ单位根检验、Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验和Ｇｒａｎｇｅｒ　对消费几乎没有影响。Ａｎｄｏ结果发现，中国房　１９６３）的“生命周期假说”认为，只有未预期到　面板数据进行了实证检验，因果检验等计量方法，对重庆市房价与居民消　（费支出之间的关系和作用机制进行实证研究，　的财富水平的改变才会影响消费水平。从理论　地产价格波动与个人消费支出之间为负相关　　关系。张存涛（２００７）利用我国１９８７—２００５年年　结果显示，房地产财富效应是存在的，房价的　出发，房地产作为居民财富的重要的一部分，上涨对居民消费起促进作用．　关键词：房价；消费；财富效应；Ｊｏｈａｎｓｅｎ　检验；Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　中图分类号：Ｆ２９３．３文献标识码：Ａ　一具有极大的财富效应，即当房价上升时，居民　度数据进行分析，认为房产价格对社会品消费　的资财存量增加，消费被刺激而扩大：反之，当　是负向抑制影响，而财富效应尚未显现。　房价下降时，居民资产存量减少，消费被制止，　综上，为了进一步探索重庆市房地产财富　效益是否存在，房价波动对居民消费的影响机　这就是房地产业的财富效应。　（二）文献综述。对于房地产是否存在财富　制，本文对重庆市１９９７—２０１０年的数据进行实　效应，到目前为止，国内外已有很多学者做了　证分析。　三、模型的建立及分析　、引言　房地产是国民经济体系的重要组成部分，　研究和论证，他们的研究结果主要分为以下两　随着经济的不断增长，居民拥有财富不断增　类：　加，房地产越来越成为居民最重要的资产财　（一）变量选取与数据来源。本文选取城镇　第一，认为房地产财富效应显著存在．国　居民人均消费支出表示消费作为被解释变量，　富。近年来，重庆市的房地产业蓬勃发展，不断　外，Ｌｕｄｗｉｇ和ｓｌｏｋ（２００２）认为，房地产财富效　记为Ｃ；选取城镇居民人均可支配收入表示收　波动的房价对居民消费状况的影响也是越来　应通过五种机制得以发挥作用，即实现的财富　入作为一个解释变量，记为Ｙ；同时，用商品房　越大。那么，房价的波动将产生怎样的财富效　效应、未实现的财富效应、预算约束效应、流动　平均销售价格来表示房价作为另一个解释变　应，对居民的消费起到了促进还是抑制的作用　性约束效应和替代效应。Ｓｋｉｎｎｅｒ（１９９３）通过对　量，记为ＨＰ。选择传统的消费函数，并在此基　呢？鉴于此，本文选取重庆市１９９７—２０１１年的　英国的面板数据测算房地产财富效应时发现，　础上引入房价作为解释变量，可建立方程式　数据，对重庆市房地产业的财富效应做实证分　房地产财富效应十分显著。Ｙｏｓｈｉｋａｗａ（１９８９）　为：　析，进一步探索重庆市房价波动对居民消费影　在选取了２Ｏ世纪八十年代日本房地产价格的　响的机制。　二、相关理论和文献综述　Ｃ＝ｏ【＋ＢＩＹ＋Ｂ２ＨＰ＋　数据研究房地产价格与国民消费之间的关系，　所有的数据均来源于《重庆统计年鉴》以　（二）平稳性检验．现实中，由于大多数的　发现住宅价格与消费水平呈现正相关性。　及重庆统计信息网上的相关进度数据。　（一）财富效应的理论基础．财富效应又称　Ｃａｓｅ、Ｑｕｉｇｌｅｙ和Ｓｈｉｌｌｅｒ（２００５）在利用美国各州　实际余额效应。这一概念是Ｃ・哈伯勒提出来　的面板数据以及跨国面板数据的研究中发现，如果直接　　数据表现出时间序列的非平稳性质，的。他认为，把注意力集中在货币财富上，并指　美国各州住房财富增加ｌ％会引起０．０３％一　对非平稳性数据直接回归，容易导致伪回归。　出在价格下降时，财富的实际价值会增加，从　０．０９％的消费增长，房地产的边际消费倾向高　检验时间序列的平稳性除了通过图形直观判　而使货币财富的持有者通过支出过多的货币，　于金融资产的边际消费倾向，房地产的财富效　断外，运用统计量进行统计检验则更加准确。　来减少他们增加的实际货币余额。莫迪格亚尼　应显著存在。国内，宋勃（２００７）在对我国　单位根检验是统计检验中最普遍的方法，有　提出了“５美分论断”，他假定劳动收入不变，　１９９８—２００４年的季度相关数据进行实证分析　ＡＤＦ检验、ＤＦ检验、ＰＰ检验、ＫＰＳＳ检验等方　财富每增加１美元会导致美国消费者支出增　时，认为我国房地产存在财富效应。李玉山、李　法。本文采用ＡＤＦ检验法，检验结果如表ｌ所　加５美分，这一论断使资产价值变动对消费的　晓嘉（２００６）运用计量分析认为，我国房地产市　示。（表ｉ）可以看出，ＬＮＣ，ＬＮＹ、ＬＮＨＰ的ＡＤＦ　财富效应逐渐成为宏观政策方面的一个讨论　场存在一定的财富效应，并提出我们应该强化　的ｔ统计值都大于５％的临界值，即Ｏ．Ｄ５的显　重点。凯恩斯之后的现代消费理论开始将财富　住房金融市场，放大财富效应。　著水平下接受原假设，存在单位根是不平稳　变量引入传统的消费函数中，并且开始探索财　第二，认为房地产财富效应尚未显现，房　的。通过一阶差分，△Ｉ　Ｃ、ＡＬＮＹ、ＡＬＮＨＰ在　《合作经济与科技》２０１１年ｌ２月号下（总第４３１期）　謦霸　●ｉ铭瞪　Ｏ．ｏ５显著水平下都拒绝原假设，是平稳的。即　型滞后阶数为ｌ，显著水平为１０％下，接受　性需求，鼓励居住性需求。　△ＬＮＣ—Ｉ（１），ｕ　Ｉ（１），ＬＮＨＰ　Ｉ（１），所以满　ＬＮＣ不是ＬＮＨＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因的原假设，拒　（－－）合理调整房地产价格，警惕财富效应　足了协整分析的前提，可以用协整的方法对模　绝ＬＮＨＰ不是ＬＮＣ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因的原假设。　的负面影响。建立合理的房产价格预警机制，　型进行分析。　由此可知，消费与房价存在单向因果关系，即　防范和控制资产价格泡沫带来的危害和风险，　（三）协整检验－－Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验。两个具　消费水平提高对房价的上涨在短期内没有影　住房需求应该回归消费市场，平抑房价上涨过　有各自长期波动规律的变量，如果它们之间是　响，而房价的波动对消费变化有影响。　快，防止房地产泡沫，促进房地产市场健康合　协整的，那么它们之间存在一个长期稳定的比　（五）模型实证检验．由Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　理发展。　例关系。检验ＬＮＣ、ＬＮＹ、ＬＮＨＰ是否存在长期　结果可以知道房价和居民消费之间存在单向　（作者单位：重庆大学建设管理与房地产　稳定性是下一步进行格兰杰因果检验的前提。　的因果关系，房价对居民消费有影响，那么房　学院）　常用的协整检验的方法主要是Ｅｎ　ｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ　价的上涨对居民消费是促进作用还是抑制作　检验和Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验，但对于多变量之间的协　用，通过回归分析可看出。（表４）　整关系，后者运用更加广泛。因此，本文采用　所估计的协整方程式为：ＬＮＣ＝０．８０９７６２＋　Ｊｏｈａｍｅｎ检验，检验结果如表２所示。（表２）由　０．８１７６１６ＬＮＹ＋０．０９３３１２ＬＮＨＰ　表２可知，ＬＮＣ、ＬＮＹ、ＬＮＨＰ协整检验的Ｐ值　所以，ＬＮＨＰ与ＬＮＣ之间存在正向的因果　都０．０５显著水平下接受原假设，所以三者之间　关系，即当商品房平均价格上涨１个百分点，　存在协整关系。　居民消费支出则增加９．３３１２个百分点。由此　（四）Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　可见，重庆市的房价波动对居民消费起着促进　主要用于分析经济变量之间的因果关系，通过　作用，是存在财富效应的。　ＡＤＦ检验和Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验已明确了三个变量　四、结论及政策建议　是一阶单整数列且之间具有协整关系，为了进　由重庆市１９９７　２０１０年数据实证分析得　一步研究房价波动与居民消费之间的作用机　出的基本结论是：重庆市房地产的财富效应是　制，因此进行Ｇｒａｎ￣ｒ因果关系检验。ＬＮＣ、　存在的，即房价上涨对居民消费支出起促进的　ＬＮＹ、【　ＨＰ三个变量的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果　作用。所以，政府在对房地产市场进行宏观调　如表３所示。（表３）由表３可以看出，在该模　控时要正确发挥房地产市场的财富效应，调整　表１　ＡＤＦ单位根检验结果　房地产市场结构，促进　变量　ＡＤＦ统计值　临界值（５％）　临界值（１Ｏ％）　结论　消费，拉动经济增长。　ＬＮＣ　１．６７９８５７　—３．１　１９９１０　－２．７０１　１０３　不平稳　上述结论的政策启示　△ＬＮＣ　一５．１８６１６４　—３．９３３３６４　—３．４２０ｏ０３Ｏ　平稳　有以下几个方面：　ＬＮＹ　一３．３５６５２３　—３．８２８９７５　—３．３６２９８４　～一～不平稳　～一～一～一　一（一）～在房地产供　～一一～～一～一～　一　一～一ｍ一～一～一一，　一一△ＬＮＹ　．－４．６７６０２７　—３．１７５３５２　－３．７２８９８５　平稳　给方面，政府应该完善　ＬＮＨＰ　一０．１４６７１０　－－４．００８１５７　—３．４６０７９１　不平稳　房地产的供给结构。加　△Ｕ　ＨＰ　．－４．９２２１５７　－－４．１７０８３３　—３．５１５ｏ４７　平稳　快廉租房、公租房、拆　表２　ｄｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果　迁安置房等保障性住　协整向量个数　特征值　似然比统计量　临界值（５％）　Ｐ值　房的建设，对不同收入　Ｎｏｎｅ　０．７９９４８０　４１．０１７８３　２９．７９７０７　Ｏ．０ｏ１７　者实行不同的供给模　Ａｔ　ｍｏｓｔ　ｌ　０．６４５４５５　２１．７３５７２　１５．４９４７１　Ｏ．Ｏ０５０　式，使房地产的供给真　Ａｔｍｏｓｔ　２　０．５３９０１５　９．９２２６８８　３．８４１６６　Ｏ．ｏｏ２３　正适合居民所需。　（二）在房地产需　表３　Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果　求方面，政府应抑制房　原假设　Ｏｂｓ　Ｆ统计量　Ｐ值　结论　地产的不合理需求，尤　ＬＮＣ不是ＬＮＨＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　ｌ３　２．９５９３７　Ｏ．１１６１　接受　其是对投资性购房加　ＬＮＨＰ不是ＬＮＣ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　１３　４．１０３２８　Ｏ．０７０３　拒绝　以控制．比如，采取有　表４房价波动对消费支出的影响　针对性的房贷利率政　常数项　人均可支配　商品房平均　Ｒ２　调整的Ｒ２　收入ＬＮＹ　价格ＬＮＨＰ　Ｆ　统计量　ＤＷ统计量　策，加快推行物业税制　度，调解住房需求的政　Ｏ．８Ｏ９７６２　０．８１７６１６　Ｏ．ｏ９３３１２　Ｏ．９９７９７　０．９９７６０　２７１０．４５　２．０８３３８６　策价值取向，抑制投资　《合作经济与科技》２０１１年１２月号下（总第４３１期）　田　一　一　一一