住宅價格波動與居民消費支出增長的實證分析

韓 瑾

（浙江大學 城市學院應用經濟系，杭州 310015）

0 引言

金融危機背景下，消費支出作為拉動國家經濟發展“三架馬車”之一，備受政府關注，房地產價格波動對居民消費支出影響也成為學術界研究討論的熱點。這方面研究主要基于兩種理論：庇古效應和持續性收入理論，理論認為人們手持的貨幣或公債等資產的實際價值增加的財富效應，會帶動消費支出。

在此理論基礎上，國內外學者對不同城市居民消費支出與房地產價格之間的關系進行實證研究。Catte(2004)[1]以OECD為樣本，研究各國住宅價格波動對消費支出的影響，研究結果表明在統計意義上澳、加、荷、日、西、美、英的財富效應具有顯著性，表現為住宅價格波動與消費支出正相關，法、德兩國的財富效應不顯著。 劉麗（2008）[2]以 2003～2007 年間月度數據為樣本，對廣州地區房地產市場財富效應進行實證分析，結果表明房地產價會引發消費下降，表現為對消費支出的抑制。周建軍（2008）[3]基于1998～2006年年度數據對中國房地產財富效應進行實證分析，結果表明，中國住宅價格與消費支出之間存在負相關的關系。

本文依據杭州地區1999～2007年季度統計數據，運用單位根和協整方法對數據相關性進行檢驗，建立模型，并確定住宅價格指數波動與居民消費支出時間序列間存在長期均衡關系。并進一步通過誤差修正模型確定住宅價格短期波動對消費支出的影響。格蘭杰因果檢驗結果表明：居民消費支出與房地產價格之間存在著單向的從住宅價格到居民消費支出的因果關系。

1 模型選擇、樣本數據來源

通過對1999～2007年杭州市城鎮居民消費性支出增長率、住宅價格指數和居民家庭收入增長率進行初步觀察，發現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為居民消費支出增長；

HPt為住宅價格指數；

INCt為居民家庭收入增長；

ut為為隨機擾動項。

本文采用時間序列分析常用方法:通過單位檢驗、協整分析、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗來研究杭州市居民消費支出與住宅價格指數波動的關系。根據統計年鑒的統計口徑這里引用的居民消費支出數據不包括居民家庭購買商品房支出部分。所有數據均來自浙江省和杭州市統計局公布的數據和統計年鑒。

2 實證分析

2.1 單位根檢驗

在建立計量模型之前，對三個時間序列進行單位根檢驗。以確定各序列的平穩性和單整階數。采用ADF方法，對YD、HP和INC序列的水平序列、一階差分進行檢驗。表1檢驗結果說明，三個時間序列水平數據在5%的顯著水平下是不平穩的，一階差分后的三個時間序列在5%的顯著水平下都是平穩的。因此，序列YD、序列HP和序列INC均為一階差分平穩序列，即均為I(1)過程，可以進一步檢驗三個時間序列之間是否存長期協整關系。

2.2 協整檢驗

ADF檢驗結果表明，杭州地區居民消費支出增長率、住宅價格指數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穩定的線性關系。根據協整理論， 對于三維向量時間序列 Xi=(x1t，x2t，x2t)’, 其中 xit～I(1),(i=1,2,3),并且Xt～CI(1,1),如果分量之間存在協整關系，則存在一個協整向量α，使得ui=α'Xt～I(0)。我們將YD作為被解釋變量，HP和INC作為解釋變量，對三個變量進行靜態回歸，通過OLS進行擬合，可以得到最小二乘法估計量和殘差序列{ui}。

表1 單位根檢驗結果

殘差序列為 ut=YDt-(96.98670+0.121143HPt+0.115140INCt)。對殘差進行ADF單位根檢驗，檢驗模型為Δut=ρut+δΔut-1+εt。 零假設為 ρ=0，其檢驗形式為有常數項和趨勢項，利用AIC準則，2階滯后，檢驗結果見表2。ADF檢驗值為-6.438614，5%置信水平的臨界值為-4.9336，因此拒絕零假設，殘差序列ut為平穩序列。三個時間序列之間存在協整關系，表明居民消費支出、住宅價格指數和居民家庭收入之間存在長期穩定的均衡關系。

表2 協整檢驗回歸結果

反映三個變量長期關系的協整方程（1）表明，居民消費支出與居民家庭收入、住宅價格指數之間正相關關系。即從長期趨勢看，增加居民年收入有利于促進居民消費支出的增加；住宅價格指數增加，增加住房持有者家庭的資產價值，影響居民消費心理，從而促進居民消費支出的增加。雖然住宅價格指數的增加也會抑制準備購買住房者的消費意愿、或租房者因為增加租金支出減少消費開支，但是在杭州地區總體呈現住宅價格指數與消費支出為正相關為0.11，達到1997～2001年歐洲國家的水平[3]。

2.3 樣本數據的格蘭杰因果檢驗。

通過協整檢驗可以確定杭州地區居民消費支出增長與住宅價格指數、居民家庭收入增長存在長期穩定均衡關系，但各變量之間是否存在因果關系，以及因果關系的方向如何并不確定。為此，取滯后階數1、2、3、4分別對三個時間序列之間的關系進行格蘭杰檢驗，檢驗結果如表3。居民消費支出增長不是房地產價格指數和居民家庭收入增長的格蘭杰原因。房地產價格指數不是居民家庭收入增長的格蘭杰原因，因此，房地產市場價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格指數的原因，杭州地區住宅價格的連續攀升與居民收入的增加無直接性關系。而居民家庭收入增長和住宅價格指數是居民消費支出的格蘭杰原因，且統計意義上顯著。說明居民收入增長會帶動居民消費支出增加，住房價格增長的“財富效應”心理會促進居民消費支出。結論符合庇古效應和持續性收入理論。

表3 Granger因果關系檢驗結果

2.4 誤差修正模型

序列變量YD、HP、INC存在長期均衡關系可用協整回歸模型（1）表示，一個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，表示變量之間的短期調整關系。

利用Eviews軟件，可以得出三個時間序列短期波動關系的誤差修正模型:

結果顯示，誤差修正項系數為-0.14（負值），在統計上是顯著的，說明誤差項的調節機制存在，具有負反饋機制。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，房地產價格指數對居民消費支出的影響都是顯著的。

3 結論分析及政策建議

從本文的計量模型可以看到，住宅價格和居民家庭收入對居民消費支出有較強的影響。在1999年至2007年近10年間，杭州房地產市場從初建到成熟，盡管住宅價格的波動、居民消費支出增長和居民家庭收入增長是非穩定的，但從長期來看，三者之間存在長期穩定的均衡關系。從格蘭杰因果檢驗可以得出，居民消費支出、居民家庭收入和住宅價格指數之間存在單向的從居民家庭收入、住宅價格到居民消費支出的因果關系。房地產價格的增長在短期對消費會有調節作用，但從長期看對居民消費支出有促進作用，且長期促進作用可以覆蓋短期調節作用。居民家庭收入對居民消費支出的影響是正面的，且短期影響遠大于長期的影響。從定性分析看，居民消費支出、居民家庭收入和住宅價格之間的這種內在關系的作用，使得盡管居民家庭消費支出有時會偏離均衡，但經濟自身規律會將其拉回均衡狀態，本文的誤差修正模型描述了無論消費支出短期如何變化，在長期是趨于均衡的。

提高居民家庭收入對促進居民消費支出是單向的，而住宅價格指數對居民消費支出的影響是不確定的，因此本文提出以下兩點建議：

（1）增加收入是實現消費支出真正的根本。在金融危機背景下，政府要采取更強有力的增加就業政策和和更優惠的稅收減免政策，以促進消費支出的增長。

（2）謹慎掌握房地產價格指數波動對消費支出的影響。政府需要維持房地產市場的穩定，防止出現大起大落，以免給地區的經濟增長帶來負面影響。

[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.房地產市場財富效應實證研究[J].基于廣州房地產市場的經驗數據[J].價值工程,2008，（8）.

[3]周建軍，鞠方.住宅價格波動與消費增長[J].基于中國數據的理論分析和實證研究[J].科學經濟社會,2008，（2）.