湖北省房價變動對居民消費的影響研究

袁書瑋，于瀟波

（1、華中師范大學經濟與工商管理學院，湖北　武漢　430079

2、中國地質大學公共管理學院，湖北　武漢　430079）

湖北省房價變動對居民消費的影響研究

袁書瑋1，于瀟波2

（1、華中師范大學經濟與工商管理學院，湖北武漢430079

2、中國地質大學公共管理學院，湖北武漢430079）

在房價飛漲的時代背景下，很多學者認為房價變動對居民消費有著顯著的影響，但是房地產是個地域性的市場，房價變動對某一地區的居民消費到底有何種影響需要進一步分析而得知。本文以湖北省為例，搜集有關數據，利用Eviews軟件對數據進行分析，并得出結論：湖北省房價變動對本省內城鎮居民消費影響甚微，人均可支配收入顯著影響居民消費，恩格爾系數與居民消費之間相互影響。

房價變動；居民消費；影響；人均可支配收入；恩格爾系數

一、引言

房地產是大多數家庭所擁有的最重要的資產，該資產價格的上升或下降對家庭消費有著重要的影響。從理論上來講，研究房地產價格對居民消費的影響，可以幫助政府根據二者之間的關系制定更為有效的抑制房價和刺激消費的政策。從實踐上來講，關于房價變動對于居民消費的影響一直以來沒有定論，而且由于房地產市場是一個典型的地域性市場，因此具體研究某一省份房價對居民消費的影響有著重要的意義。

二、湖北省房價變動對居民消費影響的實證分析

1、湖北省房價和居民消費現狀

湖北省房價上漲的趨勢與全國大體相同，都經歷了自1987年開始的住房制度改革，但是由于房地產市場是典型的地域性市場，所以湖北省房地產市場也有著自身的特點。

2000—2004年，房價上漲平緩，近幾年來上漲趨勢尤其明顯。2006年之前，人均可支配收入和人均消費性支出增長速度緩慢，自2006年以后，人均可支配收入和人均消費開始大幅度增加，但是人均消費性支出的增長速度明顯低于人均可支配收入的增長速度，二者之間的差距越來越大。當房價上漲趨于平穩時，人均消費增速和人均可支配收入的增速基本持平。當房價開始快速上漲以后，人均消費性支出的增速明顯低于人均可支配收入的增速。這說明房價上漲在一定程度上影響了居民消費。

2、房價變動影響居民消費模型的構建

以LC-PIH為基礎的關于居民消費與收入以及房價的計量模型為：

C=α0+α1YD+α2M+Utt=1，2，…，T（1）

E=β0+β1YD+β2M+γtt=1，2，…，T（2）

其中：C為包含購房支出的城鎮居民人均消費支出；YD為人均可支配收入；E為城鎮居民恩格爾系數；M是房價占城鎮居民人均可支配收入的比重；α0、β0為常數項；Ut、γt為誤差項；α1、α2和β1、β2是收入、房價占收入的比重的邊際消費傾向；T是樣本個數。

3、變量選取和數據來源

（1）指標變量選取。本文研究房價對居民消費的影響，選取了城鎮居民消費性支出C，其中包括了人均購房支出和城鎮居民人均消費支出；還選取了M，即房價占人均收入的比重，這一比重越大則說明人民購房壓力就越大，收入中用于購房的支出就越大；選取了城鎮居民人均可支配收入YD作為衡量收入的指標；除消費水平以外，本文還分析房價變動對居民消費結構的影響，所以選取恩格爾系數E作為衡量消費結構的指標。

（2）數據來源。本文數據的時間跨度為2000年至2012年，采取的數據包括：城鎮居民人均消費性支出、城鎮居民人均可支配收入、商品住宅銷售均價、恩格爾系數、房價占人均收入的比重等。數據均來自于《湖北省統計年鑒》、《中國統計年鑒》，還有國家統計局。YD、E、C1數據來自2013年湖北省統計年鑒，人均購房支出C2由商品住宅銷售額除以城鎮人口數得出，房價占人均收入的比重M由商品住宅價格除以人均可支配收入得出，人均消費支出占人均購房支出的比重是C1/C2。

4、實證檢驗過程

本文基于協整檢驗來考察房價變動對居民消費性支出（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的，可以建立協整方程，并通過檢驗殘差是否穩定來確定是否存在協整關系。

當變量間存在長期均衡關系時，即使是非常顯著的，也不能說明變量之間存在因果關系，協整關系只能說明兩個變量之間至少存在因果關系，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系，應該對變量進行格蘭杰因果檢驗。本文采用Granger因果檢驗方法考察湖北省居民消費性支出與房地產市場財富之間的因果關系。

（1）單位根檢驗。本文利用ADF檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征。最佳滯后階數按照AIC準則確定，AIC值越小越好。

本文利用Eviews6.0對Cp、M、E、YDp四個時間序列的單位根進行檢驗，結果見表1。由檢驗結果可知，在10%的顯著性水平下，Cp、YDp一階差分的時間序列的ADF統計值大于臨界值，接受原假設，即時間序列含有單位根，為不平穩序列；Cp、M、E、YDp二階差分的時間序列的ADF統計值小于10%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設，即為平穩序列。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整關系。

表1　變量的ADF單位根檢驗

（2）協整模型及協整檢驗。由上面的ADF單位根檢驗結果可知，Cp、M、E、YDp均為二階單整的序列，由此可以建立協整模型。

根據前述的推導模型，設Cp和M、YDp的協整模型為：

Cp=α0+α1YDp+α2M+Utt=1，2，…，T（3）

設E和M、YDp的協整模型為：

E=β0+β1YDp+β2M+γtt=1，2，…，T（4）

利用最小二乘法估計得：

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）的擬合結果可以看出，方程的變量和常數通過t檢驗，模型的擬合度高，方程的總體線性關系顯著。因此，上述協整模型可以被采用。

估計的殘差序列為：

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）

對估計的殘差序列進行平穩性檢驗。在（0，0，0）的檢驗形式下，得到該殘差滋的ADF檢驗值為-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。在（0，0，0）的檢驗形式下，得到該殘差孜的ADF檢驗值為-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。因此C、YD、M之間存在著協整關系，E、YD、M之間也存在著長期穩定的協整關系。

模型（5）的估計結果表明，房價占人均收入的比重對人均消費支出有顯著的正影響，人均可支配收入對居民消費有顯著的正影響。房價占收入的比重提高1%，人均消費支出就會上升55.97%，說明房價占人均收入的比重越高，對消費的促進作用就越大。這是由于房價上漲所導致的財富效應。房價上漲后，房產增值，房主的凈財富增加，消費能力增強，當房地產價格上漲后，有房者直接將房子賣掉來實現增值收益，這種實現的收益會促進居民消費支出的增加，對于擁有多套住房且無還款壓力的消費者來說這種效應更為顯著。而且本文中的居民消費本就包含了購房消費支出，所以房價上漲必然會導致居民消費的增長。

表2　格蘭杰因果關系檢驗表

模型（6）的估計結果表明，房價占人均可支配收入比重的提高會造成恩格爾系數的上升，但影響并不顯著，房價收入比越高，收入中用于購房的支出就越多，閑暇支出就相對減少，降低了人們的生活水平和質量。此外人均收入每提高1%，恩格爾系數就下降1.32%，一般來說，恩格爾系數的下降表明人民生活水平的提高。這是因為食品支出具有一定的剛性和穩定性，收入增加以后居民總消費水平提高，而用于食品的支出相對穩定，這樣食品支出在消費性支出中的比重就會降低（即恩格爾系數下降），這時消費者有更多的消費可以用于娛樂等方面，會提高居民的生活質量。

三、Granger因果檢驗及結論

由前述的協整檢驗可知，居民消費、房價占收入的比重、人均可支配收入之間存在長期均衡關系，恩格爾系數、人均可支配收入、房價占收入的比重之間也存在長期均衡關系。但是這種關系是否構成因果關系，還需要進行Granger因果檢驗。

表2是對變量間做出的格蘭杰因果關系檢驗結果。可以看出，在滯后階數為2，顯著性水平為10%的情況下：第一，人均可支配收入YD是人均消費性支出C的格蘭杰原因，表明人均可支配收入是人均消費性支出的顯著影響因素。

第二，房價占人均可支配收入的比重M不是人均消費支出C的格蘭杰原因，說明就湖北省而言，房價的變動并不影響居民消費，這一點看似不可能，但是通過數據分析得出M不是C的格蘭杰原因的概率值竟高達0.9868，無論采取何種滯后階數，得出的P值都很大，說明在湖北省，2000—2012年之間，房價變動并未顯著影響消費。

第三，湖北省城鎮居民恩格爾系數E是人均消費支出C的格蘭杰原因，說明恩格爾系數是影響人均消費的重要因素，同時人均消費支出C是恩格爾系數E的格蘭杰原因，說明人均消費支出是影響恩格爾系數的重要因素，二者之間存在相互影響的關系。

第四，城鎮居民人均可支配收入YD是恩格爾系數E的格蘭杰原因，這就說明人均可支配收入是影響恩格爾系數的顯著影響因素之一。一般來說也是如此，人均可支配收入越高，人均支出中食物支出的比重就越低，隨之恩格爾系數就越低。

[1]劉宗明：財政分權、房價上漲與消費抑制[J].財經科學，2012（2）.

[2]李曉紅：房價波動對居民財富差距的影響分析[J].中國經貿導刊，2012（5）.

[3]鄧建、張玉新：房價波動對居民消費的影響機制[J].管理世界，2011（4）.

[4]鄔麗萍、周建軍：房價波動對消費支出的影響實證分析[J].財經理論與實踐（雙月刊），2009（1）.

[5]戴麗娜、王青玉：房價對居民消費的影響——基于VAR模型的分析[J].鄭州航空工業管理學報，2012（8）.

[6]朱敏：房價下跌對消費的收入效應顯著大于財富效應[J].經濟研究參考，2011（6）.

（責任編輯：劉冰冰）