房价波动对城镇居民消费的影响

□文/赵 迪

（西北师范大学经济学院甘肃·兰州）

房价波动对城镇居民消费的影响

□文/赵 迪

（西北师范大学经济学院甘肃·兰州）

近年来，房地产价格居高不下已成为大众关注的焦点。本文以1987～2013年房价与城镇居民消费数据为基础建立计量经济模型，并通过实证分析得出：从整体上来看，房价上涨对城镇居民消费水平产生挤出效应；从消费结构上来看，房价对不同消费类型的影响差异性明显，在长期内，房价上涨抑制居住性消费和服务性消费，促进经常性消费，而在短期内却产生相反的影响。

房价；城镇居民消费水平；城镇居民消费结构；误差修正模型

原标题：房价波动对城镇居民消费的影响研究——基于消费水平和消费结构的视角

收录日期：2016年7月26日

一、文献综述

我国大中城市房价从2004年开始一直持续上涨，近几年更是居高不下，房价的高低影响居民生活的方方面面。因此，稳定房价一直是政策制定者关注的焦点。房价的波动不仅不利于宏观经济的健康发展，也会影响居民消费。面对国内消费需求不足的局面，国家更应重视房价与消费之间的关系，在稳定房价的同时，扩大居民消费需求的长效机制，使房地产业对居民产生财富效应，促进居民消费。那么，消费作为经济发展的强劲动力之一，房价上下波动会对城镇居民消费产生什么样的影响？房价波动到底会抑制还是促进居民消费呢？

关于居民消费和房价波动的关系一直是学术界关注的焦点，国内外学者对其进行了大量的研究。房价对城镇居民消费的影响大致体现在两个方面：

一是财富效应。Mehra（2001）利用美国1960～2000年的数据进行协整检验和误差修正分析，得出房地产资产对消费有显著的财富效应。Case等（2005）利用14个国家年度面板数据及美国各州的季度面板数据，发现房价上涨所产生的财富效应可以促进消费。宋勃（2007）在对我国1998～2004年房地产价格和居民消费季度相关数据进行实证分析，通过脉冲相应分析发现，房地产价格波动对居民消费存在正向效应。黄静和屠梅曾（2009）利用近10年的家庭微观调查数据，发现房地产对居民消费有显著的财富效应，且对越年轻的家庭和收入越高的家庭财富效应越大。李剑和臧旭恒（2015）利用2004～2011年省际动态面板数据进行了实证分析，发现在总体上房价上升对居民消费存在财富效应，但从不同的消费类别来看，房价上升促进了大型耐用品消费，而抑制了食品、衣着和医疗保健等“生存型”消费。

二是挤出效应。Yoshikawa和Ohmke（1989）发现房价上涨对于潜在房主来说，他们需要储蓄更多的钱，房价上升对他们的消费起到抑制作用。张存涛（2007）利用1987～2005年年度数据进行协整检验和误差修正分析，发现无论是长期还是短期房地产价格上涨对社会零售品消费都产生抑制作用。邬丽萍和周建军（2009）利用1995～2006年的北京、天津、上海和重庆的面板数据实证分析得出，房价上涨对我国居民消费支出存在挤出效应，但对于不同地区来看，房地产的财富效应存在很大差异。唐志军（2010）利用1995～2008年季度数据通过协整分析和VAR分析，发现房价波动对社会消费品零售总额有负向影响。况大伟（2011）利用1996～2008年35个大中城市的家庭数据考察了房价变动对居民消费的影响，发现房价波动对住房面积和非住房消费存在挤出效应。李春风等（2013）利用我国31个省市1999～2011年的省际面板数据，认为房价上涨对我国城镇居民消费存在挤出效应。张亮和杭斌（2016）利用我国1998～2012年的31个省市面板数据通过动态面板模型和运用系统GMM的两步估计法得出，城镇居民追逐地位商品（住房的面积）对消费产生了抑制作用。

通过上述文献可以得出，由于数据的可获取性和研究方法的不同，国内外学者关于房价对城镇居民消费的影响分析研究结果意见不一，因此需要对其进行更深层次的研究。本文从城镇居民消费水平和消费结构两个角度来研究房价波动与城镇居民消费之间的关系，不仅分析了房价波动对整体消费的影响，也分析了房价波动对不同消费类别之间的影响差异。

二、房价波动对城镇居民消费水平变化的影响

（一）指标选择及数据来源。根据莫迪里安尼的生命周期假说，居民的财富水平和工资收入影响消费，即C＝α1Y+α2W，其中Y为收入，W为实际财富。生命周期理论认为，人们会根据自己的财富和收入合理地分配消费和储蓄份额。随着我国房价的持续攀升，房地产已经成为居民财富的重要组成部分，考虑到影响消费的主要因素，所以建立如下经济模型：

lnC=β0+β1lnY+β2lnH+β3lnSS+μ（1）

其中，变量C表示城镇居民人均消费支出，Y为城镇居民人均可支配收入，H为房价，SS为社会保障水平，β0代表个体固定效应，μ代表随机误差项。城镇房价是根据住宅销售总额/住宅销售总面积计算得来的，社会保障水平（SS）是用社会保障支出/政府财政支出计算得来的。本文采用全国1987～2013年年度数据进行建模，数据来源于《中国统计年鉴》，为消除价格因素的影响，城镇居民人均消费支出（C）、城镇居民人均可支配收入（Y）和房价（H）都以1987年为基期进行了物价指数平减处理。此外，为消除异方差性，对调整后的数据做了取对数处理。

（二）平稳性检验。对数据进行平稳性检验，如果数据是平稳的，则可以进行最小二乘估计；如果数据是不平稳的，进行差分之后数据是同阶平稳的，则可做协整检验；从检验结果可知，原序列不是平稳的，其ADF值分别为lnC（-3.08）、lnY（-1.77）、lnH（-1.63）、lnSS（-1.64），但进行一阶差分之后的ADF值分别为lnC（-3.67）在5%和lnY（-3.98）、lnH（-6.39）、lnSS（-6.19）在1%水平下是平稳的。

（三）协整检验。为了避免产生“伪回归”现象，进一步对数据进行协整检验。协整检验的前提是确定其滞后阶数，通过赤池信息量准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）确定VAR模型的滞后阶数P为1。通过Johansen检验可得到房价与城镇居民消费支出、城镇居民人均可支配收入和社会保障水平之间的协整方程。

协整方程为：

lnC=0.988lnY-0.178lnH-0.010lnSS（2）

（0.02999）（0.04085）（0.00740）

由此可以得知，城镇居民人均可支配收入对消费的影响显著为正，其系数为0.988，说明当城镇居民人均可支配收入增加1%时，城镇居民消费支出会增加0.988%；房价波动对消费的影响显著为负，其系数为-0.178，说明房价上涨1%时，城镇居民人均消费支出会下降0.178%；而社会保障水平对消费的影响也显著为负，其系数为-0.01，说明居民的社保支出增加1%时，城镇居民消费支出就会减少0.01%。

（四）误差修正模型。由协整关系得出城镇居民消费与房价具有长期稳定的均衡关系，且在长期内，房价波动对城镇居民消费影响为负。为确定房价与城镇居民消费在短期之间的关系，需要建立误差修正模型（ECM）。考虑到消费存在惯性，本文在解释变量中加入了滞后一期的城镇居民消费支出（dlnCt-1），建立如下模型：

dlnCt=-0.025+0.483lnCt-1+0.748dlnYt+0.002dlnHt+ 0.011dlnSSt-0.869ecmt-1

（-2.62）（3.49）（4.95）（0.07）（1.00）（-3.87）（3）

R2＝0.87DW＝2.03F＝26.59

由得出的方程可知该ecmt-1系数为-0.869，符合误差修正机制，但滞后1期误差修正项对城镇居民当期消费影响力度不大，且修正的速度较慢。R2＝0.87，说明样本数据拟合较好。DW值接近2，说明变量间不存在自相关现象，F值为26.59，说明房价与城镇居民消费的回归方程整体显著。从各个变量的回归系数得出，对城镇居民消费影响最大的因素是收入，其弹性系数为0.748；城镇居民滞后1期消费支出对当期消费有显著的正向影响，其弹性系数为0.483，这能充分体现居民消费存在惯性；房价对消费存在正向影响，但不显著，短期内，房价波动对消费影响微弱，其弹性系数为0.002，体现消费对于房价变动的反应存在滞后性；社会保障水平对城镇居民消费的影响比较微弱，且不显著，其弹性系数为0.011。这说明在短期内社保资金对城镇居民消费影响较小。

三、房价波动与城镇居民消费结构变化的关系

房价上涨虽然对城镇居民的总消费支出存在挤出效应，但这一影响在不同消费类别之间差异明显。本文把城镇居民消费分为三类：居住性消费、经常性消费（食品、衣着、家庭设备及用品）和服务性消费（医疗保健、交通和通信、文教娱乐服务和其他），即C＝C1+C2+C3（其中，C1、C2、C3分别表示居住性消费、经常性消费和服务性消费）。因此，建立模型为：

lnCi=βi0+βi1lnY+βi2lnH+βi3lnSS+μ

（一）平稳性检验。对居住性消费、经常性消费和服务性消费三类数据进行平稳性检验，其ADF值分别为lnC1（-1.96）、lnC2（-1.61）、lnC3（-2.88），原序列为非平稳的，其取对数一阶差分后的ADF值分别为lnC1（-4.62）、lnC2（-3.74）、lnC3（-7.35）分别在1%、5%和1%水平下平稳。

（二）协整检验。对房价和整体消费做协整分析，得出房价波动对整体消费产生抑制作用；对房价和不同类别消费做协整检验，得出不同结论；本文利用E-G两步法来检验，对其残差序列et做单位根检验，其ADF值分别为-4.25、-2.79和-3.88，小于5%水平下的临界值。其长期协整关系如下：

lnC1=-1.64+1.64lnY-0.86lnH+0.14lnSS（4）

（-1.21）（4.27）（-1.68）（1.41）

R2＝0.94DW＝0.79F＝127.34

lnC2=0.68+0.68lnY+0.11lnH-0.11lnSS（5）

（7.58）（0.93）（-4.73）（2.13）

R2＝0.98DW＝0.81F＝532.21

lnC3=-1.41+1.37lnY-0.37lnH+0.18lnSS（6）

（-1.77）（6.11）（-1.24）（3.17）

R2＝0.98DW＝1.27F＝422.79

由协整关系可以得出，在长期内，房价上涨抑制了居住性消费支出和服务性消费支出，而促进了经常性消费支出，说明对于居住性消费支出和服务性消费支出，房价上涨所产生的挤出效应大于财富效应。这是由于居住性消费包括房租、住房保养、维修及管理水、电、燃料和其他等。对于低收入家庭，大部分家庭没有自有住房，当房价上涨时，他们会减少居住性消费来增加住房储蓄；而对于服务性消费来说，不同收入的家庭，他们对于房价的上涨会有不同的反应，对于收入比较低的家庭和对住房有改善性需求的家庭来说，当房价上涨时，会减少服务性消费支出；但房价上涨对于经常性消费支出影响显著为正，说明房价上涨对经常性消费支出的财富效应大于挤出效应，这是由于我国近年来房价一直居高不下，很多人都投资于房地产，所以城镇中很多家庭有两套或者两套以上住房，当房价上涨时，对其产生财富效应，从而促进这部分家庭的经常性消费支出。

（三）格兰杰因果关系检验。为明确房价与城镇居民消费整体以及城镇居民消费结构之间的关系，进行Granger因果检验。从城镇居民消费整体来看，城镇居民消费支出是房价的Granger原因，而房价不是城镇居民消费支出的Granger原因；城镇居民居住性消费支出和服务性消费支出与房价不存在Granger因果关系；城镇居民的经常消费支出与房价存在双向的Granger因果关系。

四、结论及政策建议

本文利用全国1987～2013年的年度数据，对房价波动与城镇居民消费之间的关系做了协整检验和误差修正。从实证结果得出：（1）从长期来看，居民人均可支配收入是影响城镇居民消费的决定性因素；房价上涨对城镇居民消费产生挤出效应，但是在不同的消费结构之间有显著差异，房价上涨对城镇居民的居住性消费支出和服务性消费支出产生挤出效应，对城镇居民的经常性消费支出产生财富效应；而社会保障水平对消费存在挤出效应。（2）从短期来看，房价上涨对城镇居民整体消费产生财富效应，但是影响微弱且不显著，收入是影响各类消费的主要因素，且影响显著为正；而社会保障水平对消费的影响不显著。

由于房价上涨对消费结构的影响不同，因此政府在制定房地产的相关政策时，不能采取“一刀切”式。政府应充分考虑房价波动对各类消费的影响，使其产生房地产的财富效应，从而拉动居民消费。（1）提高城镇居民人均可支配收入，收入是影响城镇居民整体消费和消费结构升级的主要因素，只有保证居民的收入，才能满足居民各种消费需求；（2）稳定房价，由于住房的资产性属性，房价的上下波动会影响居民的财富预期和心理预期，从而影响消费。对于有两套或两套以上住房的家庭来说，应提高购房的房产税和首付比例，避免由于居民的投机性需求导致房价进一步上涨，进而导致贫富差距过大；（3）健全社会保障体系，国内消费不足很大一部分原因是居民为自己养老做了预防储蓄，政府应增加社会保障支出在财政支出中所占的比例，从而释放居民的消费潜力。

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F224.32

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