城鎮居民居住消費支出的模型構建和實證分析

[摘要] 本文定量分析了我國城鎮居民居住消費傾向，建立了能反映人均居住支出與人均可支配收入、人均消費支出和房屋平均銷售價格關系的和分模型。結果表明，居住支出受可支配收入、消費支出和房屋銷售價格這多個因素的影響。

[關鍵詞] 居住消費傾向和分Granger因果檢驗

一、引言

居住消費支出是指住房消費和水電燃料消費。20世紀90年代的中外學者研究居民居住消費支出時，基本上是研究住房消費支出與人均消費總支出的關系， 用住房消費支出比來評價一個國家或地區的住房消費水平；90年代末到現在，大多數學者用房價收入比研究居民購房能力。但對居住消費傾向的研究多集中于定性的描述，目前尚未涉及居住支出與可支配收入、消費支出和房屋銷售價格之間關系的定量探討。本文運用計量分析方法定量研究我國城鎮居民的居住消費情況，以此來衡量我國城鎮廣大中等收入者的居住消費傾向。

二、對數據和變量的說明

本文選用的時間序列有1978年～2004年我國城鎮居民人均居住支出、人均可支配收入、人均消費支出和城市居民消費價格指數;1987年～2004年的商品房屋銷售面積和銷售額，用來計算單位面積商品房屋銷售價格。樣本數據來自《新中國55年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》各期。

本文首先用以1978年為100的定基消費價格指數去除各年的指標，將它們換算為以1978年價格計算的指標。記經過價格調整后的居民人均居住支出為、人均可支配收入為、人均消費支出為、單位面積商品房屋銷售價格為，在消除單位面積商品房屋銷售價格的價格因素時以消費價格指數代替固定資產消費價格指數;取對數后的序列分別為1hct、1it、1ct和1hPt;他們的差分序列分別為:d1hct、d1it、d1ct和d1hpt。

三、模型的構建

1.變量的平穩性檢驗

利用Eviews5.0軟件，可知四個序列都是不平穩的，對各序列取對數，可初步判定序列是不平穩的，接下來對各序列進行差分，再用單位根檢驗各變量的平穩性，由表一可以看出，四個序列1hct、1it、1ct和1hPt都是非平穩的，而它們的一階差分序列都是平穩的，所以1hct、1it、1ct和1hPt都是一階平穩序列I。

表1四個變量的一階差分平穩性檢驗結果

2.僅考慮人均居住支出(1hct)和人均可支配收入(lit)的模型

由消費理論可知，消費與支出之間存在和分關系，因此本文考慮人均居住支出與人均可支配收入兩者之間的關系，先對這二個序列是否存在和分關系進行檢驗，得到模型一：在5%的置信水平上，各系數是統計顯著于0的。再對殘差{e1t}進行單位根檢驗，用不含截距和時間趨勢項的ADF檢驗得到在置信水平為5%的條件下拒絕序列{e1t}存在單位根，用不含截距和時間趨勢項的Phillios-Perron檢驗得到相同的結論，故認為居住支出和可支配收入之間存在和分關系，即長期均衡的關系。現對居住支出和可支配收入序列進行因果檢驗，結果表明1hct和1it互為因果關系，即1hct和lit存在回歸的關系;adjr2=0.9324表明方程擬合得比較好；DW=0.5028<2說明序列無自相關，因此模型一是可行的。

3.對模型的擴展

實際上，居住支出的增加不僅僅由于城鎮居民收入增加，還受其它因素影響，如消費支出、房屋銷售價格等。現綜合考慮這三個因素對居住支出的影響，建立下面幾個模型（結果見表2），設第i個模型的第j個系數為;。

表2模型的參數估計和殘差的平穩性檢驗

由殘差平穩性檢驗知，模型六不存在和分關系。在10%的置信水平上，不能拒絕22、54為0，說明只有模型三、四是可行的，存在和分關系。現對模型三、四中各序列進行格蘭杰因果檢驗。結果顯示1hPt對1hct沒有影響，這與實際情況相吻合，1ct和1it對1hct都有影響。adjR2、AIC和SBC準則都選擇模型三，說明模型三擬合得最好。

四、結論

1.提高我國居民的可支配收入能極大提高住房的消費量。在模型三中，32為1.35說明在其他各因素保持不變條件下，居住消費收入彈性為1.35，而在模型一中12為0.61，說明在排除其他因素對居住消費的影響外，居住消費收入彈性為0.61，1.35-0.61=0.74，則為收入增加10%時帶動其他因素的變化，間接導致居住消費又增加7.4%，所以確切地說居住消費收入彈性應該為1.35>1，即收入每增加10%，居住消費增加13.5%，是富有彈性的。

2.居住消費消費支出傾向為0.27，缺乏彈性。說明消費支出增加10%，居住消費會增加2.7%，這說明居住消費在居民整體消費中占了近三分之一的比重，如果要擴大內需，增加居民的居住消費支出是一個很好的辦法。同時，它也說明了整體居住支出的變化也會對居民居住支出造成一定的影響。