基于VAR模型分析房價變動對居民消費的影響
——以湖南省為例

羅雙臨，劉科彪，尹向飛

（湖南商學(xué)院，湖南長沙410205）

基于VAR模型分析房價變動對居民消費的影響
——以湖南省為例

羅雙臨，劉科彪，尹向飛

（湖南商學(xué)院，湖南長沙410205）

筆者從湖南省實際情況出發(fā)，根據(jù)2000～2014年國家統(tǒng)計年鑒年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型、單位根檢驗、協(xié)整檢驗等分析方法，對湖南省房價變動對居民消費的影響進(jìn)行研究，得到以下結(jié)論：湖南省房價對居民消費有微弱擠出效應(yīng)。

房地產(chǎn)價格；VAR模型；擠出效應(yīng)

在當(dāng)今，困擾著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩個很大難題：高房價和低消費率。自1998年我國實施住房體制改革以來，我國房地產(chǎn)行業(yè)有了很大的發(fā)展，并成為我國國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展支柱性產(chǎn)業(yè)之一。湖南省作為中部大省，房地產(chǎn)市場在住房體制改革后快速發(fā)展起來。但多位學(xué)者研究表明，在拉動湖南省居民消費中房地產(chǎn)行業(yè)并沒有成為主要影響因素。同時，房地產(chǎn)價格持續(xù)上漲、居民整體消費低迷并存局面也進(jìn)一步影響湖南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，選取湖南省房價變動對居民消費的影響研究，一方面探究湖南省房價變動對居民消費產(chǎn)生何種影響；另一方面對湖南省政府解決目前高房價、低消費率相關(guān)問題提供相應(yīng)的政策性建議。

一、相關(guān)理論研究和文獻(xiàn)綜述

眾多研究表明，房價變動對居民消費影響主要有兩個方面：財富效應(yīng)或擠出效應(yīng)。主要由于各國經(jīng)濟(jì)環(huán)境復(fù)雜多樣性、依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論的差異性。為此，房價變動對居民消費產(chǎn)生何種影響，不同學(xué)者有不同的觀點。

有些學(xué)者認(rèn)為房價具有財富效應(yīng)。國外學(xué)者Yoshikawa、Ohtake（1989） 于20世紀(jì)80年代，通過對日本房地產(chǎn)市場相關(guān)數(shù)據(jù)處理，表明房價變動與居民消費之間有正財富效應(yīng)［1］；Shiller、Quigley、Case（2003）對美國各州1982～1999年房地產(chǎn)市場季度面板數(shù)據(jù)以及其他發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，得出房價上漲有顯著的財富效應(yīng)，即房地產(chǎn)財富增加對居民消費有顯著地推動作用［2］；Engelhardt（1996）通過美國PSID數(shù)據(jù)，對住房所有者儲蓄消費和房價上漲之間是否具有關(guān)聯(lián)進(jìn)行研究，實證表明住宅價格波動邊際消費傾向為0.03左右，發(fā)現(xiàn)有財富效應(yīng)［3］；Tkacz、Wilkins（2006）針對加拿大房價和股價對通貨膨脹和GDP做了預(yù)測能力的檢驗，發(fā)現(xiàn)房價可以預(yù)測通貨膨脹和產(chǎn)出［4］。國內(nèi)學(xué)者徐浩然、許簫迪、王子龍（2008）對1996～2007年我國房價和居民消費季度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解，分析發(fā)現(xiàn)：長期來看，我國房價變動對居民消費存在財富效應(yīng)［5］；宋勃（2007） 采用1998～2006年我國季度相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，同樣得出我國房價變動對居民消費存在財富效應(yīng)［6］；李玉山、李曉嘉（2006）采取計量分析方法，也得出我國房地產(chǎn)市場存在財富效應(yīng)［7］；宋皓（2011）根據(jù)1997～2010年重慶市的相關(guān)數(shù)據(jù)，實證研究表明房價變動對居民消費具有財富效應(yīng)［8］；李亞明、佟仁城（2007）利用上海市數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，表明房地產(chǎn)財富效應(yīng)存在［9］。

有些學(xué)者認(rèn)為房地產(chǎn)價格不具有財富效應(yīng)。國外學(xué)者Levin（1998）根據(jù)美國退休歷史調(diào)查數(shù)據(jù)分析得出：房價變動對居民消費無直接影響［10］；Thaler（1990）研究表明房產(chǎn)凈值等財富資產(chǎn)無轉(zhuǎn)移性，住房擁有者同樣可能有較高儲蓄率，兩者之間替代關(guān)系不很明顯，即住房凈資產(chǎn)多少和居民消費水平多少無關(guān)［11］；Sheiner（1995）研究表明，房價上漲對住房所有者消費會增加，對預(yù)期購房者和租房者儲蓄來說會增加而減少消費，但最終兩者的影響會互相抵消［12］。國內(nèi)學(xué)者劉建江（2010）從財富效應(yīng)、擠出效應(yīng)兩個方面探討房價上漲對居民消費的影響機制。實證研究表明：居民消費率與房價指數(shù)之間有長期反向協(xié)整關(guān)系，也即房價上漲對居民消費產(chǎn)生抑制作用［13］；郭強、譚小芬、李向前（2012） 針對1999～2010年月度數(shù)據(jù)，來研究房價變動對居民消費的影響，采用SVAR模型進(jìn)行分析，結(jié)果為房價上漲對居民消費有負(fù)作用［14］；張存濤（2007）對1987～2005年年度數(shù)據(jù)運用誤差修正模型，研究表明：房價上漲對社會消費有負(fù)面效果［15］；劉旦（2008）對2000～2006年季度數(shù)據(jù)分析我國城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)對人均消費影響，結(jié)果表明：我國城鎮(zhèn)住宅市場不存在財富效應(yīng)［16］；杜莉、潘春陽（2010）運用面板數(shù)據(jù)證明了高房價會對居民消費有抑制作用，并提出房價控制和促進(jìn)消費的建議［17］。

從上述文獻(xiàn)中，可以看到大部分研究都是從一個國家的角度來探討房價變動對居民消費的影響，但是卻很少有研究者針對某一地區(qū)進(jìn)行研究。另外研究者們使用方法雖然差異不大，但是由于樣本容量有限，不少學(xué)者的研究未進(jìn)行深入分析。本文采用研究者們少用的VAR模型系統(tǒng)分析湖南省房價變動對居民消費的影響，采用理論和實證分析相結(jié)合，在分析的基礎(chǔ)后并提出相關(guān)的結(jié)論和建議。

二、湖南省房價變動對居民消費的實證分析

1.數(shù)據(jù)的選取和理論分析

一般情況，研究者都以社會商品零售總額，或人均消費支出當(dāng)作變量來衡量人民消費水平。但在大部分情況下，社會商品零售總額不能直接做出對居民消費情況的相關(guān)反應(yīng)。為此，本文把城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為被解釋變量，用ZC表示，把城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為衡量居民收入的指標(biāo)，用Y表示。另外，關(guān)于衡量房地產(chǎn)財富效應(yīng)指標(biāo)，一般選住房銷售價格指數(shù)、住宅商品房平均銷售價格。由于房屋銷售價格指數(shù)查找不易獲得。為此，本文在考慮數(shù)據(jù)的可獲得性情況下，采用商品房平均銷售價格（P）來作為影響居民消費的一個因素（本文數(shù)據(jù)主要源于湖南省統(tǒng)計年鑒）。

一般來說，房價變動對居民消費影響表現(xiàn)為兩種機制，正向促進(jìn)機制和反向抑制機制：

房價變動關(guān)于居民消費正向促進(jìn)機制。實現(xiàn)的財富效應(yīng)：一般來說，房價上漲促進(jìn)房產(chǎn)的增值，導(dǎo)致房主凈財富增多，使得居民消費能力的提高。在房價上升之后，對于有房者來說，直接賣掉這套房子，那么他的增值收益會增加，同樣對那種有多套房子且無貸款的人來說，這種收益是明顯增加的。未實現(xiàn)的財富效應(yīng)：在房價上漲后，盡管有些房主并沒有變現(xiàn)房產(chǎn)出售，或?qū)⒎慨a(chǎn)抵押貸款。但房子在未來現(xiàn)金流凈現(xiàn)值將會增加，進(jìn)而使得消費者對未來收入預(yù)期提高，增加消費。

房價變動關(guān)于居民消費反向抑制機制。預(yù)算約束效應(yīng)：一般情況下，房價和房租之間有一定的關(guān)聯(lián)，且這種關(guān)系也比較穩(wěn)定，當(dāng)房價上漲后，因此房租者（沒有房的消費者）不得不支付更高的租房費用；同時對于儲蓄也會增加（用于未來購房），這些支出和儲蓄都會擠出消費者當(dāng)前消費，進(jìn)而導(dǎo)致他們當(dāng)期預(yù)算約束比較緊張，對消費產(chǎn)生抑制作用。擠出替代效應(yīng)：首先假定消費者收入不變，對租房者來說，當(dāng)房價上漲后，會使得消費者支付更多租金。因此，消費者只能減少其他消費品支出。對那些有買房計劃消費者來說，房價上升使得他們要支付更高首付，以及會背負(fù)更大還貸壓力。但為了實現(xiàn)買房計劃，又不得不減少其他消費支出或者選擇面積比較小的房子購買。

通過對上面房價變動影響居民消費機制分析可以得到，房價變動對居民消費何種效應(yīng)是正反向機制相互作用的結(jié)果。對湖南省來說，房價變動對將居民消費的影響是正反哪種機制作用，下面將結(jié)合湖南省具體情況，就房價變動對居民消費影響進(jìn)行實證分析。

2.實證分析

（1）平穩(wěn)性協(xié)整檢驗

從理論來說，VAR模型建立需要平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，在非平穩(wěn)時序情況下有“偽回歸”現(xiàn)象。為此，我們先對相關(guān)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF穩(wěn)定性檢驗。結(jié)果如表1。

表1　單位根檢驗結(jié)果

從表1中可以看出，LNZC、LNY、LNP在1%、5%、10%的置信水平下，ADF統(tǒng)計量值均比臨界值大。故接受原假設(shè)，時間序列有單位根，為非平穩(wěn)序列。在一階差分序列中，在10%置信水平下拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列。故lncn、lny、lnh為一階單整序列，能做協(xié)整檢驗。

（2）Johansen協(xié)整檢驗

為驗證各個變量之間是否有協(xié)整關(guān)系。我們接下來對相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。Johansen協(xié)整檢驗是對多變量協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗的較好方法之一。①Johansen協(xié)整檢驗需計算回歸方程的跡；②逐步與不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個、存在兩個協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下的跡值進(jìn)行比較，當(dāng)假設(shè)條件下的Johansen臨界分布值小于回歸方程的跡值時，拒絕其前提假設(shè)；反之，接受其前提假設(shè)。Johansen協(xié)整檢驗采用特征根跡檢驗和最大特征值檢驗這兩種方式。這兩種檢驗方法可以檢驗多個變量協(xié)整關(guān)系，對變量之間因果關(guān)系是否明確不做要求。在此，我們用特征根跡和最大特征值來檢驗各變量之間是否有協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果如表2。

表2　協(xié)整檢驗—特征根跡檢驗結(jié)果

表3　協(xié)整檢驗—最大特征值檢驗結(jié)果

由表2特征根跡檢驗中，當(dāng)原假設(shè)為0個協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計量為32.61534，大于5%下的臨界值29.79707，因此拒絕原假設(shè)；當(dāng)原假設(shè)為至少存在1個協(xié)整關(guān)系時，跡統(tǒng)計量為4.464414，小于15.49471，所以接受原假設(shè)，所以只存在一個協(xié)整關(guān)系。同理，從表3的最大特征值也可以看出，這三個變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。即居民消費支出、人均可支配性收入、房地產(chǎn)價格之間存在長期均衡關(guān)系。協(xié)整方程如下：

由方程（1）可以看出，居民人均可支配性收入、房價、居民人均消費性支出三者之間存在一個長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。居民人均可支配性收入的系數(shù)為正，而房地產(chǎn)價格系數(shù)為負(fù)。可以理解為：在長期，人均可支配性收入增加1元時，居民人均消費支出增加0.79594元；房價上漲1元時，人均消費性支出減少0.10026元。因此，可見湖南省房價變動對居民消費起著抑制作用，存在擠出效應(yīng)。括號內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤，通過計算，lnY和lnP的t值分別為21.9327和3.2829，通過查找t分布表可以得到，t0.05/2（13） 的臨界值為2.16。由t=21.9327＞2.16可知，我們以5%的顯著性水平拒絕原假設(shè)，也可以理解為人均可支配性收入顯著地解釋了對人均消費性支出的影響作用；同理由t=3.2829＞2.16可知，房價變動顯著地解釋了對居民人均消費性支出的影響作用。

（3）格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗表明居民消費支出和房價變動兩者之間有長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但不能說明兩者之間有因果關(guān)系，所以進(jìn)一步采用Granger因果檢驗。根據(jù)AIC最小原則，選擇最大滯后階K為2，在顯著性水平為10%的情況下，見表4。

從表4可以得到，在10%的顯著水平上，lny的統(tǒng)計量是顯著的，拒絕原假設(shè)，lnY是lnZC變化的Granger原因，反過來可以看到，在10%的顯著水平上，lnZC的統(tǒng)計量是不顯著的，接受原假設(shè)，lnZC不是lnY變化的Granger原因。同理，在10%的顯著水平上，lnP是lnZC變化的Granger原因。并且可以看到lnY和lnP對于lnZC都是單項因果關(guān)系。

表4　格蘭杰因果檢驗

（4）脈沖響應(yīng)函數(shù)

從上述檢驗中可以得到人均消費性支出、人均可支配性收入和房價三者有協(xié)整關(guān)系。通過建立VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)對VAR模型受沖擊時，進(jìn)行關(guān)于系統(tǒng)的一個動態(tài)影響分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)表現(xiàn)為內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)，描述的是：在擾動項基礎(chǔ)上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，關(guān)于內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值所造成的影響。圖1為VAR（2）lnY對lnZC、lnP對lnZC脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。

從Response ofLNZC toLNY響應(yīng)函數(shù)看，第一期到第二期為0，沒有影響，第二期到第三期是持續(xù)上升到最大，接近于1，第三期到第四期開始影響程度下降直到0，但第四期到第五期又開始上升，總的來說，從第二期到第十期的影響在0到1之間波動，并正影響的情況多一些；從Response ofLNZC toLNP響應(yīng)函數(shù)看，第一期到第二期為0，沒有影響，第二期到第三期持續(xù)下降，并接近于-1，第三期到第四期又開始上升到0，但第四期到第五期為下降趨勢，總的來說，函數(shù)在第二期到第十期為-1到0之間波動，負(fù)向情況多一些。綜上，居民人均收入對于消費有著正向促進(jìn)作用，而房價對消費有著微的負(fù)向影響。

三、結(jié)論以及政策建議

圖1　 lnY、lnP沖擊變化對lnZC的影響

根據(jù)上述協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗表明來看，在2000～2014年期間，湖南省房價變動和人均居民消費支出存在一種反向趨勢，即房地產(chǎn)存在擠出效應(yīng)，雖然這種效應(yīng)的力量不是很大。從協(xié)整方程系數(shù)來看，房地產(chǎn)的財富效應(yīng)是負(fù)的。系數(shù)為0.10026，也就是說，當(dāng)房價變動一個單位是，居民消費性支出變動0.10026個單位。根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像，一單位房價產(chǎn)生負(fù)向沖擊會對居民消費有負(fù)作用。看出居民已經(jīng)把房價作為了一個他們消費的考慮因素，房價的上漲在一定程度上會減少居民的消費支出。

綜上所述，湖南省房價變動對居民消費的影響為負(fù)，但系數(shù)不是很大，可以看出房價不是影響居民消費主要因素之一。筆者認(rèn)為，可能與房地產(chǎn)擠出效應(yīng)的作用機制或者受到房價波動趨勢等這些方面的因素制約有關(guān)。在政府決策方面：要看到房地產(chǎn)市場繁榮景象以及房價變動帶來的問題。因此，湖南省政府解決居民消費不高和高房價等問題，可以從以下幾個方面入手：

第一，調(diào)整和完善工資增長機制，增加居民可支配性收入。不合理的工資增長機制嚴(yán)重制約了湖南省廣大居民可支配性收入的提高和居民消費性支出的增長。目前來說，湖南省職工的工資普遍較低，但消費物價、房價等不斷上漲。為此，建立合理的工資增長機制：可以促進(jìn)居民可支配性收入的增加和居民消費水平的提高。在增加居民可支配性收入的同時，也需提高居民最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)。

第二，引導(dǎo)居民樹立合理的購房消費觀。對于湖南省房價不斷上漲、增長過快的現(xiàn)象，其中有居民一些非理性購房觀念的原因。作為政府，應(yīng)該建立房地產(chǎn)預(yù)警機制，及時有效的發(fā)布住房銷售相關(guān)信息，保證購房渠道透明度，引導(dǎo)居民合理的購房行為。同時，政府應(yīng)該擴(kuò)寬家庭投資渠道，改變居民對投資房地產(chǎn)的行為。

第三，合理控制房價，增加經(jīng)濟(jì)適用房等保障性住房供給。規(guī)范房地產(chǎn)市場秩序，建立房地產(chǎn)良好發(fā)展長效機制，加大對保障性住房的供給，是政府重要職責(zé)的重要體現(xiàn)。在增加對保障性住房供給中，政府應(yīng)以給予房地產(chǎn)商資金或其他方面的支持，以加強對房價的穩(wěn)定。

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（責(zé)任編輯：鄒樂群）

Impact of Housing Price Change on Household Consumption Based on VAR Model-A Case Study of Hunan Province

LUO Shuang-lin，LIU Ke-biao，YIN Xiang-fei

（Hunan UniversityofCommerce，Changsha，Hunan 410205）

Based on the facts of the situation in Hunan Province and the annual data of the National Statistical Yearbook during 2000—2014,by using VAR model,unit root test,co-integration test and other analytical methods,the paper analyzes the impact of changes in housing prices on household consumption in Hunan province,and draw the following conclusion：the changes in housing prices have a weak consumer crowding-out effect.

real estate prices；VAR model；crowding-out effect

F293.3

A

1008-2107（2016）05-0035-06

2016－08－16

羅雙臨（1963—），女，湖南邵陽人，湖南商學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授；劉科彪（1992—），男，湖南邵陽人，湖南商學(xué)院研究生院世界經(jīng)濟(jì)專業(yè)研究生：尹向飛（1974—），男，湖南邵陽人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，湖南商學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院副教授。