房地产价格波动与消费增长——基于中国数据的实证分析及理论解释，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,房地产价格论文,理论论文,数据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、中国房地产价格波动与消费增长：实证检验
（一）数据说明与数据分析
个人消费支出主要受到收入和财富水平的影响，因此除商品房屋平均销售价格以外，本文还选取了人均可支配收入作为解释变量。同时为分析不同类型房地产价格波动对个人消费支出影响的差别，还选取了商业用房平均销售价格、办公楼平均销售价格和住宅平均销售价格等三个指标做进一步的分析。数据时间跨度为2000年至2004年。主要原因是虽然在1998年初，党中央、国务院已经决定在全国范围内停止住房实物分配，但从1998年到1999年，真正的住房实物分配总体上并没有停止。同时由于土地市场的滞后约束了中国住宅市场的全面建立。在土地招拍挂制度实施之前，中国的住宅市场在中段产品的销售等方面市场化程度很高；但是在土地方面却几乎完全是计划经济。上述原因的存在导致了在2000年之前，中国住宅业市场化程度很低。从2000年开始，以住房分配制度改革为核心，中国住宅产业的市场化程度才得以快速地提升。
所有数据均来自于中国统计年鉴(2001-2005)对31省（市、区）的相关统计，数据的描述性统计分析见表1。
表1 数据的描述性统计分析
人均消费支 商品房屋 人均 商业用房 办公楼平均 住宅平均
指标 出（元／年） 平均销售价格 可支配收入 平均销售价格
销售价格
销售价格
平均值 5668.581685.74 7235.323354.43
3210.551849.55
中位数 5252.601408.00 6721.092956.00
2561.001556.00
最大值 11123.844989.0014867.49
10189.00 13167.005118.00
最小值 3623.56 854.00 4724.111577.00850.00 949.00
标准差 1629.10 834.31 2168.311423.54
2324.35 860.89
Jarque-Be70.068 229.31
66.09 156.82371.39 232.95
Prob 0.000.000.00
0.00 0.00
0.00
（二）变量平稳性检验
对几个具有相同单整阶数的非平稳序列进行回归时，即使每个序列之间是独立的，也会有很大的可能得到一个显著的t统计量。即几个变量之间根本没有关系，但用了t统计量的OLS回归往往显示他们之间存在某种关系，出现了所谓的“谬误回归”问题。为避免这个问题，本文根据面板数据单位根的Im-Pesaran-Shin(IPS)方法对各变量的单整阶数进行检验。并对变量进行差分，在得到平稳序列的基础上利用固定效应模型进行分析。
基本的IPS单位根检验的方程为：
附图
因此IPS检验允许面板中不同的时间序列有不同的β，克服了之前的LL检验以及LLC检验的缺陷。ρ的选择以残差不出现序列相关为标准。零假设为对任何i，β[,i]=0，对立假设为对某些i，β[i]＜0。这样进行可对不同的β[，i]响应的t[,iT]（ρ[,i]），这里是一个图片计算平均值：
附图
再用计算出来的平均值构造IPS检验用统计量：
附图
根据IPS方法的检验结果可见表2，可见在10%的显著水平上，相关各变量均为I(1)序列。
表2 对各变量的单位根检验
变量
统计量 P值变量一阶差分 统计量
P值
人均消费支出
30.25**1.00人均消费支出 -5.52
0.00
商品房屋平均销售价格7.01**1.00商品房屋平均销售价格 -21.34
0.00
人均可支配收入 27.99**1.00
人均可支配收入 -0.025 0.09
办公楼平均销售价格 5.63**1.00 办公楼平均销售价格
-4.86
0.00
商业用房平均销售价格
13.65**1.00商业用房平均销售价格 -0.04
0.09
住宅平均销售价格4.67**1.00
住宅平均销售价格 -14.8386 0.00
注：**表示在1%的水平上不能拒绝原假设：变量不存在单位根。
（三）实证检验结果
模型估计所用变量均为其年增长率，在保证平稳性的同时，其系数又可理解为自变量变化1%引起因变量变化的百分比，具有较好的经济含义。在面板数据固定效应模型的框架下，本文分别利用居民人均年消费支出对商品房屋平均销售价格和人均可支配收入，以及居民人均年消费支出对商业用房平均销售价格、办公楼平均销售价格和住宅平均销售价格进行实证检验。检验结果可见表3。
结果显示商品房平均销售价格上涨1%，会导致居民人均年消费支出减少0.13%。即在全国平均水平上，商品房屋销售价格上涨将导致个人消费支出下降。现有的理论与实证分析表明房地产价格上涨应该促进消费，或者在没有体现出财富效应的情况下对消费没有显著影响，但似乎没有证据表明房地产价格波动与人均年消费支出之间会存在负相关关系。
模型一中的商品房屋包括多种形态，不同类型的房地产价格波动对消费产生的影响是有差别的。模型二的实证结果显示：办公楼、商业用房价格波动对人均消费支出具有统计上显著的正向影响，它们的价格每上涨1%，会分别导致人均年消费支出增加0.015%以及0.024%。相反住宅价格每上涨1%，将导致人均消费支出减少0.17%。可以看出因为住宅价格波动对人均消费支出的反向影响超过了商业地产和办公楼价格波动的财富效应，在平均水平上，中国房地产价格上涨才表现出对消费的抑制作用。
表3 中国房地产价格波动对人均年消费支出的影响
变量 模型一模型二
0.0570.051
常数 (8.020) (12.505)
0.3720.408
人均可支配收入(4.893) (8.645)
-0.131
商品房屋平均销售价格 (-3.738)
-0.172
住宅平均销售价格 (-4.516)
0.016
办公楼平均销售价格 (2.234)
0.025
商业用房平均销售价格
(6.183)
R平方 0.94 0.99
调整R平方 0.91 0.99
F统计量
29.94 1377.08
Durbin-Watson统计量2.35 2.21
注：括号中为t统计量。
二、房地产价格波动的消费增长效应：一个新的理论解释
（一）商业地产、办公楼价格波动对消费的影响
商业地产和办公楼主要以个人或企业资产的形式存在，并且以租金的形式为所有者带来（节省）持续的收入（成本）。此类房地产价格上涨将直接体现为所有者资产总额的增加，同时租金的上涨为其带来（节省）更多的收入（成本）。对消费选择的影响直接体现为预算约束线的外移（见图1）。图1中Q[,i]表示其他产品的消费量，表示房地产购买量。M为消费者预算约束线，M'为房地产价格上涨后的消费者预算约束线。由于产品总价较高，房地产产品的购买具有非连续性。消费者收入与财富增加不足以购买更多的房地产时，消费者最优选择将由A移至C点。如果收入和财富的增加达到了临界点，则产生了对房地产更多的需求，最优选择将由A点移至B点。在两种情况下，房地产价格上涨都将导致消费者对其他产品的消费增加。
附图
图1 商业地产、办公楼价格上涨对消费的影响
（二）住宅价格波动对所有者消费的影响。
住宅价格上涨将导致已经拥有住宅的消费者财富总量增加，产生的效果与商业地产和办公楼类似，即消费者预算约束线外移。但这会受到一些条件的约束，如住宅的功能、市场能够提供的资产流动性等。如果住宅提供的是居住功能，则即使价格上涨，在资产变现之后消费者仍然需要寻找替代品。在市场比较完善的条件下，不可能找到一个条件相同而价格更低的住宅，此时价格上涨所带来的财富增长具有一定的虚幻性，对消费的影响也由于住宅为必需品的性质被抵消。相反如果拥有住宅的目的在于投资或者家庭不止拥有一套住宅，则价格上涨带来的财富增长将具有真实性，对消费的影响也将体现为正的财富效应。当然这种财富效应也会受到流动性约束的限制，流动性越高则财富增加的真实性越高，反之则财富增加仍具有虚幻性，无法变现的住宅永远不能为消费增长提供足够的支持。
（三）住宅的准吉芬商品特性与消费增长
对于尚未拥有但准备购买住宅的消费者来说，如图2所示最优选择点在A。此时消费者购买Q[,i1]单位的其他商品和一单位住宅。住宅价格上涨导致消费者预算约束线移动至M[,2]，此时最优选择从点A发生移动。调整过程可以分为按替代效应和收入效应分为两步。假设消费者效用不变，由点A移动至点B的过程可称为替代效应。它反映了一种商品价格上涨，消费者为保持效用不变而减少此种商品的消费，并购买更多其他商品的过程。由预算线M[,2]'移动至M[,2]所发生的均衡调整可以看作由于消费者收入变化导致的，称为收入效应。根据价格变化产生的收入效应的不同可以将商品分为正常商品和劣等商品。而劣等品中一种需求曲线向右上倾斜即需求价格弹性为正的商品又称为吉芬品。如果均衡点由B移动至C[,2]，其收入效应为正，称为正常商品。如果移动至C[,3]，其收入效应为负，则为劣等商品。由于其收入效应小于替代效应，因此其需求价格弹性仍然为负。如果收入效应超过了替代效应，则表现为正的需求价格弹性，均衡点由B移动至C[,4]，是为吉芬商品。
附图
图2 住宅的准吉芬商品特性
住宅与这三类商品均有差异，由于其满足的是人们基本的居住需求，对尚未拥有住宅的购房者来说具有需求刚性。假设每户家庭至少需要购买一套住宅，则住宅价格上涨，收入效应将表现为均衡点从B移动至C[,1]。根据收入效应的差异，对于首次准备购房的消费者而言，住宅以一种介于劣等商品和吉芬商品之间形态而存在。可以将其定义为准吉芬商品：收入效应为负，且等于替代效应的商品。正常商品价格上涨，对消费增长的影响如何存在不确定性。然而与吉芬商品类似，住宅价格提高，由于需求刚性必然导致对其他商品需求的挤占，从而住宅价格波动与个人消费支出之间体现为负相关关系。
三、结论
中国房地产价格持续上涨的过程中并没有如理论预期和现有实证结果所暗示的那样促进消费增长，究其原因在于住宅价格上涨导致消费的减少超过了商业地产和办公楼价格上涨对消费的促进作用。住宅价格波动与消费增长之间的负相关关系可能与中国住宅产业发展的阶段相关。在中国保持了几十年持续、快速的经济增长的同时，居民人均可支配收入也大幅增加。在这个过程中，消费者对居住质量的要求也在迅速提高，来自需求方面的动力促使中国住宅产业迅速进入产业升级阶段。加上快速的城市化进程，改善住宅质量或者首次购房者在需求中占据了绝大比例。根据前面的分析，对这两类消费者而言，住宅具有准吉芬商品特性，其价格上涨必将挤占对其他商品的需求。
现有的实证分析大多集中在发达国家，这些地区的住宅产业升级过程已经完成，居民大多已经拥有了具备较高素质的住宅，加上金融市场提供的流动性较高、居民移动的限制较少等因素使得在这些研究中房地产价格波动对个人消费支出的影响直接体现为正的财富效应。
如Case(2003)研究结果表明房地产财富增加对消费有显著的促进作用，但房地产财富的下降对消费几乎没有任何影响。
对面板数据单位根检验的详细论述可参见Anindya(1999)。