房屋价格对消费的影响透析本文作者：谢琦工作单位：中国劳动关系学院经济管理系房地产价格上涨对居民消费需求影响的实证分析1．本文采用以下计量模型来分析居民的可支配收入、房地产价格与居民消费需求之间的关系:C=A+αDI+βRE。其中，C为消费需求，A为自发性消费，DI为可支配收入，RE为房地产价格，α为可支配收入的边际消费倾向，β为房屋资产的边际消费倾向。为了更好地进行分析，对上述模型两边取自然对数，可以得到:lnC=A+αlnDI+βlnRE+εt。本文的居民消费需求、可支配收入和房地产价格分别选取2000—2010年间的城镇居民人均消费需求、城镇居民人均可支配收入和商品房销售价格指标，所有数据于《中国统计年鉴(2011)》。选取2000年以后的数据主要是考虑到我国住房制度改革是从1998年开始，但是1998—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制约了中国住宅市场的全面建立，所以导致在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，中国住宅业的市场化程度才得以提升。〔14〕2．时间序列的平稳性检验为了避免伪回归，下面用协整检验之间的长期均衡关系，先对数据的平稳性进行检验。目前，计量经济学已经发展出了各种检验平稳性的方法，本文采用ADF检验方法。利用计量软件Eviews6．0对变量进行单位根检验，见表1。检验结果显示，各变量的水平值和一阶差分均不能在1%、5%和10%的显著水平上拒绝有单位根的原假设，则它们是非平稳时间序列。而各变量的二阶差分在1%的水平上拒绝有单位根的原假设，表明lnYP，lnYT，和lnC均是二阶单整序列，满足协整检验的前提，因此可以进一步检验这些变量之间的协整性。3．协整关系检验首先建立如下回归方程:lnC=++()()()R2===然后对回归后得到模型的残差序列进行单位根检验，检验结果显示ADF统计量为－，远小于1%的检验水平，可以认为残差序列是平稳的，因此序列lnC、lnDI和lnRE存在协整关系，说明这些变量之间存在长期稳定的“均衡”关系。因此，从上述估计结果来看，在长期中消费的可支配收入弹性是，消费的房屋资产弹性是。实证分析结果表明长期来看可支配收入增加1%，引起消费需求增加%;房屋价格上升1%，引起消费需求增加%。说明从长期来看，可支配收入是决定消费需求的主要因素，房屋资产对消费需求只有非常微弱的影响。4.误差修正模型的建立及检验通过上面的分析已经证明序列之间存在协整关系，因此可以建立误差修正模型。估计结果为:ΔlnC=++－－1()()()(－)R2===从估计结果来看，在短期内消费的可支配收入弹性是，消费的房屋资产弹性是。实证分析结果表明短期内可支配收入增加1%，引起消费需求增加%;房地产价格上升1%，引起消费需求仅增加%。说明从短期来看，可支配收入是决定居民消费需求的主要因素，房地产价格上升对居民消费需求仅产生微弱的影响。此外，通过估计结果还可以发现，短期内房地产价格上升对居民消费需求的影响程度超过长期。房地产价格对居民消费需求影响结果分析从上文的实证结果来看，无论短期还是长期房地产价格对居民消费需求的影响都非常小，可见在我国居民房屋资产的财富效应并不显著。下面文章就对造成这种现象的原因进行详细分析。1.房地产价格上升对已有住房居民的影响在我国，对已经拥有一套住房的居民来说，房屋大多是自住性质。因此，由于居民要用于家庭自住，无法立即变现自己的房产，所以尽管房地产价格在持续上涨，但是对于这部分居民来说也只是虚拟资产，不具有任何实际意义，所以房地产价格的持续上涨并不会刺激这部分居民的消费需求。如果此时居民由于居住需要购买面积更大的住宅，必然面临两种选择:一是保留原有住宅继续购买新的房产;二是卖掉现有住宅再购买新的房产。在第一种选择中，由于房地产价格不断上涨，居民需要偿还更多的贷款才能购买自己的第二套住宅，因此必然会减少家庭的消费需求而增加储蓄。在第二种选择中，假使居民能够卖掉自己的住宅变现了房产，但是由于居住需要，他们在卖掉自己的房产之后又面临迫切购买新住宅的需要，所以此时房地产价格的持续上涨还会使居民为购买面积更大的新的房产而拼命储蓄，所以这部分居...