房价影响居民消费吗论我国不同地区房价变动对居民消费的影响差 复旦大学经济学院本科优秀学位论文.docx

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房价影响居民消费吗论我国不同地区房价变动对居民消费的影响差复旦大学经济学院本科优秀学位论文

房价影响居民消费吗？

——论我国不同地区房价变动对居民消费的影响差异

经济学院刘文婷

指导教师：

陆铭

内容摘要：

随着改革开放进程的推进，中国家庭在需求层面的要求从衣食发展到住行，人们对于住房的要求日益显著和迫切。

同时，住房改革使得房价变动更趋于市场化。

因此，房价对居民消费的影响将越来越深刻。

本文利用2000年至2008年东、中、西部地区居民可支配收入、消费支出、房屋销售价格、经济适用房销售面积比例等数据，实证检验了三大地区房价对居民消费的不同影响，发现东部地区的房价对消费倾向存在正效应，而中部和西部地区这一效应不显著存在，并分析其中原因可能涉及财富效应、收入效应和替代效应。

文章最后针对不同地区提出了促进居民消费的政策建议。

关键词：

房价变动居民消费地区差异财富效应收入效应替代效应

Abstract:

AsthereformofChinahasbeendeeper,thedemandofChinesefamiliesgoestolivingenvironmentinsteadofbasicnecessitiesoflife.Atthesametime,thepriceofhousesismoreliketofunctioninthemarket,becauseofthehousingreform.Therefore,theinfluenceofhousingpriceondomesticresidentshasbeencritical.Throughthemodelingofthepriceofhouses,witheconomicdatafrom2000to2008,etc,thispaperfindsoutthatthepricechangehasdifferentimpactsontheconsumptionsofthreedisparatedistrictsinChina.Basedonthisexperimentalanalysis,theimpactintheEastareaispositive,whiletheoneintheothertwoareasisnotsignificant.Thecauseofthephenomenonisconsideredtoberealestatewealtheffect,incomeeffectandsubstitutioneffect.Intheend,thepapergivesoutsuggestiontopromoteconsumption.

Keywords:

HousingpricechangeConsumptionRegionaldifferences

WealtheffectIncomeeffectSubstitutioneffect

一、引言

自1998年国务院发布《进一步深化城镇住房制度改革》的文件以来，我国的房地产市场逐步步入了市场化轨迹，房价的变动越来越紧密地与宏观经济走势联系在一起，越来越深刻地影响着家庭消费习惯和观念。

当房产持有者看着逐渐攀涨的房价时，欣喜于当初购房的决定；而当无房的家庭怀揣着半生省吃俭用的积蓄准备安享晚年时，却发现房价这个日新月异的数值已经超出了自己的支付能力。

房产价格的变动牵动着千家万户的心。

十年后的2008年，一场由美国次贷问题引发的全球金融危机，使中国的出口贸易受到了沉重的打击。

拉动经济的“三驾马车”因为出口的“失利”，只能依靠投资和消费。

扩大内需，刺激消费，这是近年来政府时刻关注的目标之一。

国内外许多经济学家针对房价影响消费的问题，已经做了比较深入的研究。

然而，考虑我国东、中、西部不同地区房价对消费影响方式、程度的不同及其原因的研究却比较少。

房价上涨对东、中、西部地区家庭的消费支出存在不同的影响吗？

这种差异可能由哪些原因导致？

这是本文试图解释的问题。

本文采用消费函数的模型，分析房地产价格对居民消费的影响。

结合实证分析，运用29个省市2000年至2008年的面板数据，分析东中西部地区的消费差异。

文章主要分为五个部分，第二部分讨论国内外对于房价与消费问题的既有研究，第三部分给出本研究的理论基础和模型假设，第四部分以东、中、西部各省市分类数据进行实证分析，第五部分进行研究的总结并针对促进消费给出建议。

二、文献综述

关于房地产价格对居民消费的影响，较成熟的研究主要集中于对房产财富效应的研究。

“财富效应”是指货币余额的变化，假如其他条件相同，将会在总消费开支方面引起变动。

简言之，人们持有的资产价格上涨（或下跌），导致资产持有人财富增长（或减少），进而促进（或抑制）消费增长。

1、财富效应的起源

从理论方面看，最早G·Haberler（1939）在《繁荣与萧条》一书中提出了财富效应的观点。

庇古在1941年出版的《就业与均衡》一书中对财富效应原理进行了详细阐述，即在完全竞争条件下，当衰退期间物价下跌时，居民真实现实余额会增加，财富净值提高，消费者的消费欲望随之增长（Pigou，1941）。

2、房产财富效应的实证研究

从实证方面看，国内外针对房产财富效应的存在性及其正负都有大量研究。

2.1一方面，在国外的研究中，认为房产财富效应存在的主要研究有：

Skinner（1989）、Case（1992）都发现了显著的财富效应。

Engelhardt（1996）证明房屋价格上升不能影响居民消费行为，但价格下降会导致消费支出减少。

AlexanderLudwig和TorstenSlok（2001）考察了OECD国家，发现这些国家的股市和房地产市场都存在财富效应。

Campbell,Cocco（2004）利用英国资料，发现住房价格对年老的房屋所有者统计上有显著的影响，但对年轻人影响不显著。

KarlE.Case,JohnM.Quigley和RobertJ.Shiller（2005）研究14个国家在过去25年的面板数据和美国各州在20世纪80-90年代的面板数据，发现房地产的财富效应对居民消费有显著影响，尤其是在发达国家。

国内很多学者通过实证研究，也证明了住宅价格对消费存在财富效应。

一类观点认为这种财富效应为正。

如李亚明（2007）在《中国房地产财富效应的协整分析和误差修正模型》中写，长期的房地产财富效应基本是正向的，但并未讨论这种正效应的作用机制。

宋勃（2007）也有相似发现，但将无房者与承租者的替代效应、收入效应也记入解释财富效应传导机制的因素，我认为分类不够清晰、明确。

另一些学者研究发现该财富效应为负。

高春亮（2007）以2001年至2004年34个城市数据为样本，研究发现住宅财富的边际消费倾向为负。

刘建江、袁冬梅（2009）在《房价上涨对居民消费的挤出效应研究》一文中指出，房地产市场的繁荣，产生抑制居民消费的挤出效应。

杜莉（2009）通过172个地级城市的面板数据，发现房价上升抑制了居民消费，但该研究没有考虑变量的时间趋势所导致的伪回归现象。

2.2另一方面，因为研究方法、数据来源、模型建立的不同，不少经济学家得出了大相径庭的结论——他们研究发现房产价格对消费没有显著影响。

较早的研究有Elliott（1980），他认为非金融资产变动对消费无影响，房产、汽车等资产更多地被当成家庭生活的环境而非实际购买力。

此后，HoynesandMcFadden（1997）研究个人储蓄和从房产升值中的获利的关系，发现影响甚微。

Levin（1998）也在退休问题的研究中发现，房屋价值与消费没有关系。

国内，刘旦（2008）在宏观消费研究中指出，中国城镇住宅市场不具有财富效应，并分析主要原因为住宅供给结构不合理与住宅市场信息不对称。

本文基于以上研究，讨论房价对消费影响的地区差异，这将是研究的创新点。

三、理论基础和数据来源

1、理论基础

本文认为，房地产价格对居民消费的影响可以通过对房屋所有者和对无房者与承租人的两个不同渠道产生，并发生作用。

根据以往学者的研究，并结合考虑中国国情和居民消费心理，房屋价格对消费的影响主要有以下几项作用机制：

1.1兑现与未兑现的财富效应

理论上，房地产价格上涨时，房产所有者的总财富增加，因此会增加当期消费。

这称为财富效应。

不同于金融发达国家所做的研究，本文认为房屋自住者与房产投机者的消费行为不同。

一方面，对于房屋自住者，出售房屋的可能性不大，即使出售也大多打算购置档次、质量、环境更好的房产，因此通过房产获得收益的可能性较小。

同时，发达国家的“房产抵押财富效应”，即房产价格上涨以后，房产所有者可以通过抵押自己的住宅获得更多的贷款从而增加消费，这在我国难以实现。

由于当前我国金融体系不健全、不完善，居民通过房屋抵押贷款，从上涨的房产价格中获益的机会不大。

另一方面，对于房产投机者，他们往往能够依靠上涨的房价，在房屋出售或者出租的过程中获得巨大收益，实现正的财富效应。

未兑现的财富效应，能够作用于所有房屋所有者。

房价的上涨，使得房地产价值的未来贴现值上升；房屋所有者预期将来会更加富有，从而增加当期消费，实现正的财富效应。

1.2收入效应

房价上涨带动房屋租金上涨，承租人需要花费更大比例的可支配收入于租房中，实际上等于减少了可支配收入。

因此，产生了负的收入效应。

1.3替代效应

若无房者计划购房，且预算约束不变，那么上涨的房价将导致他们购买较便宜的房屋，或者缩减其他消费以节约资金支付上涨的部分。

此时，替代效应为负。

然而，房屋价格上涨，也可能导致原先计划购房的消费者，放弃购房意愿，转而以其他产品的消费代替住房消费。

例如Yoshikawa和Ohtake（1989）在研究日本土地价格和储蓄时，发现计划买房的日本租赁者的储蓄率较高，但此时较高的土地价格减少了计划购房的人数，住宅价格与租房者储蓄之间弱负相关。

而且他们指出日本许多租房者以奢侈品消费替代住房消费。

他们将这种行为称之为“绝望的消费”。

此时，替代效应为正。

2、数据来源和处理方式

本文数据来自《中国统计年鉴》，选取2000年至2008年我国29个省市（不包括香港、澳门、台湾地区）的经济数据。

其中，房屋平均销售价格的数据，经过以2000年为基年的消费价格指数作调整。

之所以选择此时间区间，首先考虑到宏观经济环境：

由于我国于1998年实施了住房体制改革，经过几年发展与调整，住房价格逐渐市场化，使得讨论房价与消费时准确度提高。

其次考虑到数据的可得性：

2000年以后因变量和各自变量的数据均能够在中国国家统计年鉴中查询。

对于我国东、中、西部地区包含的省市，主要依据国家统计局的划分方式。

四、实证检验和结果分析

1、模型建立

1.1基本考虑

把需要讨论的因变量设定为平均消费倾向，即居民家庭人均消费支出除以居民家庭人均可支配收入。

模型中的自变量，考虑房屋平均销售价格（HP）、居民的抚养比（即需要抚养的儿童和老年人的占比，RAISE）、性别比（以女性为基准100，SEX）、人均GDP。

由于模型的主要目的是讨论东、中、西部不同地区房屋价格变动对居民消费倾向的影响，因此引入虚拟变量G1和G2，控制地区间差异，以此判定差异是否存在以及是否显著。

1.2模型设定

模型1：

其中，t表示年份（2000至2008年）。

被解释变量APCi为t时期第i个省市的居民平均消费倾向，能够体现居民的消费意愿。

HP为房屋销售价格，经过CPI调整后得到，是主要关注的自变量，本文将分析HP的系数大小和显著性程度。

RAISE代表抚养比例，初步判断其对家庭支出存在影响；SEX为各省市男女性别比例，以女性为基数100；GDP代表各省市人均GDP，可以视为各地经济发展程度的表现，将对消费倾向产生一定影响。

和

为方程引入的两个虚拟变量。

当

=1而

=0时，表示东部地区；当

=0而

=1时，表示中部地区；当

=0且

=0时，表示西部地区。

为残差项。

同时，为了探究房价对消费倾向的影响是否存在地区差异，方程引入房价和地区的交互项

和

，在分析中表现为系数

和

的大小和显著性程度。

如果系数

和

显著，可以认为这一影响存在地区差异。

1.3回归结果

用上一部分所述数据，根据模型1做实证检验。

因为各省市的居民消费结构存在一定程度的差异，所以使用GLS（Cross-sectionWeights）法对模型进行评估。

结果如下（见表1）。

表1居民消费函数模型1

因变量：

居民平均消费倾向

待估系数

解释变量

值

标准差

t值

P

α1

常数

1.0845

0.0963

11.2578***

0.0000

α2

东部地区

-0.1280

0.01706

-7.5049***

0.0000

α3

中部地区

-0.0363

0.0215

-1.6899

0.0923

β1

房屋销售价格

-5.43*10-5

1.03*10-5

-5.2641***

0.0000

β2

房价与东部地区交互项

7.34*10-5

1.02*10-5

7.1745***

0.0000

β3

房价与中部地区交互项

1.33*10-5

1.37*10-5

0.9698

0.3331

β4

抚养比

-0.0949

0.0414

-2.2940**

0.0226

β5

性别比

-0.0015

0.0009

-1.6498

0.1002

β6

人均GDP

-3.71*10-6

6.30*10-7

-5.8876***

0.0000

R2

0.4260

AdjustedR2

0.4077

F检验

23.3742

P值

0.0000

年份

2000-2008

观察值个数

261

注：

t值后的“***”和“**”分别表示在99%和95%的显著性水平下，拒绝原假设，理解为待估系数显著。

回归模型的拟合优度为0.4260，说明方程遗漏了消费变动的一些因素，但不妨碍我们分析房价对消费变动的影响及地区差异。

因为系数

在检验中显著，而

不显著，故认为房屋价格对消费倾向的影响，在东部地区和内陆地区之间存在显著差异，但在中、西部地区没有这种差异。

和

在检验中显著，而

不显著（但t检验的P值接近于0.1），因此认为抚养比（即14岁以下青少年和65岁以上老人占中间年龄段人口的比例）和人均GDP对消费倾向存在显著影响，而性别比的影响显著性较差。

考虑到

的P值接近于0.1，因此保留在模型中。

2、模型修正

2.1修正原理

因为模型中的被解释变量平均消费倾向（APC）和主要关注的解释变量房屋销售价格（HP）都含有时间趋势，平均消费倾向随时间有下降趋势，而房屋销售价格随时间有上升趋势，所以前述结果很有可能存在伪回归。

为了探究伪回归现象是否存在，考虑在模型中加入时间t的虚拟变量，得到模型2。

以2000年为基准年，t1=1表示2001年，t2=1表示2002年，依此类推设置ti，i=1,2,……8。

2.2修正后的回归结果

表2居民消费函数模型2

因变量：

居民平均消费倾向

待估系数

解释变量

值

标准差

t值

P

α1

常数

1.0478

0.0835

12.5432***

0.0000

α2

东部地区

-0.0684

0.0139

-4.9225***

0.0000

α3

中部地区

-0.0448

0.0183

-2.4473**

0.0151

β1

房屋销售价格

6.91*10-6

9.30*10-6

0.7433

0.4580

β2

房价与东部地区交互项

1.71*10-5

9.03*10-6

1.8923*

0.0596

β3

房价与中部地区交互项

1.55*10-5

1.17*10-5

1.3269

0.1858

β4

抚养比

-0.1101

0.0345

-3.1946***

0.0016

β5

性别比

-0.0016

0.0008

-2.0928**

0.0374

β6

人均GDP

-2.73*10-6

4.80*10-7

-5.6977***

0.0000

γ1

2001年

-0.0171

0.0063

-2.7118***

0.0072

γ2

2002年

-0.0135

0.0064

-2.0914**

0.0375

γ3

2003年

-0.0319

0.0064

-4.9691***

0.0000

γ4

2004年

-0.0398

0.0065

-6.0928***

0.0000

γ5

2005年

-0.0452

0.0069

-6.5755***

0.0000

γ6

2006年

-0.0634

0.0069

-9.1197***

0.0000

γ7

2007年

-0.0788

0.0073

-10.8458***

0.0000

γ8

2008年

-0.0883

0.0077

-11.5386***

0.0000

R2

0.6525

AdjustedR2

0.6298

F检验

28.6470

P值

0.0000

年份

2000-2008

观察值个数

261

注：

t值后的“***、**、*”分别表示在99%、95%和90%的显著性水平下，拒绝原假设，理解为待估系数显著。

由回归结果可以看出以下几点：

（1）加入时间虚拟变量后，其系数呈减小趋势，且在95%的显著性水平下均能够通过检验，与平均消费倾向随时间下降的事实相符。

（2）房屋销售价格HP的系数

从模型1的显著变为模型2的不显著，说明模型1存在伪回归现象。

房价与中部地区的交互项系数

也不显著，但P值相对于模型1有所减小，可以看出模型2加入时间趋势以后对模型有所改进。

不显著的系数表明，在中西部地区，房屋销售价格对居民平均消费倾向的影响不大，或者正负效应相抵消，使得房价变动与消费倾向变动在计量上不相关。

（3）新模型中的

依然显著，说明东部地区房价对消费的影响与中西部地区存在显著差异，且表现为正效应，即房价上涨促进消费倾向增加。

回归结果表明，每平方米房价上涨1000元，居民平均消费倾向上升1.71%。

（4）新模型中的抚养比、性别比和人均GDP这三个解释变量的系数均能够在95%的显著性水平下通过检验，说明需要抚养的人口比例上升，消费倾向下降；男性占人口比例上升，消费倾向下降；人均GDP上升，消费倾向下降。

3、原因分析

3.1房价系数的解释

根据本文第三部分讲述的理论基础，房屋销售价格通常根据三种效应影响不同群体的消费行为和消费心理，其中财富效应为正，收入效应为负，而替代效应可能出现正或负两种情况。

因此，房价对于不同地区消费倾向的影响会因为正负效应的强弱关系而不同，而这种强弱关系的变化又可能由于研究群体的不同而产生变化。

首先，根据兑现的财富效应，房屋所有者可以通过出售、出租房产，或者房产抵押信贷的渠道，获得房价上涨带来的收益。

本文第三部分中提到，房屋自住者很难实现兑现的财富效应，而房产投机者能够容易地实现财富效应。

从东、中、西部的房屋所有者性质上说，东部地区的房产投机者较西部地区的占比大。

其原因可能是：

第一，东部沿海地区经济发达，交通便利，长江三角洲、珠江三角洲和环渤海经济带日新月异的变化能够带动房价上涨，催生了一大批投机者（图1表明，东部地区房屋销售价格上涨幅度大于中、西部地区）；第二，东部地区家庭的可支配收入在通过居民消费指数调整后仍然高于中西部地区（见图2），闲余资金相对充裕，投资于房地产的可能性更大。

这一情况，可以从经济适用房销售面积占商品房住宅销售面积的比例这一侧面反映出来（见图3），因为经济适用房基本用于自住，而其他商品房，尤其是高档商品房，成为投资者的主要购买对象。

综上，东部地区兑现的正财富效应相对较大。

图1房屋销售价格变化的地区差异

其次，未兑现的财富效应，是通过人们的预期改变而实现。

本文认为，受教育年限能够影响人们跨期消费时的选择。

具体而言，受教育年限长、知识水平较高的人，在选择消费模式时可能更多考虑未来收益的贴现；相反，知识层次低的居民其消费行为相对更加短视，即使他们所拥有的房产在未来价值上涨，也不会被考虑为当期财富的增加，从而难以实现未兑现的财富效应。

所以，未兑现的财富效应在居民文化水平相对较高的东部地区（见图4）更可能实现。

图2家庭人均可支配收入

图3经济适用房销售面积占商品房住宅销售面积的比例

图4大专以上学历人口占6岁以上人口比例

第三，收入效应表现为房价上涨导致承租人消费下降的负效应。

影响收入效应大小的因素主要有：

房屋承租人的数量占人口的比例，房租占承租人家庭总支出的比例等。

前者的比例上升，可能导致收入负效应的影响增大；后者的比例上升，也可能导致该效应的影响增大。

本文认为，由于大量的人口流动，从中西部地区涌入东部地区的劳动力数量

庞大。

留守家乡的中西部地区居民，其消费行为将会依赖于东部地区的亲人的收入水平。

东部地区房价上涨，带动房屋租赁价格上升；而这些流动人口恰恰是出租房屋很大的消费群体。

所以这一承租群体的实际可支配收入下降，这将导致即使是东部地区房价上涨引起房屋租金上升，也会带来中西部地区消费倾向减弱。

这涉及到财富转移的问题，在劳动力向东部地区转移的同时，财富也可能通过房产转移到东部地区居民手中。

所以，东部地区房价上涨的收入负效应外溢到中西部地区，可能是中西部地区房价对消费的正效应不显著而东部地区这一效应显著的原因之一。

第四，替代效应可能出现两种截然相反的方向。

若无房者维持购房的愿望，则房价上涨对消费的替代作用为负；若无房者由于房价过度上涨而放弃购房，则可能导致其他消费增加，此时替代效应为正。

无房者购房意愿的强弱变化，可以从每平方米房屋销售价格与人均可支配收入的比例这一变量体现出来。

如果房价与收入的比例上升过快，或者数值过大，那么无房者放弃购房意愿的可能性增大。

已有数据显示东部地区房价与收入比例明显高于中、西部地区，且变动幅度相对较大（尤其体现表在2004至2008年），同时中西部地区数据差异很小（见图5）。

因此，东部地区的无房者更可能认为买房的支出过大，同时较大波动也导致预期的不稳定，从而暂时放弃购房，将结余转向购买其他消费产品，如汽车、名牌服饰、高档化妆品、餐饮等。

这的确是东部沿海大城市屡见不鲜的情景——各种国外奢侈品牌在近几年纷纷进入国内较发达地区市场，就是一个很好的印证。

图5单位房价-人均可支配收入比

3.2其他变量系数的解释

抚养比的系数为负，表明需要抚养的儿童和老年人比例上升，可能导致消费倾向下降。

因为抚养儿童，在可预见的未来会有庞大的教育支出；而抚养老人，则可能存在高昂的医疗费用。

因此，抚养比上升表明抚养的主体身背的责任与负担增加，从而消费倾向被储蓄倾向替代。

性别比的系数为负，是一个显著但非常小的变量系数，仅为-0.0016，即在每100名女性的基础上增加1名男性，平均消费倾向下降0.16%。

可能由于女性的地位逐渐提高，女性的消费能力和水平正不断上升。

人均GDP可以看作一个地区经济发达程度的表征。

平均消费倾向递减的规律可以解释这一系数的符号。

这