我国居民住房价格财富效应研究

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1、我国居民住房价格财富效应研究　　【摘要】随着经济的发展，居民住房消费的地位日益显现。价格的波动直接影响着我国人民的生活水平。本文采用定性分析与定量分析相结合的方式研究我国居民住房价格的财富效应。利用我国2005年第一季度至2013年第一季度社会消费品零售总额、居民居住消费价格指数以及城镇居民可支配收入的季度数据，在生命周期理论模型、平稳性检验、协整检验的基础上对居民住房价格的财富效应测度模型进行了建立和分析。最终得出结论：即居民住房价格财富效应存在，且为弱正向。【关键词】住房价格财富效应平稳性误差修正弱正向序言自住房制度改革政策开始实施以来，我国城

2、镇居民的住房供给体系由实物分配转向货币化分配，再加上社会经济的迅猛发展，我国房地产市场价格也在一路飙升。居民住房价格的迅速上扬，究竟是刺激着国内居民消费的增加，还是抑制了社会消费？研究住房价格对消费是否具有积极的财富效应就具有重要的理论意义和现实意义。一、居民住房价格财富效应概述5根据《新帕尔格雷夫经济学大词典》（第四卷）的解释，财富效应是指：“假如其他条件相同，货币余额的变化将会在总消费开支方面引起变动。这样的财富效应常被称作庇古效应。”而在我们现实生活中，由于社会财富构成的多元化，居民的资产不会再局限于持有的货币余额，而是范围的不断扩大。现代意

3、义上的财富效应不仅是指货币实际余额的变动影响个人财富的价值，而且包含其他资产价值的变动引起财富水平的变动，从而导致消费需求的变动。房产作为我国居民最重要的资产财富之一，而居民住房财富量的大小决定于它的价格，所以从某种意义上来说，此价格也反映着居民所掌控的资产财富。那么，房屋财富值的大小，是否影响其消费支出，进而影响居民整体消费情况和宏观经济的发展，即为本人所要研究的住房价格财富效应。二、居民住房价格财富效应测度模型目前，有关财富效应的理论框架基本上是建立在持久收入假说以及安东（Ando）和莫迪利亚尼（Modigliani）的生命周期理论上。根据生命

4、周期假说，研究居民住房价格财富效应存在性及大小的实质，就是要研究房屋价格的涨跌所导致的居民资产存量的变动对其消费的影响问题，其关键是要确定资产的边际消费倾向符号的正负性和大小。若值为正，则表明住房价格对总消费有正向的影响，且若值越大，增加消费的比例越大，反之同理。三、财富效应的实证检验5（一）准备工作。1.数据的选择及来源为了进行定量的研究，本人选取社会消费品零售总额（SR）作为上文中的居民消费，以居民居住消费价格指数（RSI）代表住房的价格大小，以城镇居民可支配收入（DIU）代表居民收入。时间区间是2005年第1季度—2013年第一季度。所有数据

5、来自《中国统计年鉴》，以及中华人民共和国国家统计局网站，部分数据是通过本人汇总国家统计局网站上的数据得到。2.数据的处理由线形图可以看出，城镇居民可支配收入（DIU）和社会消费品零售总额（SR）存在明显的季节波动，本人用Ⅹ—Ⅱ方法对它们作了季节调整得到季节调整后的数据DIUSA和SRSA，使其季节特征趋势不显著，结果如下（见图3-1）：图3-1由于数据的自然对数变换不改变原有数据的性质，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象。所以在对数据进行了季节调整后，本人又对三个变量分别取对数。社会消费品零售总额、居民居住消费价格指数、城镇居民可支

6、配收入的对数值分别表示为LNSR、LNRSI和LNDIU。（二）单位根检验。5利用eviews6.0软件进行检验可得知，在1%、5%、10%三个显著性水平下，LNSR和LNDIU单位根检验的临界值均大于相应临界值，从而不能拒绝H0，表明社会消费品零售总额的对数（LNSR）序列和城镇居民可支配收入的对数序列（LNDIU）均存在单位根，是非平稳序列。所以就需要分别对LNSR、LNRSI、LNDIU的一阶差分序列D（LNSR）、D（LNRSI）、D（LNDIU）进行单位根检验，其中D表示变量的一阶差分。从检验结果可以看到，在一阶差分序列中，的D（LNSR

7、）、D（LNRSI）和D（LNDIU）能够拒绝原假设，可以认为LNSR、LNRSI和LNDIU都是一阶单整序列。（三）协整检验。为了分析社会消费品零售总额、居民居住消费价格指数以及城镇居民可支配收入之间是否存在协整关系，我们先作三个一阶单整变量之间的回归，然后将上述OLS回归得到的残差序列命名为新序列et，并对其进行单位根检验。检验结果显示：在5%的显著性水平下，t检验统计量值为-8.656580，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，变量之间存在协整关系。（四）向量误差修正模型的建立及分析。利用eviews6.0软件

8、，对数据进行ols回归，误差修正模型结果为：5D（LNSR）=0.046922+0.321383D（LNRSI）-0.16