经济基本面影响了住房消费吗

[内容摘要]本文搜集了1998年一季度到2008年一季度全国时序 数据,对住房消费与收入、利率、失业率、房价等经济基本面因素进行了实证研究。首先用EG两步法证实了房地产市场有的“量价齐升”现象,这主要归因于房价的强烈上涨预期改变了居民住房消费行为。随后进一步证实了住房消费与包括收入、利率、房价在内的整个经济基本面之间存在着协整关系,认为目前我国房地产市场整体上还没有出现房地产泡沫。脉冲响应和方差分解的结果表明,在影响住房消费的经济基本面因素中,收入对住房消费的贡献率是越来越大的,而利率和房价的贡献是越来越小的。

[关键词]住房消费;经济基本面;量价齐升;房价

一、数据来源、变量选取和符号预期

本文在Quigley、[1](1-20)沈悦和刘洪玉[2]等房价与经济基本面关系研 究的基础上,选取了收入、失业率、利率、价格水平作为经济基本面的变量,同时设置了几个时间 虚拟变量,来分析政府相关政策对经济基本面的影响。本文选取1998年1季度―2008年1季度全国 层面的季度数据,共41个样本。其中除利率来源于中国人民银行网站官方公布以外,其他全 部来源于中经网的宏观月度数据库。

1.住房消费(c):为了保证计量结果的稳健性,本文同时选取了商品房销售额(c1)和商品房销售面积(c2)作为住房消费的变量。由于住房销售额和销售面积有很明显的季节变动因素,我们用X-11方法中的乘法原则进行了季节调整。

2.收入(y):选取的是体现居民实际支付能力的城镇家庭人均可支配收入,

本文得到了2009年国家社科基金项目:公共品供给、土地溢价效应与城市增长管理研究(项目编号:09CJY034)的支持。 同样也进行了季节调整。一般来讲,人均可支配收入越多,居民购房能力就越强。我国城镇居民人均可支配收入持续快速增长,从1998年的5425.1元上升到2008年的15780.8 元,11年内涨了近三倍,这是我国住房市场化改革以来刺激住房消费的最主要原因,因此,预期该变量的系数为正。

3.失业率(v):由于没有公布按季度统计的城镇居民登记失业率,考虑到数据的可得性,我们采用如下公式计算:失业率=(全部城镇单位从业人员数―全部在岗职工数)/全部城镇单位从业人员数。由于1998年前三季度全部城镇单位从业人员数和全部在岗职工数相等,计算出来的失业率为0,我们将其作为异常值处理,统一用该年第四季度的失业率值2.83%代替。由于购房金额较大,往往采取首付加月供的支付形式,只有工作有保障的人群才有能力买房。经济繁荣时期,失业率低,人们都有一份有保证的工作,能够在较长时间内获得稳定的收入流,这样才有利于住房消费,因此,预期该变量的系数为负。

4.利率(r):由于住房按揭贷款还款期较长,本文同张涛等[3]等一样,采用的是 五年以上的金融机构人民币贷款基准利率。考虑到住房消费的跨期选择性,我们很容易写出利率变动对住房消费影响的slutsky方程:C1r=Cs1r+(Y1-C1)CY1Y,方程右边第一项Cs1 r是替代效应,该效应总是负的。商品房通常都是正常品,则收入效应CY1 Y为正。如前所述,中国广大居民购房时大都采用住房按揭贷款形式,自身收入Y1小于住房消费额C1,故C1r

5.房价(p): 采用按季度公布的商品房销售价格指数作为住房价格的变量。房价上升,一方面改变了居民用于居住和其他生活开支的相对价格,由此产生的替代效应使得住房消费是减少的;另一方面,由于住房也是一种具有升值功能的投资品,居民普遍存在着一种买涨不买跌的心理,房价越高反而在一定程度上刺激了住房消费。因此,房价上升对住房消费的 最终影响是不确定的。

6.政策影响:近年来中央政府为了整顿房地产市场而出台了许多相关政策,在一定程度上改变了房地产市场的运行状况,对住房消费也产生了一些影响。比如:2004年5月13日《经济适用住房管理办法》(以下简称办法)正式施行,《办法》明确规定,经济适用房的面积将严格控制以中小套型为主,住房价格以保本微利为原则,真正让广大中低收入群众受益。2006年5月29日国务院办公厅出台《关于调整住房供应结构稳定住房价格的意见》(以下简称意见),对“国六条”进一步细化,而且在套型面积、小户型所占比率、新房首付款等方面做出了量化规定,提出“90平方米、双70%”的标准。2007年3月16日通过了《物权法》,其中规定“住宅建设用地使用权期间届满的,自动续期”。因此,本文设置了3个时间虚 拟变量,其中D1以2004年2季度为分界点,以后时间段取1,之前取0(下同),考察《办法》对商品房消费的影响,由于该办法是鼓励经济适用房的消费,因此,预期该变量的系数为负 ;D2以2006年2季度为分界点,考察《意见》对住房消费的影响,由于其在户型、首付款方面更有利于广大购房者,因此,预期该变量的系数为正;D3以2007年2季度为分界点,考察《 物权法》出台对住房消费的影响,由于其打消了民众对70年使用期满后国家回收土地的顾虑,同样预期该变量的系数为正。因此,住房消费函数可以表示为c=f(y+ ,p?,,,1,D+2,D+ 3),变量上面的+、-、?是我们对其系数符号的预期。

二、实证检验

1.单位根检验。由于时间序列数据通常是不平稳的,为了避免由于各变量具有相同时间变化趋势而造成的“伪回归”,首先必须进行单位根检验。为了避免异方差,对除利率和失业率以外的几个变量都取了自然对数。本文采用的是pp检验,经检验所有变量都存在着一个单位根。

2.协整检验―EG两步法。为了检验住房消费是否与经济基本面之间存在着协整关系,同时也为了考察经济基本面中各个变量对住房消费的影响,我们采用Engle、Granger(1987)提出的EG两步法,首先让住房消费对收入、房价、失业率、利率和反应政策影响的时间虚拟变量这些经济基本面因素整体进行回归,然后对回归的残差进行AEG检验其平稳性,如果残差平稳则说明住房消费与经济基本面之间存在着协整关系。

在模型1和3中,经济基本面因素中只有收入显著,这主要是由于样本偏小,各解释变量之间由于高度相关(特别是房价与收入之间的相关系数高达98.7%)导致模型多重共线性比较严重,造成了除收入外的其他解释变量都不显著,失业率甚至出现了与预期相反的符号,因此,我们将上述不显著的变量剔除后重新回归,收入仍然是高度显著的。同样,我们接下 来也是在控制住反应政策影响的时间虚拟变量前提下,让住房消费对各个变量单独回归。

表1 EG两步法:OLS估计结果1因变量为 lnc1

因变量为 lnc2模型1

模型2

模型3

模型4c-14.31**(-2.41)-14.58***(-9.10)-7.66(-1.46)-9.89***(-6.87)lnp0.56(0.29)0.25(0.14)lny2.51**(2.51)2.89***(13.41)2.02**(2.29)2.46***(12.73)v0.026(0.11)0.051(0.25)r-0.028(-0.59)-0.046(-1.06)D10.072(0.36)0.089(0.76)-0.012(-0.067)-0.043(-0.41)D2-0.046(-0.26)-0.086(-0.72)-0.070(-0.44)-0.16(-1.50)D3-0.088(-0.54)-0.11(-0.80)-0.094(-0.65)-0.16(-1.29)残差平稳性检验-6.73(-5.12)-6.78(-4.02)-7.72(-5.12)-7.70(-4.02)调整的R20.9560.9590.9410.943D.W值2.112.092.382.30

注:(1)各变量估计值下面小括号中报告的是t值,其中***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。(下同)。(2)残差平稳性检验中,下面小 括号中报告的是根据响应面函数计算出来5%水平的临界值。(下同)

表2EG两步法:OLS估计结果2 因变量为lnc1 因变量为lnc2

模型5模型6

模型7 模型8

模型9 模型10 模型11模型12c-30.88***(-6.97)8.64***

(23.86)3.72***

(11.50)14.64***

(6.90)-23.12***

(-5.74)10.00***

(33.26)5.71***

(20.11)14.85***

(8.38)lnp 8.13***

(8.52)6.79***(7.84)v0.95***(9.94)0.81***(9.66)r-0.26***(-4.90)-1.86***(-3.32)-0.24***(-5.34)-1.53***(-3.27)r20.10***(2.86)0.082***(2.77)D1-0.43*(-1.90)1.11***(7.62)0.0030

(0.019)1.09***(8.10)-0.46**(-2.21)0.82***(6.77)-0.12

(-0.84)0.80***(7.15)D2-0.27

(-1.49)0.65***(2.96)0.40***(2.76)0.88***(4.07)-0.31*

(-1.86)0.47**(2.62)0.25*(1.98)0.66***(3.67)D3 -0.40*

(-1.97)0.48*

(1.92)0.10

(0.61)0.59**

(2.55)-0.39**(-2.13)0.36*

(1.71)0.022

(0.15)0.44**(2.29)残差平稳性检验-5.18

(-3.68)-3.92

(-3.68)-2.91

(-3.68)-4.82

(-4.05)-5.46

(-3.68)-4.24

(-3.68)-3.11

(-3.68)-5.17

(-4.05)D1、D2、D3联合显著性检验 2.92**(0.047) 73.35***(0.000)5.20***(0.0043)81.68***(0.000)3.87**(0.017) 57.80***(0.000) 2.12

(0.11)64.67***(0.000)调整的R20.9180.852〗0.9340.8770.8840.8250.9130.852D.W值

1.421.12 1.761.461.481.25

1.901.60

注: D1 D2 D3联合显著性检验中上面报告的是其F统计量,下面是相伴概率。

在模型5和9中,房价对商品房销售额和销售面积的影响都是显著为正的,说明住房消费随着房价的上升而增加,这与需求量和价格成反方向变化的经济学基本规律相违背。之所以会出现“量价齐升”这个房地产市场中的奇特现象,是因为2003年以来全国各地房价“涨声不断”,在老百姓心中已经形成了一种今后房价只涨不跌的预期,虽然现在房价很高,但是预期未来房价还会更高,即使房价目前已经处在一个很高的水平,由于住房又是生活必需品,因而晚买不如早买。我们尝试将模型5和9的本期房价换成上一期房价重新回归,这时候估计出来的住房需求价格弹性分别是更大的9.53和7.53,因此,我们说房价上涨预期强烈地影 响着目前的住房消费。

在模型6和10中,利率在两个模型中都表现为与住房消费负相关,与我们的预期相符,利率提高后增加了住房贷款的还贷成本,最终对住房消费产生负面影响。但是这两个模型的D.W值偏低,残差存在着一阶自相关。我们发现这主要是模型设定形式偏误造成的,通过观察散点图发现住房消费与利率之间是个抛物线关系。在模型8和12中加入利率的平方项以后,模型的拟合优度和D.W值得到了进一步的提高。由于利率平方项前的系数显著为正,此时抛物线开口向上,通过计算抛物线的拐点发现,当两个模型中的利率分别小于9.3%和9.33%时,利率增加使得住房消费是减少的。我们对样本检查后发现,只有1998年1季度和2季度的利率超过这两个水平,因此,可以认为在样本考察期内,利率提高基本上是不利于住房消费的。

模型7和11的回归结果显示失业率的上升反而促进了住房消费,这个结果是完全在我们意料之外的,好在这两个模型的残差单位根检验值大于协整检验临界值,没有像前面几个模型一样通过平稳性检验,也就是说失业率与住房消费之间不存在协整关系。它们之所以会有统计上的显著性,完全是因为两者之间有着相近的时间变化趋势(失业率与商品房销售额、销售面积的相关系数分别高达84%和87%)而产生了伪回归。至于反应政策影响的时间虚拟变量 ,除了在模型5和9中系数都为负,但是很多都是在10%水平上勉强通过变量显著性检验,在其他各模型中基本都是十分显著为正的,说明国家出台的相关政策总体上还是促进了住房消费。除了虚假回归的模型11外,其他各模型时间虚拟变量联合显著性检验都拒绝了D1=D2=D3=0的原假设,这也说明这些政策的出台确实在一定程度上改变了房地产市场面临的外部经济环境,进而对居民住房消费产生了促进作用。

3.var模型与脉冲响应、方差分解。前面的ols估计都是同期变量之间静态回归的结果,并不能够刻画出各变量之间的动态联系。而Sims(1980)提出的var模型却可以用来预测相互联系的时间序列所组成的系统,并分析随机扰动项对系统的动态冲击,从而解释各种经济冲击对经济变量造成的影响。由于失业率跟住房消费之间不存在协整关系,此时我们只对由商品房销售额、收入、利率、房价四个变量组成的系统建立var模型,①时间虚拟变量D1、D2、D3以外生变量的方式进入模型。由于样本偏少,这里确定的滞后阶为2,VAR模型估计得到特征多项式根的倒数都在单位圆内,因此,VAR模型是稳定的。这时候我们可以通过观察其脉冲响应函数来分析各个变 量的影响,下面采用的是Pesaran、Shin(1998)提出不依赖于var模型变量次序正交分解的广义脉冲,上下两条线表示正负两倍标准差。

经济基本面因素对住房消费的脉冲响应函数

从脉冲响应中可以发现,给房价、利率施加一个正的标准差冲击后,都是在当期对住房消费产生一个负向影响,然后这种负向影响是慢慢减少的,第4期以后就逐渐消失,不同的是房价在第三期对住房消费产生了一个最大的正效应,这说明房价连续上涨三个季度后就会在民众心目中形成强烈的涨价预期,促使群众趁现在以相对较低的价位尽早买房,此时房地产市场就出现了“量价齐升”的局面。而利率的提高只在短期内抑制了住房消费,在长期中则不产生明显影响。对收入施加一个正的标准差冲击以后,其对住房消费的影响一直是正向的,这种正向效应在第四期达到最大,此后保持该水平一直持续下去,这也证明了居民的可支配收入才是影响住房消费的最主要因素。我们还可以通过方差分解来分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常由方差来度量)的贡献度,以进一步评价不同结构冲击的重要性。方差分解的结果也进一步支持了由脉冲响应函数得出的结论,随着时间的推移,收入对住房消费的贡献率是越来越大的,而房地产价格和利率的贡献却是越来越小。

前面我们用EG两步法证实了,住房消费与经济基本面因素中的收入、房价、利率各自分别存在着协整关系。然而,住房消费与包括收入、利率、房价在内的整个经济基本面之间是否存 在协整关系呢?由于该方法在检验多个变量之间协整关系时功效较低,我们通常采取的是Johanson(1988)、Juselius (1990)提出的以var模型为基础的JJ检验。这时我们在前面建立的var(2)模型基础上,得到如下检验结果。

迹统计量和最大特征根统计量检验结果均表明,住房消费与收入、利率、房价这些经济基本面因素之间存在着三个协整关系。Hamilton and Whiteman(1985)等曾提出用单位根检验判别泡沫的存在,他们认为如果资产价格时间序列是一个非平稳的随机过程,说明需求中包含了大量的投机需求,资产市场上存在投机性泡沫。Meese(1986)、Diba and Grossman (1988) 等强调为了更准确的判断泡沫的存在,除了进行单位根检验外,还应进行协整性检验。由于房地产作为一种既具有居住功能,又能够保值、增值的资产,人们购买其有两种动机,一是消费动机,二是投资动机。如果购买房地产主要是为了自己居住,那么其买房就是一种理,住房消费水平取决于收入、利率、价格水平等经济基本面因素,二者之间存在着长期均衡关系。反之如果买房只是为了投机获利,住房消费水平自然就不受经济基本面因素约束,进而会产生房地产泡沫。由于此时住房消费与包括收入、利率、房价水平在内的整个经济基本面之间存在着协整关系,这说明至少就全国整体而言,房地产市场并没有出现泡沫,这一观点与萧灼基(2002)、包宗华(2002)相同。但是,我们并没有否认房地产市场出 现了局部过热,北京、上海等许多“一线城市”近年来房价上涨过快,已经出现较为严重的房地产泡沫,这一点也得到了况伟大[4]经验证据的支持。

表3JJ协整检验结果协整关系个数特征根迹统计量5%临界值最大特征根统计量5%临界值无 0.76103.56

47.86

51.45

27.58至多 1个0.5852.11

29.80

31.27

21.13至多 2个0.39

20.84

15.49

17.88

14.26至多3个0.079

2.95

3.84

2.95

3.84三、结论与政策建议

本文认为目前房地产市场有的“量价齐升”现象,其根本原因还在于房价的强烈上涨预期改变了居民住房消费行为,这一点得到了住房销售额与房价的脉冲响应结果支持,房价连续上涨三个季度以后对住房消费产生了最大刺激作用。随后又进一步证实了住房消费与包括收入、利率、房价在内的整个经济基本面之间也存在着协整关系,因此,本文认为我国房地产市场整体上还没有出现房地产泡沫,虽然并不否认房地产 确实在局部出现投资过热。基于var模型的脉冲响应和方差分解的结果表明,在影响住房消费的经济基本面因素中,收入对住房消费的贡献率是越来越大的,而利率和房价的贡献是越来越小的。此外还发现政府相关政策的出台,确实在一定程度上改变了房地产市场面临的外部经济环境,对居民的住房消费也产生了一些影响。

由于长期中收入是决定住房消费的最主要因素,房价和利率上升只在短期中对住房消费产生一定影响,因此大力发展住房消费,促进我国房地产市场的健康发展应该采取如下措施:(1)尽快完善住房公积金制度,对应发放给职工的住房补贴直接记入职工个人公积金账户,以加快公积金积累的速度,增强居民的购房能力。在当前房价较高的情况下,应提倡理性住房消费观念,购房要符合客观实际,不能盲目攀比。在住房消费上要 “量力而行,租购并举,梯度改善”。总之,居民购房应根据家庭实际收入状况,逐步改善住房条件,树立理性的

“买房观”、“住房观”。(2)政府应该下大力气控制住目前日益上涨的房价,通过一系列 行之有效的措施改变居民对房价只涨不跌的价格预期,通过加大住房供应结构调整力度,增加中小套型、中低价位住房供应,引导居民理性消费。利用利率杠杆对房地产市场进行有效调节,对自住的购房需求,可通过降低住房贷款利率和首付款比例等措施来鼓励消费;而对于非自住性质的投资需求,在信贷政策上则应加大获得贷款的难度和增加贷款成本,抑制房地产投机行为。

注 释:

① 我们也试着用商品房销售面积作为住房消费的变量建立var模型进行分析,两者的脉冲响应结果十分类似,实际上从前面的分析也可以看出,无论是采用哪个作为住房消费的变量进行分析,结果几乎差不多,因此,为了使分析更简洁并节省篇幅,这里只采用了商 品房销售额。

主要参考文献:

[1]Quigley, J.M.1999,“Real Estate Prices and Economic Cycles" [J], I nternational Real Estate Review, Vol.2.

[2]沈 悦,刘洪玉.住宅价格与经济基本面:1995―2002年中国14城市的实证研 究[J].经济研究,2004(6).

[3]张 涛,龚六堂,卜永祥.资产回报、住房按揭贷款与房地产均衡价格[J] .金融研究,2006(2).

[4]况伟大,中国住房市场存在泡沫吗[J].世界经济,2008(12).

Does Economic Fundamentals Affect Housing Consumption ?

――Empirical Analysis Based on the EG Two-step Method and VAR Models

Wang Yuelong1 Zhang Yu2Abstract:This paper made an empirical study on the housing con sumption and economic fundamentals factors from 1998Q1 to 2008Q1.By EG two-step

method, it prove the unique phenomenon “simultaneously rising of volume and pri ce” of the real-estate market which mainly results from the behavior of residen ts' housing consumption. We employ VAR model to further prove Co-integration exi sting between housi ng consumption and the economic fundamentals including income, interest rates, h ousing price. The result of impulse response and variance decomposition shows th at the economic fundamentals is affecting housing consumption factors, while the

contribution of income to housing consumption rate is increasing.

Key words:Housing Consumption;Economic Fundamentals;Simultane ously Rising of Volume and Price; Housing Price