[摘要] 本文定量分析了我國(guó)城鎮(zhèn)居民居住消費(fèi)傾向，建立了能反映人均居住支出與人均可支配收入、人均消費(fèi)支出和房屋平均銷售價(jià)格關(guān)系的和分模型。結(jié)果表明，居住支出受可支配收入、消費(fèi)支出和房屋銷售價(jià)格這多個(gè)因素的影響。

[關(guān)鍵詞] 居住消費(fèi)傾向和分Granger因果檢驗(yàn)

一、引言

居住消費(fèi)支出是指住房消費(fèi)和水電燃料消費(fèi)。20世紀(jì)90年代的中外學(xué)者研究居民居住消費(fèi)支出時(shí)，基本上是研究住房消費(fèi)支出與人均消費(fèi)總支出的關(guān)系， 用住房消費(fèi)支出比來(lái)評(píng)價(jià)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的住房消費(fèi)水平；90年代末到現(xiàn)在，大多數(shù)學(xué)者用房?jī)r(jià)收入比研究居民購(gòu)房能力。但對(duì)居住消費(fèi)傾向的研究多集中于定性的描述，目前尚未涉及居住支出與可支配收入、消費(fèi)支出和房屋銷售價(jià)格之間關(guān)系的定量探討。本文運(yùn)用計(jì)量分析方法定量研究我國(guó)城鎮(zhèn)居民的居住消費(fèi)情況，以此來(lái)衡量我國(guó)城鎮(zhèn)廣大中等收入者的居住消費(fèi)傾向。

二、對(duì)數(shù)據(jù)和變量的說(shuō)明

本文選用的時(shí)間序列有1978年～2004年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均居住支出、人均可支配收入、人均消費(fèi)支出和城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù);1987年～2004年的商品房屋銷售面積和銷售額，用來(lái)計(jì)算單位面積商品房屋銷售價(jià)格。樣本數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。

本文首先用以1978年為100的定基消費(fèi)價(jià)格指數(shù)去除各年的指標(biāo)，將它們換算為以1978年價(jià)格計(jì)算的指標(biāo)。記經(jīng)過(guò)價(jià)格調(diào)整后的居民人均居住支出為、人均可支配收入為、人均消費(fèi)支出為、單位面積商品房屋銷售價(jià)格為，在消除單位面積商品房屋銷售價(jià)格的價(jià)格因素時(shí)以消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替固定資產(chǎn)消費(fèi)價(jià)格指數(shù);取對(duì)數(shù)后的序列分別為1hct、1it、1ct和1hPt;他們的差分序列分別為:d1hct、d1it、d1ct和d1hpt。

三、模型的構(gòu)建

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用Eviews5.0軟件，可知四個(gè)序列都是不平穩(wěn)的，對(duì)各序列取對(duì)數(shù)，可初步判定序列是不平穩(wěn)的，接下來(lái)對(duì)各序列進(jìn)行差分，再用單位根檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，由表一可以看出，四個(gè)序列1hct、1it、1ct和1hPt都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以1hct、1it、1ct和1hPt都是一階平穩(wěn)序列I。

表1四個(gè)變量的一階差分平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.僅考慮人均居住支出(1hct)和人均可支配收入(lit)的模型

由消費(fèi)理論可知，消費(fèi)與支出之間存在和分關(guān)系，因此本文考慮人均居住支出與人均可支配收入兩者之間的關(guān)系，先對(duì)這二個(gè)序列是否存在和分關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，得到模型一：在5%的置信水平上，各系數(shù)是統(tǒng)計(jì)顯著于0的。再對(duì)殘差{e1t}進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，用不含截距和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)得到在置信水平為5%的條件下拒絕序列{e1t}存在單位根，用不含截距和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的Phillios-Perron檢驗(yàn)得到相同的結(jié)論，故認(rèn)為居住支出和可支配收入之間存在和分關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。現(xiàn)對(duì)居住支出和可支配收入序列進(jìn)行因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明1hct和1it互為因果關(guān)系，即1hct和lit存在回歸的關(guān)系;adjr2=0.9324表明方程擬合得比較好；DW=0.5028<2說(shuō)明序列無(wú)自相關(guān)，因此模型一是可行的。

3.對(duì)模型的擴(kuò)展

實(shí)際上，居住支出的增加不僅僅由于城鎮(zhèn)居民收入增加，還受其它因素影響，如消費(fèi)支出、房屋銷售價(jià)格等?，F(xiàn)綜合考慮這三個(gè)因素對(duì)居住支出的影響，建立下面幾個(gè)模型（結(jié)果見(jiàn)表2），設(shè)第i個(gè)模型的第j個(gè)系數(shù)為;。

表2模型的參數(shù)估計(jì)和殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)知，模型六不存在和分關(guān)系。在10%的置信水平上，不能拒絕22、54為0，說(shuō)明只有模型三、四是可行的，存在和分關(guān)系。現(xiàn)對(duì)模型三、四中各序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。結(jié)果顯示1hPt對(duì)1hct沒(méi)有影響，這與實(shí)際情況相吻合，1ct和1it對(duì)1hct都有影響。adjR2、AIC和SBC準(zhǔn)則都選擇模型三，說(shuō)明模型三擬合得最好。

四、結(jié)論

1.提高我國(guó)居民的可支配收入能極大提高住房的消費(fèi)量。在模型三中，32為1.35說(shuō)明在其他各因素保持不變條件下，居住消費(fèi)收入彈性為1.35，而在模型一中12為0.61，說(shuō)明在排除其他因素對(duì)居住消費(fèi)的影響外，居住消費(fèi)收入彈性為0.61，1.35-0.61=0.74，則為收入增加10%時(shí)帶動(dòng)其他因素的變化，間接導(dǎo)致居住消費(fèi)又增加7.4%，所以確切地說(shuō)居住消費(fèi)收入彈性應(yīng)該為1.35>1，即收入每增加10%，居住消費(fèi)增加13.5%，是富有彈性的。

2.居住消費(fèi)消費(fèi)支出傾向?yàn)?.27，缺乏彈性。說(shuō)明消費(fèi)支出增加10%，居住消費(fèi)會(huì)增加2.7%，這說(shuō)明居住消費(fèi)在居民整體消費(fèi)中占了近三分之一的比重，如果要擴(kuò)大內(nèi)需，增加居民的居住消費(fèi)支出是一個(gè)很好的辦法。同時(shí)，它也說(shuō)明了整體居住支出的變化也會(huì)對(duì)居民居住支出造成一定的影響。