羅雙臨，劉科彪，尹向飛

（湖南商學(xué)院，湖南長(zhǎng)沙410205）

基于VAR模型分析房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響
——以湖南省為例

羅雙臨，劉科彪，尹向飛

（湖南商學(xué)院，湖南長(zhǎng)沙410205）

筆者從湖南省實(shí)際情況出發(fā)，根據(jù)2000～2014年國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等分析方法，對(duì)湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響進(jìn)行研究，得到以下結(jié)論：湖南省房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)有微弱擠出效應(yīng)。

房地產(chǎn)價(jià)格；VAR模型；擠出效應(yīng)

在當(dāng)今，困擾著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩個(gè)很大難題：高房?jī)r(jià)和低消費(fèi)率。自1998年我國(guó)實(shí)施住房體制改革以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)有了很大的發(fā)展，并成為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展支柱性產(chǎn)業(yè)之一。湖南省作為中部大省，房地產(chǎn)市場(chǎng)在住房體制改革后快速發(fā)展起來(lái)。但多位學(xué)者研究表明，在拉動(dòng)湖南省居民消費(fèi)中房地產(chǎn)行業(yè)并沒(méi)有成為主要影響因素。同時(shí)，房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)上漲、居民整體消費(fèi)低迷并存局面也進(jìn)一步影響湖南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，選取湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響研究，一方面探究湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生何種影響；另一方面對(duì)湖南省政府解決目前高房?jī)r(jià)、低消費(fèi)率相關(guān)問(wèn)題提供相應(yīng)的政策性建議。

一、相關(guān)理論研究和文獻(xiàn)綜述

眾多研究表明，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響主要有兩個(gè)方面：財(cái)富效應(yīng)或擠出效應(yīng)。主要由于各國(guó)經(jīng)濟(jì)環(huán)境復(fù)雜多樣性、依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論的差異性。為此，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生何種影響，不同學(xué)者有不同的觀點(diǎn)。

有些學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)具有財(cái)富效應(yīng)。國(guó)外學(xué)者Yoshikawa、Ohtake（1989） 于20世紀(jì)80年代，通過(guò)對(duì)日本房地產(chǎn)市場(chǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)處理，表明房?jī)r(jià)變動(dòng)與居民消費(fèi)之間有正財(cái)富效應(yīng)［1］；Shiller、Quigley、Case（2003）對(duì)美國(guó)各州1982～1999年房地產(chǎn)市場(chǎng)季度面板數(shù)據(jù)以及其他發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出房?jī)r(jià)上漲有顯著的財(cái)富效應(yīng)，即房地產(chǎn)財(cái)富增加對(duì)居民消費(fèi)有顯著地推動(dòng)作用［2］；Engelhardt（1996）通過(guò)美國(guó)PSID數(shù)據(jù)，對(duì)住房所有者儲(chǔ)蓄消費(fèi)和房?jī)r(jià)上漲之間是否具有關(guān)聯(lián)進(jìn)行研究，實(shí)證表明住宅價(jià)格波動(dòng)邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.03左右，發(fā)現(xiàn)有財(cái)富效應(yīng)［3］；Tkacz、Wilkins（2006）針對(duì)加拿大房?jī)r(jià)和股價(jià)對(duì)通貨膨脹和GDP做了預(yù)測(cè)能力的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)可以預(yù)測(cè)通貨膨脹和產(chǎn)出［4］。國(guó)內(nèi)學(xué)者徐浩然、許簫迪、王子龍（2008）對(duì)1996～2007年我國(guó)房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)季度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解，分析發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)期來(lái)看，我國(guó)房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)存在財(cái)富效應(yīng)［5］；宋勃（2007） 采用1998～2006年我國(guó)季度相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，同樣得出我國(guó)房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)存在財(cái)富效應(yīng)［6］；李玉山、李曉嘉（2006）采取計(jì)量分析方法，也得出我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在財(cái)富效應(yīng)［7］；宋皓（2011）根據(jù)1997～2010年重慶市的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究表明房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)具有財(cái)富效應(yīng)［8］；李亞明、佟仁城（2007）利用上海市數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，表明房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)存在［9］。

有些學(xué)者認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格不具有財(cái)富效應(yīng)。國(guó)外學(xué)者Levin（1998）根據(jù)美國(guó)退休歷史調(diào)查數(shù)據(jù)分析得出：房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)無(wú)直接影響［10］；Thaler（1990）研究表明房產(chǎn)凈值等財(cái)富資產(chǎn)無(wú)轉(zhuǎn)移性，住房擁有者同樣可能有較高儲(chǔ)蓄率，兩者之間替代關(guān)系不很明顯，即住房?jī)糍Y產(chǎn)多少和居民消費(fèi)水平多少無(wú)關(guān)［11］；Sheiner（1995）研究表明，房?jī)r(jià)上漲對(duì)住房所有者消費(fèi)會(huì)增加，對(duì)預(yù)期購(gòu)房者和租房者儲(chǔ)蓄來(lái)說(shuō)會(huì)增加而減少消費(fèi)，但最終兩者的影響會(huì)互相抵消［12］。國(guó)內(nèi)學(xué)者劉建江（2010）從財(cái)富效應(yīng)、擠出效應(yīng)兩個(gè)方面探討房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的影響機(jī)制。實(shí)證研究表明：居民消費(fèi)率與房?jī)r(jià)指數(shù)之間有長(zhǎng)期反向協(xié)整關(guān)系，也即房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用［13］；郭強(qiáng)、譚小芬、李向前（2012） 針對(duì)1999～2010年月度數(shù)據(jù)，來(lái)研究房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，采用SVAR模型進(jìn)行分析，結(jié)果為房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)有負(fù)作用［14］；張存濤（2007）對(duì)1987～2005年年度數(shù)據(jù)運(yùn)用誤差修正模型，研究表明：房?jī)r(jià)上漲對(duì)社會(huì)消費(fèi)有負(fù)面效果［15］；劉旦（2008）對(duì)2000～2006年季度數(shù)據(jù)分析我國(guó)城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)對(duì)人均消費(fèi)影響，結(jié)果表明：我國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)不存在財(cái)富效應(yīng)［16］；杜莉、潘春陽(yáng)（2010）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)證明了高房?jī)r(jià)會(huì)對(duì)居民消費(fèi)有抑制作用，并提出房?jī)r(jià)控制和促進(jìn)消費(fèi)的建議［17］。

從上述文獻(xiàn)中，可以看到大部分研究都是從一個(gè)國(guó)家的角度來(lái)探討房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，但是卻很少有研究者針對(duì)某一地區(qū)進(jìn)行研究。另外研究者們使用方法雖然差異不大，但是由于樣本容量有限，不少學(xué)者的研究未進(jìn)行深入分析。本文采用研究者們少用的VAR模型系統(tǒng)分析湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，采用理論和實(shí)證分析相結(jié)合，在分析的基礎(chǔ)后并提出相關(guān)的結(jié)論和建議。

二、湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)的選取和理論分析

一般情況，研究者都以社會(huì)商品零售總額，或人均消費(fèi)支出當(dāng)作變量來(lái)衡量人民消費(fèi)水平。但在大部分情況下，社會(huì)商品零售總額不能直接做出對(duì)居民消費(fèi)情況的相關(guān)反應(yīng)。為此，本文把城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出作為被解釋變量，用ZC表示，把城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為衡量居民收入的指標(biāo)，用Y表示。另外，關(guān)于衡量房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)指標(biāo)，一般選住房銷售價(jià)格指數(shù)、住宅商品房平均銷售價(jià)格。由于房屋銷售價(jià)格指數(shù)查找不易獲得。為此，本文在考慮數(shù)據(jù)的可獲得性情況下，采用商品房平均銷售價(jià)格（P）來(lái)作為影響居民消費(fèi)的一個(gè)因素（本文數(shù)據(jù)主要源于湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒）。

一般來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響表現(xiàn)為兩種機(jī)制，正向促進(jìn)機(jī)制和反向抑制機(jī)制：

房?jī)r(jià)變動(dòng)關(guān)于居民消費(fèi)正向促進(jìn)機(jī)制。實(shí)現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)：一般來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)上漲促進(jìn)房產(chǎn)的增值，導(dǎo)致房主凈財(cái)富增多，使得居民消費(fèi)能力的提高。在房?jī)r(jià)上升之后，對(duì)于有房者來(lái)說(shuō)，直接賣(mài)掉這套房子，那么他的增值收益會(huì)增加，同樣對(duì)那種有多套房子且無(wú)貸款的人來(lái)說(shuō)，這種收益是明顯增加的。未實(shí)現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)：在房?jī)r(jià)上漲后，盡管有些房主并沒(méi)有變現(xiàn)房產(chǎn)出售，或?qū)⒎慨a(chǎn)抵押貸款。但房子在未來(lái)現(xiàn)金流凈現(xiàn)值將會(huì)增加，進(jìn)而使得消費(fèi)者對(duì)未來(lái)收入預(yù)期提高，增加消費(fèi)。

房?jī)r(jià)變動(dòng)關(guān)于居民消費(fèi)反向抑制機(jī)制。預(yù)算約束效應(yīng)：一般情況下，房?jī)r(jià)和房租之間有一定的關(guān)聯(lián)，且這種關(guān)系也比較穩(wěn)定，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲后，因此房租者（沒(méi)有房的消費(fèi)者）不得不支付更高的租房費(fèi)用；同時(shí)對(duì)于儲(chǔ)蓄也會(huì)增加（用于未來(lái)購(gòu)房），這些支出和儲(chǔ)蓄都會(huì)擠出消費(fèi)者當(dāng)前消費(fèi)，進(jìn)而導(dǎo)致他們當(dāng)期預(yù)算約束比較緊張，對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用。擠出替代效應(yīng)：首先假定消費(fèi)者收入不變，對(duì)租房者來(lái)說(shuō)，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲后，會(huì)使得消費(fèi)者支付更多租金。因此，消費(fèi)者只能減少其他消費(fèi)品支出。對(duì)那些有買(mǎi)房計(jì)劃消費(fèi)者來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)上升使得他們要支付更高首付，以及會(huì)背負(fù)更大還貸壓力。但為了實(shí)現(xiàn)買(mǎi)房計(jì)劃，又不得不減少其他消費(fèi)支出或者選擇面積比較小的房子購(gòu)買(mǎi)。

通過(guò)對(duì)上面房?jī)r(jià)變動(dòng)影響居民消費(fèi)機(jī)制分析可以得到，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)何種效應(yīng)是正反向機(jī)制相互作用的結(jié)果。對(duì)湖南省來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)將居民消費(fèi)的影響是正反哪種機(jī)制作用，下面將結(jié)合湖南省具體情況，就房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響進(jìn)行實(shí)證分析。

2.實(shí)證分析

（1）平穩(wěn)性協(xié)整檢驗(yàn)

從理論來(lái)說(shuō)，VAR模型建立需要平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在非平穩(wěn)時(shí)序情況下有“偽回歸”現(xiàn)象。為此，我們先對(duì)相關(guān)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF穩(wěn)定性檢驗(yàn)。結(jié)果如表1。

表1　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表1中可以看出，LNZC、LNY、LNP在1%、5%、10%的置信水平下，ADF統(tǒng)計(jì)量值均比臨界值大。故接受原假設(shè)，時(shí)間序列有單位根，為非平穩(wěn)序列。在一階差分序列中，在10%置信水平下拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列。故lncn、lny、lnh為一階單整序列，能做協(xié)整檢驗(yàn)。

（2）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

為驗(yàn)證各個(gè)變量之間是否有協(xié)整關(guān)系。我們接下來(lái)對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是對(duì)多變量協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)的較好方法之一。①Johansen協(xié)整檢驗(yàn)需計(jì)算回歸方程的跡；②逐步與不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個(gè)、存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下的跡值進(jìn)行比較，當(dāng)假設(shè)條件下的Johansen臨界分布值小于回歸方程的跡值時(shí)，拒絕其前提假設(shè)；反之，接受其前提假設(shè)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)采用特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)這兩種方式。這兩種檢驗(yàn)方法可以檢驗(yàn)多個(gè)變量協(xié)整關(guān)系，對(duì)變量之間因果關(guān)系是否明確不做要求。在此，我們用特征根跡和最大特征值來(lái)檢驗(yàn)各變量之間是否有協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2　協(xié)整檢驗(yàn)—特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果

表3　協(xié)整檢驗(yàn)—最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

由表2特征根跡檢驗(yàn)中，當(dāng)原假設(shè)為0個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量為32.61534，大于5%下的臨界值29.79707，因此拒絕原假設(shè)；當(dāng)原假設(shè)為至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量為4.464414，小于15.49471，所以接受原假設(shè)，所以只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。同理，從表3的最大特征值也可以看出，這三個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。即居民消費(fèi)支出、人均可支配性收入、房地產(chǎn)價(jià)格之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整方程如下：

由方程（1）可以看出，居民人均可支配性收入、房?jī)r(jià)、居民人均消費(fèi)性支出三者之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。居民人均可支配性收入的系數(shù)為正，而房地產(chǎn)價(jià)格系數(shù)為負(fù)。可以理解為：在長(zhǎng)期，人均可支配性收入增加1元時(shí)，居民人均消費(fèi)支出增加0.79594元；房?jī)r(jià)上漲1元時(shí)，人均消費(fèi)性支出減少0.10026元。因此，可見(jiàn)湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)起著抑制作用，存在擠出效應(yīng)。括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤，通過(guò)計(jì)算，lnY和lnP的t值分別為21.9327和3.2829，通過(guò)查找t分布表可以得到，t0.05/2（13） 的臨界值為2.16。由t=21.9327＞2.16可知，我們以5%的顯著性水平拒絕原假設(shè)，也可以理解為人均可支配性收入顯著地解釋了對(duì)人均消費(fèi)性支出的影響作用；同理由t=3.2829＞2.16可知，房?jī)r(jià)變動(dòng)顯著地解釋了對(duì)居民人均消費(fèi)性支出的影響作用。

（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明居民消費(fèi)支出和房?jī)r(jià)變動(dòng)兩者之間有長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但不能說(shuō)明兩者之間有因果關(guān)系，所以進(jìn)一步采用Granger因果檢驗(yàn)。根據(jù)AIC最小原則，選擇最大滯后階K為2，在顯著性水平為10%的情況下，見(jiàn)表4。

從表4可以得到，在10%的顯著水平上，lny的統(tǒng)計(jì)量是顯著的，拒絕原假設(shè)，lnY是lnZC變化的Granger原因，反過(guò)來(lái)可以看到，在10%的顯著水平上，lnZC的統(tǒng)計(jì)量是不顯著的，接受原假設(shè)，lnZC不是lnY變化的Granger原因。同理，在10%的顯著水平上，lnP是lnZC變化的Granger原因。并且可以看到lnY和lnP對(duì)于lnZC都是單項(xiàng)因果關(guān)系。

表4　格蘭杰因果檢驗(yàn)

（4）脈沖響應(yīng)函數(shù)

從上述檢驗(yàn)中可以得到人均消費(fèi)性支出、人均可支配性收入和房?jī)r(jià)三者有協(xié)整關(guān)系。通過(guò)建立VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)VAR模型受沖擊時(shí)，進(jìn)行關(guān)于系統(tǒng)的一個(gè)動(dòng)態(tài)影響分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)表現(xiàn)為內(nèi)生變量對(duì)誤差的反應(yīng)，描述的是：在擾動(dòng)項(xiàng)基礎(chǔ)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，關(guān)于內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來(lái)值所造成的影響。圖1為VAR（2）lnY對(duì)lnZC、lnP對(duì)lnZC脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。

從Response ofLNZC toLNY響應(yīng)函數(shù)看，第一期到第二期為0，沒(méi)有影響，第二期到第三期是持續(xù)上升到最大，接近于1，第三期到第四期開(kāi)始影響程度下降直到0，但第四期到第五期又開(kāi)始上升，總的來(lái)說(shuō)，從第二期到第十期的影響在0到1之間波動(dòng)，并正影響的情況多一些；從Response ofLNZC toLNP響應(yīng)函數(shù)看，第一期到第二期為0，沒(méi)有影響，第二期到第三期持續(xù)下降，并接近于-1，第三期到第四期又開(kāi)始上升到0，但第四期到第五期為下降趨勢(shì)，總的來(lái)說(shuō)，函數(shù)在第二期到第十期為-1到0之間波動(dòng)，負(fù)向情況多一些。綜上，居民人均收入對(duì)于消費(fèi)有著正向促進(jìn)作用，而房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)有著微的負(fù)向影響。

三、結(jié)論以及政策建議

圖1　 lnY、lnP沖擊變化對(duì)lnZC的影響

根據(jù)上述協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)表明來(lái)看，在2000～2014年期間，湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)和人均居民消費(fèi)支出存在一種反向趨勢(shì)，即房地產(chǎn)存在擠出效應(yīng)，雖然這種效應(yīng)的力量不是很大。從協(xié)整方程系數(shù)來(lái)看，房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)是負(fù)的。系數(shù)為0.10026，也就是說(shuō)，當(dāng)房?jī)r(jià)變動(dòng)一個(gè)單位是，居民消費(fèi)性支出變動(dòng)0.10026個(gè)單位。根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像，一單位房?jī)r(jià)產(chǎn)生負(fù)向沖擊會(huì)對(duì)居民消費(fèi)有負(fù)作用?？闯鼍用褚呀?jīng)把房?jī)r(jià)作為了一個(gè)他們消費(fèi)的考慮因素，房?jī)r(jià)的上漲在一定程度上會(huì)減少居民的消費(fèi)支出。

綜上所述，湖南省房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響為負(fù)，但系數(shù)不是很大，可以看出房?jī)r(jià)不是影響居民消費(fèi)主要因素之一。筆者認(rèn)為，可能與房地產(chǎn)擠出效應(yīng)的作用機(jī)制或者受到房?jī)r(jià)波動(dòng)趨勢(shì)等這些方面的因素制約有關(guān)。在政府決策方面：要看到房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮景象以及房?jī)r(jià)變動(dòng)帶來(lái)的問(wèn)題。因此，湖南省政府解決居民消費(fèi)不高和高房?jī)r(jià)等問(wèn)題，可以從以下幾個(gè)方面入手：

第一，調(diào)整和完善工資增長(zhǎng)機(jī)制，增加居民可支配性收入。不合理的工資增長(zhǎng)機(jī)制嚴(yán)重制約了湖南省廣大居民可支配性收入的提高和居民消費(fèi)性支出的增長(zhǎng)。目前來(lái)說(shuō)，湖南省職工的工資普遍較低，但消費(fèi)物價(jià)、房?jī)r(jià)等不斷上漲。為此，建立合理的工資增長(zhǎng)機(jī)制：可以促進(jìn)居民可支配性收入的增加和居民消費(fèi)水平的提高。在增加居民可支配性收入的同時(shí)，也需提高居民最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)。

第二，引導(dǎo)居民樹(shù)立合理的購(gòu)房消費(fèi)觀。對(duì)于湖南省房?jī)r(jià)不斷上漲、增長(zhǎng)過(guò)快的現(xiàn)象，其中有居民一些非理性購(gòu)房觀念的原因。作為政府，應(yīng)該建立房地產(chǎn)預(yù)警機(jī)制，及時(shí)有效的發(fā)布住房銷售相關(guān)信息，保證購(gòu)房渠道透明度，引導(dǎo)居民合理的購(gòu)房行為。同時(shí)，政府應(yīng)該擴(kuò)寬家庭投資渠道，改變居民對(duì)投資房地產(chǎn)的行為。

第三，合理控制房?jī)r(jià)，增加經(jīng)濟(jì)適用房等保障性住房供給。規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng)秩序，建立房地產(chǎn)良好發(fā)展長(zhǎng)效機(jī)制，加大對(duì)保障性住房的供給，是政府重要職責(zé)的重要體現(xiàn)。在增加對(duì)保障性住房供給中，政府應(yīng)以給予房地產(chǎn)商資金或其他方面的支持，以加強(qiáng)對(duì)房?jī)r(jià)的穩(wěn)定。

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（責(zé)任編輯：鄒樂(lè)群）

Impact of Housing Price Change on Household Consumption Based on VAR Model-A Case Study of Hunan Province

LUO Shuang-lin，LIU Ke-biao，YIN Xiang-fei

（Hunan UniversityofCommerce，Changsha，Hunan 410205）

Based on the facts of the situation in Hunan Province and the annual data of the National Statistical Yearbook during 2000—2014,by using VAR model,unit root test,co-integration test and other analytical methods,the paper analyzes the impact of changes in housing prices on household consumption in Hunan province,and draw the following conclusion：the changes in housing prices have a weak consumer crowding-out effect.

real estate prices；VAR model；crowding-out effect

F293.3

A

1008-2107（2016）05-0035-06

2016－08－16

羅雙臨（1963—），女，湖南邵陽(yáng)人，湖南商學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授；劉科彪（1992—），男，湖南邵陽(yáng)人，湖南商學(xué)院研究生院世界經(jīng)濟(jì)專業(yè)研究生：尹向飛（1974—），男，湖南邵陽(yáng)人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，湖南商學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院副教授。