鄭雪姣，汪 婷

(安徽工業(yè)經(jīng)濟(jì)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院，合肥 230051)

一、引言

消費(fèi)、投資、出口是經(jīng)濟(jì)增長的三大支柱，而其中消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)上面起著更為顯著的作用。據(jù)中國人民銀行公布的2017年第二季度全國50個(gè)城市城鎮(zhèn)儲(chǔ)戶問卷調(diào)查報(bào)告顯示：42.3%的居民傾向于“更多儲(chǔ)蓄”，33.9%的居民傾向于“更多投資”，而只有23.8%的居民傾向于“更多消費(fèi)”。仍有52.2%的居民認(rèn)為目前房價(jià)“高，難以接受”。由此可見，房地產(chǎn)價(jià)格的上漲可能在一定程度上抑制了我國居民消費(fèi)性支出[1]。這對(duì)于一國經(jīng)濟(jì)的增長是十分不利的。因此，房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)支出影響的研究具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。由于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展的不均衡，各地房價(jià)的波動(dòng)以及居民的收入存在很大的差異，所以本文僅針對(duì)合肥市的情況來研究房價(jià)上漲對(duì)該地居民消費(fèi)支出的影響。

二、房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)支出的關(guān)系

目前，理論界有關(guān)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)和居民消費(fèi)的關(guān)系主要有以下兩種觀點(diǎn)。

(一)房地產(chǎn)價(jià)格上漲的財(cái)富效應(yīng)

房地產(chǎn)價(jià)格的上漲使擁有房地產(chǎn)的消費(fèi)者財(cái)富得到了增加，從而使這部分消費(fèi)者對(duì)未來經(jīng)濟(jì)的預(yù)期得到了提升，進(jìn)而增加了他們的消費(fèi)意愿。所以對(duì)于房產(chǎn)持有者而言，房地產(chǎn)價(jià)格的上漲能夠增加他們的整體財(cái)富水平。我國自1998年開始進(jìn)行住房制度的改革，取消了實(shí)物分房，在這之后，房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展迅速，房產(chǎn)在部分家庭的財(cái)富組成中居于首要位置，在房價(jià)大幅上漲的背景下，對(duì)這部分家庭就產(chǎn)生了財(cái)富效應(yīng)[2]。

(二)房地產(chǎn)價(jià)格上漲的擠出效應(yīng)

又稱為負(fù)財(cái)富效應(yīng)。房地產(chǎn)價(jià)格的上漲有利于房產(chǎn)持有者財(cái)富的增加，但是對(duì)于不擁有房產(chǎn)的消費(fèi)者而言，房地產(chǎn)價(jià)格的上漲會(huì)提高其房屋租賃價(jià)格及其他方面的開支，使其生活成本提高，該類消費(fèi)者只能縮減其他方面的消費(fèi)，這就是對(duì)原有消費(fèi)的擠出效應(yīng)。近十年我國城市房價(jià)出現(xiàn)了快速上漲，超出了很多普通城鎮(zhèn)居民家庭的承受能力，很多家庭買房租房難度都大幅度上升，這對(duì)于城鎮(zhèn)居民家庭的消費(fèi)性支出起到了嚴(yán)重的制約作用[3]。

三、合肥市房價(jià)上漲對(duì)不同收入等級(jí)居民總體消費(fèi)支出影響

(一)建立模型

1.選取樣本

本文選取了2011-2017年合肥市商品房交易均價(jià)、不同收入等級(jí)居民年人均收入以及年人均消費(fèi)性支出，運(yùn)用excel進(jìn)行回歸分析。具體數(shù)據(jù)見表1、表2。

表1 2011-2017年合肥市商品房交易均價(jià)

資料來源：安居客網(wǎng)。

表2 2011-2017年合肥市不同收入等級(jí)居民年人均平均收入、消費(fèi)性支出 元

資料來源：合肥統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)。

2.建立模型

合肥市商品房銷售均價(jià)與居民年人均收入、年消費(fèi)性支出的關(guān)系可以用線性回歸模型來反映[4]。商品房銷售均價(jià)用T表示，居民年消費(fèi)性支出用Y表示，城鎮(zhèn)居民年人均收入用X表示。由此，商品房銷售均價(jià)與人均年消費(fèi)性支出的關(guān)系模型就是：Y=C(1)+C(2)T；商品房銷售均價(jià)與年人均收入的關(guān)系模型就是：T=C(1)+C(2)X。

根據(jù)模型我們提出以下兩種假設(shè)：

假設(shè)一：商品房銷售均價(jià)與居民人均年消費(fèi)性支出的關(guān)系如果是負(fù)相關(guān)，說明房地產(chǎn)價(jià)格的上漲對(duì)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)，反之則沒有。

假設(shè)二：商品房銷售均價(jià)與居民年人均收入的關(guān)系如果是正相關(guān)，說明房地產(chǎn)價(jià)格上漲給城鎮(zhèn)居民家庭帶來了財(cái)富效應(yīng)，反之則沒有。

(二)合肥市房價(jià)上漲對(duì)不同收入等級(jí)居民消費(fèi)支出的影響

1.對(duì)低收入居民消費(fèi)支出的影響

通過計(jì)算得到，回歸方程是Y=6 412.5+0.758T，相關(guān)系數(shù)R等于0.854 2，二者相關(guān)性較強(qiáng)，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)于低收入消費(fèi)者的消費(fèi)并沒有抑制作用；商品房銷售均價(jià)與低收入居民年人均收入的回歸方程T=-3 594.2+0.684X，相關(guān)系數(shù)R等于0.354 6，二者相關(guān)性較弱，說明合肥市房價(jià)的上漲并沒有增加低收入居民對(duì)于未來財(cái)富的預(yù)期。

2.對(duì)中等收入居民消費(fèi)支出的影響

通過計(jì)算得到商品房銷售均價(jià)與中等收入居民人均年消費(fèi)性支出的回歸方程是Y=1 042.4+2.36T，相關(guān)系數(shù)R等于0.825 2，二者相關(guān)性較強(qiáng)，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)于中等收入消費(fèi)者的消費(fèi)并沒有發(fā)生抑制作用；商品房銷售均價(jià)與中等收入居民年人均收入的回歸方程T=-1 476.8+0.046 2X，相關(guān)系數(shù)R等于0.857 6，二者相關(guān)性也較強(qiáng)，說明合肥市房價(jià)的上漲增加了中等收入居民對(duì)于未來財(cái)富的預(yù)期。

3.對(duì)高收入居民消費(fèi)支出的影響

通過計(jì)算得到商品房銷售均價(jià)與高收入居民人均年消費(fèi)性支出的回歸方程是Y=12 468.5+2.86T，相關(guān)系數(shù)R等于0.722 5，二者相關(guān)性較強(qiáng)，說明合肥房價(jià)上漲對(duì)于高收入消費(fèi)者的消費(fèi)并沒有發(fā)生抑制作用；商品房銷售均價(jià)與高收入居民年人均收入的回歸方程T=-1 456.3+0.029 2X，相關(guān)系數(shù)R等于0.775 8，二者相關(guān)性也較強(qiáng)，說明合肥市房價(jià)的上漲增加了高收入居民對(duì)于未來財(cái)富的預(yù)期。

以上我們看出合肥市房價(jià)上漲對(duì)居民的總體消費(fèi)支出沒有產(chǎn)生擠出效應(yīng)，增加了中等以及高收入群體的財(cái)富預(yù)期，但是沒有增加低收入群體的財(cái)富預(yù)期。

四、合肥市房價(jià)上漲對(duì)不同收入群體消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的影響

雖然從總體上而言合肥市房價(jià)的上漲并沒有對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出產(chǎn)生抑制作用，但是從消費(fèi)的構(gòu)成上來看就未必如此。我們可以把城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)分為居住性消費(fèi)、經(jīng)常性消費(fèi)(主要包括食品、衣著、生活用品及服務(wù)等)、服務(wù)性消費(fèi)(主要包括醫(yī)療保健、交通通信、教育文化娛樂服務(wù)等)[5]，分別用Y1、Y2、Y3來表示，與商品房銷售均價(jià)T建立回歸方程分別是：

Y1=C(1)+C(2)T

Y2=C(1)+C(2)T

Y3=C(1)+C(2)T。

選取樣本數(shù)據(jù)見表1、表3。

表3 2011-2017合肥市不同收入等級(jí)居民年人均各類消費(fèi)支出 元

資料來源：合肥統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)。

(一)房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)居住性消費(fèi)支出的影響

經(jīng)過計(jì)算得到，商品房銷售均價(jià)與低收入居民人均年居住性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于0.677 5，相關(guān)性較強(qiáng)，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)低收入居民人均年居住性消費(fèi)支出沒有抑制作用；商品房銷售均價(jià)與中等收入居民人均年居住性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于0.743 8，相關(guān)性較強(qiáng)，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)中等收入居民人均年居住性消費(fèi)支出也沒有抑制作用；商品房銷售均價(jià)與高收入居民人均年居住性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于0.701 2，相關(guān)性較強(qiáng)，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)高收入居民人均年居住性消費(fèi)支出也沒有抑制作用。

(二)房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)經(jīng)常性消費(fèi)支出的影響

經(jīng)過計(jì)算得到，商品房銷售均價(jià)與低收入居民人均年經(jīng)常性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于-0.252 6，二者有負(fù)相關(guān)性，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)低收入居民人均年經(jīng)常性消費(fèi)支出存在抑制作用；商品房銷售均價(jià)與中等收入居民人均年經(jīng)常性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于-0.246 2，二者也有負(fù)相關(guān)性，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)中等收入居民人均年經(jīng)常性消費(fèi)支出起到了一定的抑制作用；商品房銷售均價(jià)與高收入居民人均年經(jīng)常性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于0.223 2，相關(guān)性較弱，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)高收入居民人均年經(jīng)常性消費(fèi)支出沒有太大的抑制作用。

(三)房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)服務(wù)性消費(fèi)支出的影響

經(jīng)過計(jì)算得到，商品房銷售均價(jià)與低收入居民人均年服務(wù)性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于-0.126 6，二者有負(fù)相關(guān)性，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)低收入居民人均年服務(wù)性消費(fèi)支出存在抑制作用；商品房銷售均價(jià)與中等收入居民人均年服務(wù)性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于-0.235 2，二者也有負(fù)相關(guān)性，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)中等收入居民人均年服務(wù)性消費(fèi)支出起到了一定的抑制作用；商品房銷售均價(jià)與高收入居民人均年服務(wù)性消費(fèi)支出相關(guān)系數(shù)R等于0.242 6，相關(guān)性較弱，說明合肥市房價(jià)上漲對(duì)高收入居民人均年服務(wù)性消費(fèi)支出沒有太大的抑制作用。

綜上所述，合肥市房地產(chǎn)價(jià)格上漲雖然沒有抑制居住性消費(fèi)，但是抑制了中低收入居民的經(jīng)常性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)。由此對(duì)于消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的區(qū)分研究就是有必要的。

五、結(jié)語

從總體上來看，合肥市房價(jià)上漲并未對(duì)居民消費(fèi)支出產(chǎn)生明顯的擠出效應(yīng)，但是對(duì)低收入者沒有明顯財(cái)富效應(yīng)。從消費(fèi)結(jié)構(gòu)上看，合肥市房價(jià)的上漲抑制了中低收入群體的經(jīng)常性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)。對(duì)于政府的宏觀調(diào)控政策來說，一方面要完善住房保障制度，另一方面房價(jià)的調(diào)控也是長期的任務(wù)。