□熊袖璋

（中央民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100089）

自20 世紀(jì)90 年代住房制度改革以來(lái)，房地產(chǎn)行業(yè)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支柱產(chǎn)業(yè)之一。作為典型的資本密集型產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展資金來(lái)源主要是銀行貸款。近年來(lái)的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和國(guó)家政策的扶持下，房地產(chǎn)行業(yè)迅速發(fā)展，隨之而來(lái)的就是房?jī)r(jià)節(jié)節(jié)攀升。房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的影響有兩個(gè)方面，即財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)。

財(cái)富效應(yīng)指房?jī)r(jià)上漲使已有住房的居民對(duì)自己財(cái)富的預(yù)期有所提高，因此這類群體的消費(fèi)支出會(huì)隨著房?jī)r(jià)上升而增加。擠出效應(yīng)則指高房?jī)r(jià)帶來(lái)高負(fù)債，使居民的消費(fèi)預(yù)算縮減，高額的債務(wù)使消費(fèi)者陷入“房奴效應(yīng)”，從而減少消費(fèi)。

我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新時(shí)期，產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題突出，外貿(mào)出口乏力，消費(fèi)作為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的重要性日益凸顯。

越來(lái)越多的學(xué)者就“高房?jī)r(jià)”和“內(nèi)需不足”兩大熱點(diǎn)展開(kāi)研究。雖然房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響一直存在，但是近年來(lái)，消費(fèi)低迷的情況并沒(méi)有隨著房?jī)r(jià)上漲而得到改善。

同時(shí)，隨著大量資金注入房地產(chǎn)市場(chǎng)，消費(fèi)者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫破滅的擔(dān)憂加強(qiáng)了預(yù)防性動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致消費(fèi)意愿下降。當(dāng)前的現(xiàn)狀表明，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，此次研究驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。

1 文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)已有不少文獻(xiàn)對(duì)房?jī)r(jià)如何影響消費(fèi)進(jìn)行了研究。張沖（2017）[1]、袁冬梅等（2009）[2]認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)。祝梓翔等（2016）[3]認(rèn)為，房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格回落以及住房自有率下降有助于宏觀經(jīng)濟(jì)平衡發(fā)展。

一些研究者在肯定擠出效應(yīng)的同時(shí)，對(duì)擠出效應(yīng)的具體影響條件作了進(jìn)一步研究。顏色等（2013）[4]結(jié)合生命周期模型進(jìn)行了討論，認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲不可持續(xù)性是擠出效應(yīng)較為明顯的原因。李春風(fēng)等（2014）[5]從住房的投資品和消費(fèi)品屬性出發(fā)，分析了房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)，結(jié)果表明，房?jī)r(jià)上漲與擠出消費(fèi)和消費(fèi)者側(cè)重住房的不同屬性有關(guān)。

基于現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行研究，研究者在選取消費(fèi)需求水平的代理變量時(shí)，通常借鑒劉生龍和周紹杰的做法，選取居民消費(fèi)率（居民消費(fèi)率=居民消費(fèi)/GDP）衡量消費(fèi)需求水平。研究中采用居民非居住消費(fèi)意愿作為消費(fèi)需求水平的代理變量，同時(shí)在模型解釋變量之中引入政府支出，用地方一般公共預(yù)算支出與各地區(qū)GDP 之比作為代理變量，在研究房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)的同時(shí)，探究政府支出是否對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。

2 模型的建立和數(shù)據(jù)說(shuō)明

為明確房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響，加入政府支出作為解釋變量，實(shí)證回歸模型設(shè)定如下。

其中：C為消費(fèi)需求水平；δ0為截距項(xiàng)；1nP為房?jī)r(jià)，為了減少異方差作了取對(duì)數(shù)的處理；G為政府支出規(guī)模；εit為誤差干擾項(xiàng)；αi、βi為待估系數(shù)；下標(biāo)i代表省份，t代表年份。

被解釋變量：消費(fèi)需求水平C。采用居民非居住消費(fèi)意愿作為消費(fèi)需求水平的代理變量，居民非居住消費(fèi)意愿=（居民消費(fèi)性支出-居民消費(fèi)性支出（居?。?居民可支配收入。

解釋變量：房?jī)r(jià)1nP和政府支出規(guī)模G。參考李春風(fēng)（2014）等采用的方法，將各省市平均房?jī)r(jià)作為真實(shí)房?jī)r(jià)的代理變量，各省市平均房?jī)r(jià)=每年的住房銷售額/住房銷售面積；政府支出規(guī)模采用地方一般公共預(yù)算支出與各地區(qū)GDP 之比，各地區(qū)GDP 采用收入法衡量。

數(shù)據(jù)樣本為2008—2017 年我國(guó)31 個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，具體包括居民人均可支配收入、居民人均消費(fèi)性支出、居民人均消費(fèi)性支出（居?。⒎康禺a(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)商品房銷售面積、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)商品房銷售額、地方一般公共預(yù)算支出、地方按收入法衡量的GDP，以上數(shù)據(jù)均為各地的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。其中，由于居民人均可支配收入、居民人均消費(fèi)性支出、居民人均消費(fèi)性支出（居?。┲钡?014 年才開(kāi)始統(tǒng)計(jì)，故采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出（居住）予以替代。

所有數(shù)據(jù)均來(lái)自2009—2018 年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，經(jīng)過(guò)整理后得到所需的變量，即消費(fèi)需求水平C、房?jī)r(jià)lnP和政府支出規(guī)模G，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

通過(guò)EViews 軟件對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，通常采用混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型3 種估計(jì)方法。運(yùn)用F 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)比混合效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型更合適，面板模型的估計(jì)結(jié)果如表2 所示。

從表2 可以看出，3 種估計(jì)方法下，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響系數(shù)顯著為負(fù)，影響系數(shù)的顯著水平為1%，說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了抑制作用。一般認(rèn)為，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)對(duì)不同的消費(fèi)者有不同的影響路徑。對(duì)于未購(gòu)房且有居住需求的居民來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致房租上升，用于居住的可支配收入增加，消費(fèi)者的其他個(gè)人消費(fèi)減少。另外，上漲的房?jī)r(jià)使居民購(gòu)買房屋時(shí)需要支付的首付款增加，為了買房，消費(fèi)者不得不減少現(xiàn)期消費(fèi)。對(duì)于已經(jīng)購(gòu)房正在還房貸的居民來(lái)說(shuō)，上漲的房?jī)r(jià)讓他們承擔(dān)了高額房貸，償還住房貸款使家庭遭受了嚴(yán)重的流動(dòng)性約束，房貸收入比越高，償還房貸對(duì)消費(fèi)的擠出越嚴(yán)重。實(shí)證結(jié)果表明，近年來(lái)迅速擴(kuò)張的房地產(chǎn)市場(chǎng)帶來(lái)的高房?jī)r(jià)使居民陷入了“房奴效應(yīng)”。房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)大于擠出效應(yīng)，面對(duì)飛漲的房?jī)r(jià)，消費(fèi)者需要承擔(dān)較高的負(fù)債，因而被迫調(diào)整自己的消費(fèi)計(jì)劃，消費(fèi)意愿顯著降低，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)呈現(xiàn)擠出效果。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 面板模型估計(jì)結(jié)果

關(guān)于政府支出對(duì)消費(fèi)的影響，Hausman 檢驗(yàn)及F檢驗(yàn)的結(jié)果均表明，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型，而政府支出的影響系數(shù)在固定效應(yīng)下為正，只有在混合效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)下為負(fù)，顯著水平為10%，說(shuō)明政府支出并未像現(xiàn)有研究所示的對(duì)消費(fèi)呈現(xiàn)顯著抑制作用。一般認(rèn)為，政府支出對(duì)消費(fèi)有兩方面影響。一方面，政府支出通過(guò)轉(zhuǎn)移支付和其他福利提高了居民的可支配收入，有利于促進(jìn)消費(fèi)，同時(shí)政府購(gòu)買的增加使總需求增加，總需求上升在短期內(nèi)提高了總產(chǎn)出，從而使居民收入水平上升，消費(fèi)也隨之增加。另一方面，在政府支出中，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和行政支出會(huì)擠出居民消費(fèi)。政府籌資的渠道有增加稅收、出售債券和鑄幣稅，這3 種方式會(huì)使消費(fèi)者的可支配收入減少或利率上升，從而擠出私人投資。從這個(gè)角度來(lái)說(shuō)，政府支出對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。實(shí)證數(shù)據(jù)說(shuō)明，政府支出對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)并不明顯。

4 結(jié)論與啟示

通過(guò)消費(fèi)意愿的變化和實(shí)證模型考察房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響。研究結(jié)果表明，房?jī)r(jià)上漲和居民消費(fèi)意愿呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即房?jī)r(jià)上漲在整體上對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，同時(shí)政府支出對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)并不明顯。

研究結(jié)論表明，為了緩解房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)，應(yīng)控制房?jī)r(jià)上漲，但現(xiàn)階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)基建擴(kuò)張的依賴程度較高，因此對(duì)房?jī)r(jià)的宏觀調(diào)控應(yīng)該以穩(wěn)為主，同時(shí)積極推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。應(yīng)制定相關(guān)政策，減輕真正有居住需求的居民的購(gòu)房負(fù)擔(dān)，避免“一刀切”，從而使居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)更加合理化。