導語：房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費的影響一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

【摘要】文章對1992-2017年的房地產(chǎn)業(yè)增加值增速與新恩格爾系數(shù)時間序列進行計量分析，解釋房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與上述現(xiàn)象的關系，結果顯示：房地產(chǎn)業(yè)增速是城鄉(xiāng)居民消費支出結構的Granger因果關系，并存在負相關，呈現(xiàn)出先不斷加強后減弱的趨勢。城鄉(xiāng)消費支出結構對其自身的沖擊大多為正向影響，總體趨勢不斷下降。城鄉(xiāng)消費支出結構在短期對其自身的影響非常顯著，且房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展在短期和長期內均能夠有效影響城鄉(xiāng)消費支出結構升級。

【關鍵詞】房地產(chǎn)業(yè)；消費結構；新恩格爾系數(shù)；因果關系

近年，國家了一系列關于引導擴消費和消費轉型升級的政策。黨的報告指出，要完善促進消費的體制機制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用。住房作為一項重要的家庭資產(chǎn)，對房地產(chǎn)的家庭資產(chǎn)配置著眼于消費和投資兩個屬性。在我國房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展過程中，由于其財富預期消費刺激作用、投資增值消費刺激作用和預算約束消費抑制作用的共同存在，使得我國房地產(chǎn)行業(yè)對我國居民消費水平、消費結構和消費模式的影響存在較大的內在復雜性。

一、指標選取、數(shù)據(jù)來源和研究方法

（一）指標選取。根據(jù)相關文獻研究和數(shù)據(jù)的可獲得性，目前我國對于居民消費支出結構的衡量指標主要是恩格爾系數(shù)，隨著我國居民生活水平的不斷提高和地區(qū)消費差異的加劇，國內學者發(fā)現(xiàn)在應用恩格爾系數(shù)的過程中存在一系列的問題，恩格爾系數(shù)出現(xiàn)了失效的現(xiàn)象，已經(jīng)不能很好地衡量我國的居民消費支出結構，所以提出了新恩格爾系數(shù)，即醫(yī)療保健、教育、文化娛樂服務支出與消費總支出的比值。所以本文使用新恩格爾系數(shù)NEC作為衡量居民消費支出結構的指標，NEC1、NEC2分別為城鎮(zhèn)居民新恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民新恩格爾系數(shù)。選取房地產(chǎn)業(yè)增加值增速BG作為衡量房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標。（二）數(shù)據(jù)來源。本文所有的統(tǒng)計指標數(shù)據(jù)都通過國家統(tǒng)計局公布的年度數(shù)據(jù)計算統(tǒng)計得到。本文選取了1992-2017年的城鄉(xiāng)居民消費支出數(shù)據(jù)，以及房地產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)。（三）研究方法。采用IBMSPSSStatistics23，對1992—2017年我國城鄉(xiāng)居民消費支出結構與房地產(chǎn)業(yè)增加值增速進行Pearson相關性分析，并運用計量經(jīng)濟學統(tǒng)計軟件Eviews8.0對城鄉(xiāng)居民消費支出結構和房地產(chǎn)業(yè)增加值增速進行單位根檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)及方差分解，找出城鄉(xiāng)居民消費支出結構與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的互動關系。

二、房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與我國城鄉(xiāng)居民消費支出結構的計量分析

（一）描述性統(tǒng)計。觀察1992-2017年城鎮(zhèn)和農(nóng)村的新恩格爾系數(shù)的散點圖發(fā)現(xiàn)，1992-2002年期間新恩格爾系數(shù)均呈現(xiàn)遞增的趨勢，但是2002年以后新恩格爾系數(shù)出現(xiàn)了遞減的趨勢，到2009年，新恩格爾系數(shù)趨于穩(wěn)定，這一現(xiàn)象與新古典經(jīng)濟學理論相悖（見圖1，2）。通過查找相關文獻，發(fā)現(xiàn)有可能由于住房、醫(yī)療補貼、教育補貼等方面的原因導致了上述現(xiàn)象的產(chǎn)生。在2001年，國家關于房地產(chǎn)的政策接二連三地出臺，樓市利好不斷，北京申奧成功，中國正式加入WTO，這一切都像催化劑一樣刺激著房地產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。在2008年，在國際金融危機的影響下，在我國經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境出現(xiàn)惡化，加上我國政府為了抑制房價所出臺一系列的宏觀調控政策的背景下，我國房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展正處于一個較不穩(wěn)定并且存在下滑可能的關鍵階段。城鄉(xiāng)居民消費支出結構與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的pearson相關性分析表明，中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費支出結構存在線性關系，中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費支出結構均具有負相關性（見表1）。（二）單位根檢驗。進行計量分析的前提是時間序列的平穩(wěn)性，如果對非平穩(wěn)性的時間序列進行計量分析，容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。單位根檢驗是時間序列平穩(wěn)性檢驗的基本方法，因此需先對城鄉(xiāng)居民消費支出結構與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的時間序列進行單位根檢驗，判斷該時間序列是否平穩(wěn)。在原始時間序列BG、NEC1和NEC2的ADF檢驗中，t統(tǒng)計量都小于5%的顯著水平下的臨界值，t統(tǒng)計量的相伴概率都小于5%的顯著性水平，即原始時間序列BG、NEC1和NEC2都是平穩(wěn)的（見表2）。（三）Granger因果關系檢驗。由于滯后長度對Granger因果關系檢驗結果造成影響，因此本文選取多個滯后長度進行檢驗，最終選取滯后長度為2，對其進行Granger因果關系檢驗。從我國城鄉(xiāng)居民消費支出結構與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger因果關系檢驗結果可以看出，在滯后長度為2的條件下，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展不是城鎮(zhèn)居民消費支出結構的Granger因果關系，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展不是農(nóng)村居民消費支出結構的Granger因果關系，城鎮(zhèn)居民消費支出結構不是房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger因果關系，農(nóng)村居民消費支出結構不是房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger因果關系（見表3）。（四）脈沖響應函數(shù)分析。脈沖響應函數(shù)能夠衡量的是內生變量當前值和未來取值在給隨機擾動項施加一個標準差沖擊的背景下所受到的影響。本文將響應的時間長度設定為10年。為了進一步分析房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對消費支出結構的動態(tài)影響，對其進行脈沖響應分析。表4分別表示房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)消費支出結構對城鎮(zhèn)消費支出結構的脈沖響應表和脈沖響應圖，從中可以看出，在本期給城鎮(zhèn)消費支出結構一個標準差的沖擊后，城鎮(zhèn)消費支出結構在第一期的響應程度達到0.006895，但是在第二期有所下降，下降到0.005478，然后在第三期回升，達到最大值0.007205，隨后逐漸下降。從整體上來看，城鎮(zhèn)消費支出結構對其本身的沖擊影響可以保證城鎮(zhèn)消費支出結構不斷升級，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展給城鎮(zhèn)消費支出結構一個標準差的沖擊后，該沖擊產(chǎn)生負效應，在第一期不顯著為0，隨后不斷下降，負效應不斷加強。在第四期達到最小為-0.007462，產(chǎn)生最大的效應，隨后沖擊帶來的負效應不斷減輕。從整體來看，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)消費支出結構升級起抑制作用。表5分別表示房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村消費支出結構對農(nóng)村消費支出結構的脈沖響應表和脈沖響應圖，從中可以看出，在本期給農(nóng)村消費支出結構一個標準差的沖擊后，第一期達到0.006377，在第二期達到最大值0.00797，隨后不斷下降，在第8期下降到-0.000452，隨后一直為負值。從整體來看，農(nóng)村消費支出結構對其本身沖擊影響是先正向后負向，且隨著時間的推移，正向作用不斷下降，負向作用不斷上升。房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展給農(nóng)村消費支出結構一個標準差的沖擊后，該沖擊帶來的影響在第一期為0，隨后不斷下降，且在第三期達到最小為-0.007179，隨后這種負向作用不斷下降，在第9期變?yōu)檎蜃饔谩恼麃砜矗康禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)村消費支出結構的影響是先負向后正向，且隨著時間的推移，負向作用先上升后下降。從脈沖響應中可以總結出，城鄉(xiāng)消費支出結構對其自身的沖擊大多為正向影響，總體趨勢是不斷下降。房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費支出結構的影響大多為負向影響，且均在第一期無影響，均表現(xiàn)出負向影響先不斷加強后減弱。（五）方差分解分析。分析標準差沖擊對各內生變量變化的貢獻度，需對其進行方差分解，評價不同標準差沖擊的重要程度。房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)消費支出結構、農(nóng)村消費支出結構之間的方差分解結果見表6。從房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)消費支出結構的方差分解結果看出，城鎮(zhèn)消費支出結構對其本身升級的貢獻程度在第一期達到100%，隨后不斷下降，在第十期趨于穩(wěn)定在44%左右，說明城鎮(zhèn)消費支出結構在短期內對其自身的影響非常顯著，與相對收入消費理論相符合，消費者的消費習慣受過去的消費習慣影響。房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)消費支出結構升級的貢獻程度在第一期為0，第二期為33.63554%，隨之不斷上升，在第十期趨于穩(wěn)定在55%左右，說明房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展在短期和長期內都能有效影響城鎮(zhèn)消費支出結構升級。從房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與農(nóng)村消費支出結構的方差分解結果來看，其方差分解結果與城鎮(zhèn)消費支出結構的方差分解結果基本一致。

三、結論

根據(jù)城鄉(xiāng)居民消費支出結構與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Pearson相關性分析、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)及方差分解的結果來看。（1）中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費支出結構存在線性關系，中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費支出結構均具有負相關性。（2）房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)居民消費支出結構的Granger因果關系，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展是農(nóng)村居民消費支出結構的Granger因果關系。（3）城鄉(xiāng)消費支出結構對其自身的沖擊大多為正向影響，總體趨勢是不斷下降。房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費結構的影響大多為負向影響，且均在第一期無影響，均表現(xiàn)出負向影響先不斷加強后減弱。（4）城鄉(xiāng)消費支出結構在短期內對其自身的影響非常顯著，與相對收入消費理論相符合，消費者的消費習慣受過去的消費習慣影響。同時，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展在短期和長期內都能有效影響城鄉(xiāng)消費支出結構升級。在我國房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展過程中，由于消費觀念和消費環(huán)境的改變，預算約束消費抑制作用遠遠大于其財富預期消費刺激作用和投資增值消費刺激作用，導致城鄉(xiāng)居民消費支出結構出現(xiàn)偏移，新恩格爾系數(shù)呈現(xiàn)遞減趨勢。在大多數(shù)民眾的消費規(guī)劃中，通過按揭分期付款、長期積累資金等方式來抑制自身消費以積累足夠的買房資金從而購買房屋已經(jīng)成為阻礙我國居民消費支出結構的提升，尤其是中底層居民消費支出水平提升的一個重大障礙。因此在我國政府引導消費支出結構提升和產(chǎn)業(yè)結構升級時，需要重點考慮到房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費支出結構的影響。

【參考文獻】

［1］尹世杰.關于優(yōu)化消費結構的幾個問題［J］.上海商業(yè)，2001（6）:6-7.

［2］傅家榮.消費需求結構是產(chǎn)業(yè)結構演進的根本動因:對消費需求結構與產(chǎn)業(yè)結構關系問題的思考［J］.消費經(jīng)濟，1997（2）:22－26.

［3］侯志陽，戴雙興.城鄉(xiāng)居民二元消費結構與產(chǎn)業(yè)結構升級［J］.企業(yè)經(jīng)濟，2001（8）:10－11.

［4］田學斌，閆真.消費結構與產(chǎn)業(yè)結構的關系:理論框架與實證分析［J］.消費經(jīng)濟，2010（3）:20-24.

［5］王志平.越過恩格爾系數(shù):從注重食品支出比重到關注文化教育娛樂消費比重［J］.探索與爭鳴，2003（6）:4-6.

作者:駱磊 姜同仁 單位:安徽財經(jīng)大學國際經(jīng)濟貿易學院