租,使得个人预算紧缩。
流动性约束效应,如果房地产价格上涨,消费者可能需要进去信贷市场减少当期消费
又称为信贷约束效寻求信贷支持来应付上涨了的房价。如果信贷市场是 应 受到抑制或者金融系统不可能为这类贷款需求提供
支出的话,居民家庭就不能应付这种房价支付压力。
替代效应 如果房地产价格上涨,计划购买住房的家庭要么购买减少当期消费 总价更低的房产,要么减少开支来支付房款。
资料来源:根据文献整理所得。
2.1.3房价波动影响消费的实证检验
国外较早开展对房地产市场财富效应的研宄,关于房价波动对居民消费影响
的实证研宄往往建立于消费函数理论的基础上,主要利用单位根检验、格兰杰因
果检验、协整检验、脉冲响应函数、误差修正模型等,具体参见Dvomak&Kohlcr
(2003)、Ludwig&Slok (2001)、Lettau&Ludvigson (2004)、campbell&Cocco (2005)、
Belsky和Prakken (2004)等研究,通过选取不同地区或变量进行检验,对此方
面的研宄非常丰富,而且有学者研究发现,不同国家的房地产市场财富效应大小
不一样,见表2.2。 11 浙江工业大学硕士学位论文房价波动对居民消费影响的实证研究
表2.2不同学者对各国房价波动影响消费的实证结果
学者(成果发表时间) 数据来源(国家) 边际消费倾向MPC值
N.Kundan Kishor (2007) 美国 0.07
Gifouard&Blondal (2001) 英国;挪威;日本 0.208; 0.7; 0.61
Engelhardt (1996) 英国 0.03
Boone (2002) 美国;加拿大;英国 0.03-0.075; 0.045-0.08; 0.04-0.045
Case 等(2001) 欧洲 14 个国家;美国 0.11-0.166; 0.051-0.089
Belsky 等(2004) 美国 0.045
Girouard & Blondal (2003) 澳、力口、荷三国;意、 0.05-0.08;
西、英、日、美五国; 0.01-0.02;
德、法两国 不显著。
Kam-Ki Tang (2006) 澳大利亚 0.06
Attanasio (2009) 英国 低龄组>高龄组
Bover (2005) 西班牙
资料来源:根据文献整理所得。
N.Kundan Kishor (2007)研究发现增长1美元的房价能够带动7美分的居
民消费量,边际消费倾向MPC值为0.07; Gifouard&Blondal (2001)研宄表明
房价上涨1%,能够在一年内为英国带来0.208%的消费增长,在2年内为挪威带
来0.7%的消费增长,而在日本的消费增长范围在0.61%之间。Elliott (1980)利
用消费、金融财富和实物财富的总数据进行分析,研宄发现房价波动所引起的家
庭总财富的变动能够影响家庭的消费支出。Boone (2002)验证G7国家存在较
强财富效应,且近年来有逐渐增强的倾向,房地产市场财富效应大于股票市场财
富效应,美国财富效应边际消费倾向在0.03-0.075中间变动,加拿大在0.045-0.08
中间变动,英国在0.04-0.045之间变动。
Engelhardt (1996)利用1984年至1989年间65岁以下居民的资产负债平衡
表的数据为样本,利用该数据对房价的增长和当前有房者的消费之间的关系进行
直接检验,估计房地产市场财富效应的边际消费倾向值大约为0.03。Case等(2001)
则以1978年至1996年欧洲14个国家的数据和1975年至1997年美国的数据为
样本,利用固定效应模型,构造总住宅价格指数、人均消费支出等样本数据分别
进行OLS和GLS回归,从而得出欧洲房地产市场的边际消费倾向MPC值在
0.11-0.166之间,美国的在0.051-0.089之间。Belsky等(2004)利用美国1%0
年至2003年三季度某机构提供的宏观数据,采用ECM误差修正模型估计出来
的边际消费倾向MPC为0.045。
Girouard & Blondal (2003)利用ECM模型验证了 OECD国家的住房资产边 12 浙江工业大学硕士学位论文房价波动对居民消费影响的实证研究
际消费倾向MPC值,在澳、荷、加三国当房价上涨1%,居民消费量增加值在
5%-8%之间,而意、英、日、美及西班牙五国的值在1%-2%之间,德、法两国
的值更加低(不显著)。
Kam- Ki Tang (2006)利用澳大利亚1998年第二季度到2003年第一季度的
数据,建立长期均衡模型来研宄房地产和金融财富的变化对消费的影响,研宄结
果表明房价永久性上涨1美元,消费随之增加6美分,相对而言,1美元金融财
富的增加只能带动2美分消费的增加,因此可以认为房价波动造成的影响比金融
资产价格变动的影响大很多。Bover (2005)利用西班牙2002年机构数据,采用
二阶段OLS估计和非参数估计,不动产和住宅的边际消费倾向分别为0.01和
0.015左右。
Attanasio (2009)利用英国家庭支出调查组1978年至2001年的数据,将家
庭人口数、房地产税率、各不同地区的房价增长率和价格水平作为解释变量,将
消费作为被解释变量,并增加年龄这一变量,结合计量经济学中虚拟变量,结果
表明:房价上涨对年龄这一变量是有影响的,并且对不同年龄组消费的影响程度
各不相同,其中年龄越低影响越明显,即高龄组影响最小,低龄组影响最大。此
夕卜,这种效应对房屋租赁者或房产拥有者的效果基本一致。
为区分不同类型资产在不同国家对消费的不同效应,MF利用16个发达国
家1970年至2000年的数据作为样本,运用传统消费函数,按照房地产资产和股
票资产进行分类,目的在于研宄房地产财富效应在不同金融系统之间的差异及在
不同时间段上的变化趋势。为考察房价波动与消费之间的关系随着时间变化而发
生的差异特征,将实证数据分为两个时间段进行研宄;为突显财富效应在不同金
融系统的差异,将样本国家分为银行主导型金融系统、市场主导型金融系统和所
有样本国三组,实证结果如表2.3。
表2.3 IMF财富效应实证结果
型效应 房地产财富效应 股票财富效应 (美分 > 每美兀) (美分.每美兀)
时间段 1970-2000 1984-2000 1970-2000 1984-2000
市场主导型 3 4.3 2.7 7
银行主导型 -0.2 0.9 4.5 4.3
所有样本国 0.9 2 2.8 5.3