房价波动对家庭消费影响实证分析

1.指标的选取

通过上分的分析，接下来选取江苏省住房平均销售价格H（元/平方米），家庭可支配收入Y（元/季度），江苏省人均GDP（元/季度），每个家庭平均消费IC（元/季度），失业率Q（%）。在选取数据后，为了降低特殊数据对整体的影响，还需要随数据进行处理。

首先对H,Y,GDP,IC，Q进行季度调整，减少时间对数据的影响，然后进一步对数据进行取对数记为：LN(H)，LN(Y)，LN(GDP)，LN(IC),LN(Q)。然后对数据进行平稳性检验，得到结果如表4-1所示。

表4-1变量的平稳性检测

设置的变量

检验形式 （c,t,k）

Y LNY H LNH GDP LNGDP IC LNIC Q LNQ

（c，T,1） （c，0,1） （c，T,1） （c，T,0） （c，T,1） （c，T,0） （c，T,1） （c，T,0） （c，T,1） （c，T,0）

ADF统计量 -2.870 -6.813 -1.634 -3.532 -1.652 -3.152 -2.866 -5.855 -2.947 -5.0

临界值（1%的显著水平）

-4.121 -4.200 -3.6 -3.699 -3.678 -3.458 -4.323 -3.699 -2.3 -3.6

临界值（5%的显著水平）

-3.144 -3.175 -2.971 -2.297 -2.368 -2.369 -3.580 -2.976 -3.6 -2.568

不平稳 平稳 不平稳 平稳 不平稳 平稳 不平稳 平稳 不平稳 平稳 平稳性

根据表4-1变量的平稳性检测检验结果说明序列 Y是一个非平稳序列。 序列 Y具体的ADF 值为负的2.870大于5％的临界水平负的3.144，换句话说也就是在 95％的置信水平的时候，序列 Y根检验的结果是不拒绝原假设，得到变量Y相关的序列是非平稳时间序列。 而Y的一阶差分刚好与变量Y相反，序列 Y的一阶差分根检验的结果是拒绝原假设，说明 Y的一阶差分是平稳序列；同样可以从表格中看出对于GDP、IC、H、Q来说也有相同的结论，那就是四个参数的

一阶差分根检验的结果是拒绝原假设，四个参数的一阶差分是平稳序列。

2.向量自回归模型

通过上文的分析，发现自回归模型（VAR）比较适合文章的分析，且自回归模型应用也比较广泛，因此引入滞后期为p型的自回归模型：

yt1yt12yt2pytpHxtt,t1,2T （4-1）

其中

ytx，t分别表示为相应的内生和外生变量，T为样本总数，剩下的参数

全部为待估计的参数。t为扰动项。建立此模型后还要进行脉冲相应的求解。现在以二阶VAR模型进行分析：

xia1xt1a2xt2b1yt1b2xt21t,t1,2yic1xt1c2xt2d1yt1d2xt22t

T （4-2）

Eit0,i1,2假设干扰项有如下性质：任意tRvartij

Eit0,i1;2,tst0,x01,y01那么可以得到：t1,x1a,y1ct2,x2a12a2b1c1,y1c1a1c2d1c1

可以得到x 的脉冲冲击引起的 y 的响应。 3.协整检验

从表4-1可以知道，LN(H)，LN(Y)，LN(GDP)，LN(IC),LN(Q) 都是一阶单整的，可能存在着长期均衡关系，这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制，如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。由于本文设计5个变量，故选Johansen 进行协整检验。

表 4-2 Johansen 协整检验

协整检验 假设 没有 特征根 0.681 特征值迹检验结果 迹统计量 53.322 5%临界值 47.856 P 值 0.014 1个 2个 3个 4个 0.381 0.241 0.07 0.423 22.434 9.453 1.9 1.8 29.797 15.494 3.841 2.468 0.275 0.325 0.158 0.094 由表4-2可以得知，p为0.014， p 值小于 0.05，拒绝原假设。所以存在协整关系。而且由表格可以知道最少是1个协整关系。

利用相关计算工具，确定协整方程为：

LN(IC)3.877LN(H)3.602LN(Y)4.096LN(GDP)4.258LN(Q) (4-3)

由式(4-3)可以看出，LN(H)，LN(Y)，LN(GDP)，LN(IC),LN(Q) 是长期均衡关系，并且住房价格波动和家庭消费，以及家庭消费和家庭可支配收入之间是正比例关系。从长期来看，江苏省住房平均销售价格H（元/平方米），家庭可支配收入Y（元/季度）的影响是正向的。江苏省住房平均销售价格LN(H)对家庭消费的回归系数为 3.8777，大于0。可以得到，江苏省住房平均销售价格对家庭消费有着正向推进的影响。可以分析道，江苏省住房平均销售价格某种程度上刺激了居民消费。

4、格兰杰因果检验

为了探究住房价格波动和家庭消费之间具体的因果关系，本文具体做了格兰杰因果检验如下表4-3所示：

表4-3格兰杰因果检验结果 原假设 LN(H)不是 LN(IC)的Granger Cause LN(Y)不是 LN(IC)的Granger Cause LN(GDP)不是 LN(IC)的Granger Cause LN(IC)不是 LN(H)的Granger Cause LN(Y)不是 LN(H)的Granger Cause LN(GDP)不是 LN(H)的Granger Cause LN(IC)不是 LN(Y)的Granger Cause LN(H)不是 LN(Y)的Granger Cause LN(GDP)不是 LN(Y)的Granger Cause 统计量 1.922 4.243 1.938 2.386 3.976 4.871 0.557 0.663 0.902 P 值 结果 0.017 不接受 0.027 不接受 0.167 0.115 接受 接受 0.033 不接受 0.017 不接受 0.580 0.524 0.420 接受 接受 接受 LN(IC)不是 LN(GDP)的Granger Cause LN(H)不是 LN(GDP)的Granger Cause LN(Y)不是 LN(GDP)的Granger Cause LN(Q)不是 LN(GDP)的Granger Cause LN(Q)不是 LN(Y)的Granger Cause LN(Q)不是 LN(H)的Granger Cause LN(Q)不是 LN(IC)的Granger Cause LN(Y)不是 LN(Q)的Granger Cause LN(H)不是 LN(Q)的Granger Cause LN(GDP)不是 LN(Q)的Granger Cause LN(IC)不是 LN(Q)的Granger Cause 1.7 2.653 3.5 2.536 3.2 2.3 2.365 2.367 3.2 2.4 2.987 0.196 0.092 接受 接受 0.045 不接受 0.023 不接受 0.123 0.456 接受 接受 0.012 不接受 0.3 0.213 0.6 0.256 接受 接受 接受 接受 从表4-3江苏省住房平均销售价格H（元/平方米），家庭可支配收入Y（元/季度）的格兰杰因果检验结果，可以看出来p值为0.017拒绝原假设，也就是LN(H)不是 LN(IC)的Granger Cause的假设被拒绝，可以得到，江苏省住房平均销售价格对家庭消费有着正向推进的影响。可以分析到，江苏省住房平均销售价格某种程度上刺激了居民消费。