王藝++李娜

◆ 中圖分類號：F063.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：基于我國城市居民消費(fèi)金融調(diào)查數(shù)據(jù)，本文探討了房產(chǎn)對城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)的影響，并對其中存在的異質(zhì)性進(jìn)行了深入討論。研究發(fā)現(xiàn)：擁有房產(chǎn)的家庭其總消費(fèi)較無房家庭高；房產(chǎn)總值對家庭總消費(fèi)及食品消費(fèi)具有顯著的正向影響，房產(chǎn)財富消費(fèi)彈性小于金融資產(chǎn)；房產(chǎn)對總消費(fèi)水平更高的家庭影響大于總消費(fèi)水平低的家庭；房產(chǎn)數(shù)量越多，房產(chǎn)總值對家庭總消費(fèi)的影響越小。政府在制定拉動需求的政策時，應(yīng)充分考慮房產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響。

關(guān)鍵詞：房產(chǎn) 財富效應(yīng) 家庭消費(fèi)

改革開放以來，我國取得了舉世矚目的經(jīng)濟(jì)成就，但消費(fèi)不足已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的掣肘。數(shù)據(jù)顯示，1978-2013年，居民消費(fèi)率從48.8%下降到33.6%。中國宏觀經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”大背景下，需要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，而如何有效擴(kuò)大國內(nèi)居民消費(fèi)是實(shí)現(xiàn)增長方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵。2007-2009年金融危機(jī)沖擊的高峰期間，美國房價下跌引發(fā)一系列問題，并波及多個國家和地區(qū)，此次危機(jī)中顯示出來的房產(chǎn)財富效應(yīng)引起學(xué)界高度關(guān)注。所謂的財富效應(yīng)是指居民資產(chǎn)價值的變動對于居民消費(fèi)需求的影響。房產(chǎn)是城鎮(zhèn)居民家庭最重要的財產(chǎn)形式，當(dāng)前我國城鎮(zhèn)居民房產(chǎn)在其家庭總資產(chǎn)的比重達(dá)到60.9%，房產(chǎn)對居民家庭消費(fèi)也有重要的影響，房產(chǎn)財富效應(yīng)表現(xiàn)出特定的異質(zhì)性，需要做深入的探討。因此，在擴(kuò)大內(nèi)需的宏觀經(jīng)濟(jì)背景下，弄清楚房產(chǎn)財富效應(yīng)并檢驗(yàn)其可能存在的異質(zhì)性，對擴(kuò)大內(nèi)需具有重要政策含義。

文獻(xiàn)綜述

資產(chǎn)對消費(fèi)影響的研究在經(jīng)濟(jì)和金融研究領(lǐng)域中占據(jù)重要的地位。經(jīng)典的生命周期消費(fèi)理論（LCH）和持久收入假說（PIH）均認(rèn)為資產(chǎn)是影響消費(fèi)的重要因素。Hall（1978）將LCH對未來預(yù)期的強(qiáng)調(diào)和PIH對人口統(tǒng)計(jì)變量的強(qiáng)調(diào)兩個特點(diǎn)結(jié)合起來，同時結(jié)合理性預(yù)期理論，創(chuàng)立了LC-PIH模型。式（1）為LC-PIH模型的簡化形式。

C=aW+bYP，a>0，b<1 （1）

其中C表示消費(fèi)，YP表示永久性收入，W表示消費(fèi)者擁有的凈財富。

國外關(guān)于房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究開展的較早，成果比較豐富。Engelhardt（1996）以PSID數(shù)據(jù)庫中年齡在65周歲以下?lián)碛蟹慨a(chǎn)的家庭的數(shù)據(jù)，估計(jì)得出美國中等收入家庭房地產(chǎn)收益的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.03。Benjamin et al.（2004）運(yùn)用美國1952-2001年的數(shù)據(jù)，得出房地產(chǎn)財富的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.08，比Engelhardt（1996）得出的數(shù)值大。國外關(guān)于房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究主要集中分析發(fā)達(dá)國家的問題。

國內(nèi)關(guān)于房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究起步較晚，受制于微觀數(shù)據(jù)的限制，早期研究主要是基于宏觀數(shù)據(jù)，如胡振等（2015）利用1985-2005年宏觀數(shù)據(jù)，分析城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)的財富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)的財富效應(yīng)大于金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)，但兩者差別不大。王柏杰等（2010）利用2003-2010年省際面板數(shù)據(jù)，利用工具變量法考察了房地產(chǎn)財富的短期和長期消費(fèi)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果顯示：我國房地產(chǎn)財富的總體短期消費(fèi)效應(yīng)為0.11，長期消費(fèi)效應(yīng)則為0.29。張大永和曹紅（2012）利用CHFS數(shù)據(jù)庫的詳細(xì)微觀數(shù)據(jù)分析了房產(chǎn)的財富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)對居民消費(fèi)存在顯著的正向影響，且房產(chǎn)比金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)更大。解堊（2012）分析了房產(chǎn)對耐用消費(fèi)品和非耐用消費(fèi)品消費(fèi)的影響，證實(shí)房產(chǎn)的消費(fèi)彈性在0.07-0.09之間，城市家庭的房產(chǎn)消費(fèi)彈性高于農(nóng)村家庭。李濤和陳斌開（2014）基于國家統(tǒng)計(jì)局的中國城鎮(zhèn)居民家庭調(diào)查數(shù)據(jù)詳細(xì)分析了房產(chǎn)對居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)的資產(chǎn)效應(yīng)相對微弱?？梢园l(fā)現(xiàn)國內(nèi)研究多使用宏觀數(shù)據(jù)，宏觀數(shù)據(jù)存在的問題是難以對理論的有效性進(jìn)行驗(yàn)證，這就是所謂的宏觀數(shù)據(jù)的“可加性”難題，因此使用宏觀數(shù)據(jù)得出的結(jié)論值得商榷。當(dāng)前僅有的利用微觀數(shù)據(jù)的研究，往往對家庭房產(chǎn)財富效應(yīng)異質(zhì)性的探討不足，需要進(jìn)一步的加強(qiáng)研究。

模型、數(shù)據(jù)與變量

（一）模型

本研究的模型借鑒方程式（1）的形式，采取如下兩個模型來分析房產(chǎn)的財富效應(yīng)。式（2）用來檢驗(yàn)房產(chǎn)財富效應(yīng)是否存在，式（2）中被解釋變量C表示家庭消費(fèi)，DH表示是否有房屋，是一個啞變量，持有自有房產(chǎn)記為1，否則為0，X表示控制變量，如收入、金融資產(chǎn)、其它資產(chǎn)等。

LnCi=α0+α1DHi+βXi+εi （2）

如果房產(chǎn)財富效應(yīng)存在，則有房家庭和無房家庭應(yīng)存在顯著的差異。模型（3）用來檢驗(yàn)房產(chǎn)財富效應(yīng)的大小，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的不平衡性，因此需要檢驗(yàn)整體房產(chǎn)財富效應(yīng)的大小，也需檢驗(yàn)房產(chǎn)財富效應(yīng)的地區(qū)差異性。式（3）中被解釋變量C是家庭消費(fèi)，解釋變量中，H表示房產(chǎn)價值，X同式（2）表示控制變量。

LnCi=α0+α1Hi+βXi+εi （3）

（二）數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)使用清華大學(xué)2012年在全國范圍內(nèi)開展的城市居民消費(fèi)金融研究調(diào)研數(shù)據(jù)（該調(diào)研主要依托于清華大學(xué)中國金融研究中心廖理主持的國家自然科學(xué)基金重大課題“中國城市居民消費(fèi)金融研究”，項(xiàng)目編號71232003），調(diào)研共選擇24個具有代表性的地級以上城市，采取隨機(jī)抽樣的辦法進(jìn)行抽樣，共收集有效樣本3122份，其中東部地區(qū)1180份、中部地區(qū)992份、西部地區(qū)950份。該調(diào)研是當(dāng)前在國內(nèi)可以公開獲得的比較新的數(shù)據(jù)，樣本量較大，具有較好的代表性。樣本城市覆蓋東北、華北、華東、華南、華中、西北、西南地區(qū)。此次數(shù)據(jù)收集了豐富的個人和家庭信息，內(nèi)容涉及到家庭基本信息、家庭金融行為、金融消費(fèi)者保護(hù)、金融知識、家庭金融教育、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、消費(fèi)習(xí)慣和生活態(tài)度，共計(jì)七個部分。樣本的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與2010年全國第六次人口普查比較接近，具有較好的代表性，本研究所有的數(shù)據(jù)處理工作主要使用Stata11.0來完成。

表1是樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析?？梢钥闯黾彝ツ晗M(fèi)總額為6.0萬元，其中食品支出為1.5萬元。從樣本家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)看，房產(chǎn)是家庭最重要的資產(chǎn)形式，房產(chǎn)總值為115.7萬元，遠(yuǎn)高于非房產(chǎn)資產(chǎn)。非房產(chǎn)資產(chǎn)平均額度約為60.1萬元，其中金融資產(chǎn)為28.6萬元。是否擁有房產(chǎn)這一虛擬變量的均值為0.9，可見有房家庭占的比重更高，戶均房產(chǎn)套數(shù)為1.3。家庭人口規(guī)模是3.1，可知三口之家是主流的家庭人口結(jié)構(gòu)模式。

（三）變量

本研究的被解釋變量是家庭消費(fèi)，既包括總消費(fèi)，也包括家庭食品消費(fèi)和非食品消費(fèi)。核心解釋變量是家庭房產(chǎn)。在文獻(xiàn)梳理的過程中發(fā)現(xiàn)，影響家庭消費(fèi)的因素即本文模型中的控制變量，主要包括以下幾類：家庭收入、非房產(chǎn)資產(chǎn)總額、家庭人口規(guī)模、戶主年齡、戶主職業(yè)、收入預(yù)期、學(xué)歷等。

房產(chǎn)財富效應(yīng)的實(shí)證分析

（一）房產(chǎn)財富效應(yīng)存在性檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)房產(chǎn)財富效應(yīng)是否存在。采取如下思路：將房產(chǎn)擁有情況設(shè)置為啞變量，擁有房產(chǎn)賦值為1，否則為0，在既有文獻(xiàn)支撐的基礎(chǔ)上選擇控制變量，然后進(jìn)行回歸，如果房產(chǎn)虛擬變量的影響是顯著的，則說明房產(chǎn)的財富效應(yīng)是存在的，反之則不存在。同時，考慮到我國經(jīng)濟(jì)的地域差異特征，將樣本家庭按照地域分成東部、中部和西部三個子樣本進(jìn)行回歸。此外，考慮到省會城市和非省會城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距，將樣本分成省會城市和非省會城市再次進(jìn)行回歸。這樣可以對房產(chǎn)財富效應(yīng)存在性進(jìn)行更細(xì)致的刻畫。

表2是房產(chǎn)財富效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)結(jié)果。從中可以看出，不管是全部樣本還是分東部、中部及西部的子樣本，dummyhouse的回歸系數(shù)在全部樣本中為正，且在1%的水平下顯著。在東部地區(qū)樣本中也顯著為正，在中部地區(qū)樣本中房產(chǎn)對家庭消費(fèi)存在正效應(yīng)，且在1%的水平下顯著。在西部地區(qū)樣本中對消費(fèi)的影響效應(yīng)為正，但不顯著。此外，省會城市和非省會城市樣本家庭房產(chǎn)財富效應(yīng)均是顯著的，且非省會城市的房產(chǎn)影響力度更大。從表2中還可以看出，家庭年收入對家庭消費(fèi)的影響是最大的，非房產(chǎn)資產(chǎn)及家庭人口規(guī)模對消費(fèi)的影響也均顯著為正。

（二）房產(chǎn)財富效應(yīng)的檢驗(yàn)

1.房產(chǎn)財富效應(yīng)：區(qū)域差異。表2僅將房產(chǎn)設(shè)定為虛擬變量，僅能檢驗(yàn)房產(chǎn)財富效應(yīng)的存在性，但不能看出房產(chǎn)財富效應(yīng)的大小。本文利用房產(chǎn)價值表征房產(chǎn)財富，來檢驗(yàn)其對家庭消費(fèi)的影響。與表2對子樣本分類的思路一致，既考察東部、中部和西部的房產(chǎn)財富效應(yīng)大小，同時進(jìn)一步驗(yàn)證房產(chǎn)財富效應(yīng)在省會城市和非省會城市之間的差異?；貧w結(jié)果如表3所示。

從表3中可以看出，房產(chǎn)總值對家庭消費(fèi)的影響顯著為正，且在5%的水平下顯著。房產(chǎn)對消費(fèi)的顯著的正向影響在東部和西部也存在，但在中部影響效應(yīng)雖然為正，卻并不顯著。在西部地區(qū)的影響效應(yīng)大于東部和西部地區(qū)。全樣本的房產(chǎn)財富消費(fèi)彈性小于金融資產(chǎn)，東部地區(qū)房產(chǎn)消費(fèi)彈性大于金融資產(chǎn)，而中部和西部則是房產(chǎn)消費(fèi)彈性小于金融資產(chǎn)。從省會城市和非省會城市來看，房產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響也均是顯著的。

表2、表3中有關(guān)房產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響均為均值回歸，沒有考慮在不同消費(fèi)水平上，房產(chǎn)對消費(fèi)的影響可能發(fā)生結(jié)構(gòu)上的改變，那么在不同的家庭總消費(fèi)和食品消費(fèi)水平上，房產(chǎn)對消費(fèi)的影響呈現(xiàn)出怎樣的特征？分位數(shù)回歸可以實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)。圖1是根據(jù)分位數(shù)回歸結(jié)果做出的折線圖，控制變量與式（3）中的相同?？梢钥闯?，房產(chǎn)對家庭總消費(fèi)的影響隨著分位點(diǎn)的變動呈現(xiàn)出單調(diào)遞減的變動趨勢，即房產(chǎn)對總消費(fèi)水平高的家庭影響較總消費(fèi)水平低的家庭的影響要小。對食品消費(fèi)影響的趨勢與總消費(fèi)不同，隨著分點(diǎn)的大小，整體呈現(xiàn)先上升后下降再上升的波動特征。

2.房產(chǎn)財富效應(yīng)：總消費(fèi)與食品消費(fèi)。下文驗(yàn)證房產(chǎn)對家庭總消費(fèi)和食品消費(fèi)的影響是否存在差異。由表3可知，房產(chǎn)與其它資產(chǎn)整體上對家庭消費(fèi)存在顯著的影響，需要進(jìn)一步分析其它資產(chǎn)和房產(chǎn)對消費(fèi)的協(xié)同作用效果，這里引入房產(chǎn)虛擬變量與金融資產(chǎn)和其它資產(chǎn)的交互項(xiàng)。

表4給出了回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果（1）顯示的是不考慮房產(chǎn)虛擬變量和金融資產(chǎn)與其它資產(chǎn)的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果（2）是僅考慮房產(chǎn)虛擬變量與金融資產(chǎn)的交互作用，回歸結(jié)果（3）是僅考慮房產(chǎn)虛擬變量與其它資產(chǎn)的交互項(xiàng)。表4最后三列考察的是房產(chǎn)對家庭食品消費(fèi)的影響，回歸結(jié)果（4）-（6）房產(chǎn)虛擬變量與金融資產(chǎn)和其它資產(chǎn)的交互作用的選擇，和回歸結(jié)果（1）-（3）一樣?？梢钥闯鲈趯傁M(fèi)的影響上，在控制房產(chǎn)虛擬變量和金融資產(chǎn)及其它資產(chǎn)的交互作用后，房產(chǎn)總值對家庭總消費(fèi)的影響依然是顯著的，同時還可以發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果（3）中，房產(chǎn)虛擬變量與其它資產(chǎn)的交互作用也是顯著的，且顯著大于房產(chǎn)虛擬變量與金融資產(chǎn)的交互作用，說明有房的同時還具有其它資產(chǎn)的家庭，房產(chǎn)對消費(fèi)的影響更加顯著。

在對食品消費(fèi)的影響上，房產(chǎn)總值對家庭消費(fèi)的影響表現(xiàn)出了較強(qiáng)的穩(wěn)健性，因?yàn)榛貧w結(jié)果（5）和（6）分別是控制了房產(chǎn)虛擬變量和金融資產(chǎn)及其它資產(chǎn)交互作用后，房產(chǎn)總值對消費(fèi)的影響均沒有發(fā)生變化。對比家庭總消費(fèi)和食品消費(fèi)，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)對食品消費(fèi)的影響較總消費(fèi)的影響大?？赡艿脑蚴牵何覈用穹慨a(chǎn)是家庭資產(chǎn)的主要形式，房產(chǎn)總值越大，家庭收入往往越高，而高收入家庭的恩格爾系數(shù)是比較低的，食品等生存型消費(fèi)的比重往往也越低。

3.房產(chǎn)財富效應(yīng)：房產(chǎn)套數(shù)。前面的實(shí)證研究已經(jīng)證實(shí)，是否擁有房產(chǎn)對家庭消費(fèi)存在顯著的影響，房產(chǎn)總值對家庭消費(fèi)也具有顯著的影響，但沒有探討家庭房產(chǎn)套數(shù)對家庭可能存在的影響。本文將驗(yàn)證房產(chǎn)套數(shù)對家庭消費(fèi)的影響，并探討其中可能存在的異質(zhì)性，分析異質(zhì)性背后可能的原因。具體的做法是將樣本家庭按照房產(chǎn)套數(shù)進(jìn)行分類，對各類子樣本進(jìn)行回歸。實(shí)證結(jié)果如表5所示。

整體上看，房產(chǎn)數(shù)量越多，房產(chǎn)總值對家庭消費(fèi)的影響越小。具體來看，僅擁有一套房的家庭，房產(chǎn)對消費(fèi)的影響大于擁有兩套或三套房的家庭，但小于擁有四套房的家庭。當(dāng)家庭持有不少于四套房時，房產(chǎn)總值對消費(fèi)的影響。房產(chǎn)的消費(fèi)彈性系數(shù)在0.001-0.030之間。還可以發(fā)現(xiàn)收入對擁有不同房產(chǎn)套數(shù)家庭消費(fèi)的影響都是顯著的，且房產(chǎn)套數(shù)越多的家庭邊際消費(fèi)傾向整體上越小?？赡艿脑蚴牵簩碛卸嗵追慨a(chǎn)的家庭而言，一般都是比較富裕的家庭，越富裕的家庭消費(fèi)的絕對量越大，更強(qiáng)調(diào)享受型和發(fā)展型消費(fèi)。

結(jié)論

本文利用清華大學(xué)中國金融研究中心（CCFR）提供的中國城市居民消費(fèi)金融研究微觀數(shù)據(jù)，從微觀視角出發(fā)，定量考察了房產(chǎn)財富效應(yīng)并分析了其中可能存在的異質(zhì)性。本文選取家庭房產(chǎn)作為核心解釋變量，力求把握住居民家庭消費(fèi)的主方向；在被解釋變量家庭消費(fèi)的選取中，既包括總消費(fèi)，也包括家庭食品消費(fèi)和非食品消費(fèi)，能夠較為完整的體現(xiàn)家庭消費(fèi)的組合狀況。因?yàn)榧彝ハM(fèi)受到多方面的影響，本文將家庭收入、非房產(chǎn)資產(chǎn)總額、家庭人口規(guī)模、戶主年齡、戶主職業(yè)、收入預(yù)期、學(xué)歷等作為控制變量。研究發(fā)現(xiàn)：一是房產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響顯著為正，且在西部地區(qū)的影響效用尤為突出，在東部地區(qū)居民的房產(chǎn)消費(fèi)彈性明顯大于金融資產(chǎn)；二是家庭房產(chǎn)總值對家庭總消費(fèi)及食品消費(fèi)具有顯著的正向影響，且對食品消費(fèi)的影響更大，房產(chǎn)與其它資產(chǎn)交互作用對總消費(fèi)的影響顯著大于房產(chǎn)與金融資產(chǎn)的交互作用；三是房產(chǎn)對總消費(fèi)水平更高的家庭影響大于總消費(fèi)水平低的家庭；四是按照房產(chǎn)套數(shù)對家庭進(jìn)行劃分后進(jìn)行實(shí)證分析，可以進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)數(shù)量越多，房產(chǎn)總值對家庭總消費(fèi)的影響越小。綜上分析，本文通過實(shí)證分析得到的結(jié)論是穩(wěn)定的。

研究表明，我國城鎮(zhèn)居民自有房產(chǎn)持有率為92%，房產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中的比重達(dá)到60.9%，可見房產(chǎn)是城鎮(zhèn)居民家庭最主要的財產(chǎn)形式，房產(chǎn)對居民家庭消費(fèi)的影響尤為突出。房產(chǎn)財富又具有其特定的異質(zhì)性，把握好房產(chǎn)影響消費(fèi)的路徑，最大程度的開發(fā)和挖掘房產(chǎn)對居民消費(fèi)的刺激作用，對家庭消費(fèi)水平的提高有明顯的促進(jìn)作用。本研究的政策含義是，房產(chǎn)對消費(fèi)具有顯著的影響，在拉動經(jīng)濟(jì)更強(qiáng)調(diào)內(nèi)需的時候，需要充分考慮居民家庭的房產(chǎn)持有情況，提升房產(chǎn)在家庭投資組合中的比率。

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