□ 謝旭斌

(武漢大學 湖北 武漢 430072)

一、引言

自1998年住房改革實施以來，我國居民的房屋擁有率大幅度提升，2007年至今，我國房地產價格經歷了一個快速上漲的過程，使得居民的購房負擔偏離正常收入支付水平，帶來各界人士對“高房價是否導致國內高儲蓄、低消費”的猜疑。房產價格的變動從消費品和投資品兩個角度，影響著居民的消費。從消費品角度來看，過高的房價會迫使消費者減少在未來的消費；從投資品角度來看，房價的增長會使得投資者的總資產增加，從而促進投資者的消費。那么在房價高速增長的背景下，房產價值對于家庭消費的影響究竟如何？高房價會降低還是提高家庭消費水平呢？房產價格又是如何對家庭消費水平產生影響的？

二、文獻綜述

根據生命周期理論，家庭財富的大小和財富的變動會影響到消費支出，房地產作為家庭的重要財富，當房價波動時，人們的財富存量發(fā)生變化，從而直接影響人們的收入分配、消費支出和消費決策，進而影響總需求和經濟增長，這就是房地產財富效應。

國外學者針對房地產財富效應進行了大量的實證研究，研究方法主要有2種，一種方法是采用對數形式，估計房地產財富的消費彈性，另一種方法是采用差分形式，估計房地產財富的邊際消費傾向。

在針對單類資產價值與消費關系的研究中，房地產財富效應基本得到確認。Skinner(1989)[1]發(fā)現(xiàn)房地產財富對消費存在顯著影響，Skinner(1996)[2]認為房地產財富增加會使年輕家庭增加消費，但對年老家庭的消費影響不大。Engelhardt(1996)[3]采用收入動態(tài)面板調查數據PSID(Panel Study of Income Dynamics)對住房擁有家庭的消費與房價關系進行了研究，發(fā)現(xiàn)房屋資本利得的邊際消費傾向為0.03，但家庭的行為反應存在不對稱性——資本增值時家庭消費不變，資本減值時消費減少。

駱祚炎(2008)[5]以1985～2006年的年度數據，采用VAR模型，分析表明，居民金融資產和住房資產財富效應存在，金融資產財富效應超過住房資產財富效應。然而，劉旦和姚玲珍(2008)[6]研究表明，1979～1999年，我國城鎮(zhèn)住宅資產對消費的影響不顯著；2000～2006年，住宅財富效應整體上為負，即房價上漲對居民消費產生了抑制作用。

但是當前在該領域的研究中，基本都是對于房地產財富效應總體趨勢上的影響，很少有對房地產財富效應中，消費品屬性的抑制效應或者投資品屬性的促進效應分解進行研究的研究報告或者成果。本文利用家庭金融數據庫，通過房地產財富效應和微觀經濟學基本理論作為基礎，構建模型并且通過實證分析來驗證，在房地產財富效應中存在的兩種不同的影響效應：作為消費品的抑制效應和作為投資品的促進效應。

三、模型構建

可以認為家庭的總消費由兩部分構成，一部分用于購置房產，剩下的部分統(tǒng)稱為其他消費。假設家庭現(xiàn)有的稟賦中已經包含房產，我們據此構建斯勒斯基方程式，在房地產價格上升的情況下，我們可以通過分解價格的變動來進一步了解房地產財富效應。

根據斯勒斯基方程分析，當房地產價格上升時，替代效應使得部分家庭支出從房地產轉向消費性支出，消費水平增加；一般收入效應傾向于抑制消費支出，但是由于先天稟賦的存在，房價上升使得消費者所持有資產增加，消費者購買力增強，因此收入效應是否促進消費性支出取決于一般收入效應和稟賦收入效應誰的影響更大。綜合而言，房價變動導致的消費性支出的總變動可以概括為：

消費性支出的總變動=替代效應引起的變動+一般收入效應引起的變動+稟賦收入效應引起的變動

在斯勒斯基方程中的替代效應和收入效應對消費性支出的影響，其實正好對應了當前關于房地產價格對于消費性支出影響的兩種爭議：房價上漲是抑制消費還是促進消費？從模型中可以看出，這其實取決于不同家庭單位對于三種效應的反應程度，三種效應的相對大小共同決定房價變動對于家庭單位消費水平的影響:對于房產更多的體現(xiàn)消費品屬性的家庭，替代效應和一般收入效應會相對較大，房地產財富效應相對較??；對于房產更多體現(xiàn)投資品屬性的家庭來說，其稟賦收入效應會更加明顯，房地產財富效應相對較大。

首先，為了驗證房地產財富效應是否真的存在，我們構建關于消費水平和是否擁有房產的虛擬變量的模型(1):

lnC=a0+a1D+a2Y+a3Wnonhouse+Σa4iXi+ε

(1)

其中C表示家庭的消費性支出；D表示家庭是否擁有自有房產的虛擬變量，1表示擁有房產，0表示不擁有；Y表示家庭的年收入；Wnonhouse表示家庭的非房屋資產，X表示各控制變量，包括家庭成員個數、戶主性別、民族、年齡、文化程度、政治面貌、是否農業(yè)戶口、婚姻狀況、工作狀況、有無企業(yè)年金、身體狀況、去年是否失業(yè)等。

在模型(1)的基礎上，我們可以進一步探討房產價值和消費性支出之間的相關關系，其回歸方程可以表示為：

lnC=a0+a1lnWhouse+a2Y+a3Wnonhouse+Σa4iXi+ε

(2)

lnC=a0+a1lnWhouse+a2Y+a3Wfinancial+a4Wother+a5Wsocial+Σa6iXi+ε

(3)

在模型(2)中，主要解釋變量Whouse表示房屋資產，控制變量中，Wnonhouse表示非房屋資產，Y表示家庭年收入，該回歸方程進一步考察房地產財富效應的大??；而在模型(3)中，將非房屋資產分解成金融資產Wfinancial、其他實物資產Wother、社保賬戶資產Wsocial，分析他們對消費影響的差異。

四、實證分析

實證分析主要有兩個部分：驗證房地產財富效應、檢驗房地產財富效應差異性。

(一)驗證房地產財富效應

根據模型一的設定，被解釋變量是家庭消費水平的自然對數，主要解釋變量是是否擁有房產的虛擬變量D，以收入、非房屋資產和其他人口學特征變量作為控制變量，驗證房地產財富效應的存在，結果如表二所示。

從回歸結果中可以發(fā)現(xiàn)，是否擁有房產的虛擬變量D的系數為0.241，且在1%的置信度下顯著，說明在其他條件相同的情況下，擁有房產的家庭消費水平較于沒有房產的家庭更高。在模型一a中，非房屋資產被分解成了金融資產、其他實物資產和社保賬戶資產三個部分進行回歸，其中，虛擬變量D的回歸系數和顯著性基本沒有變化，說明房地產財富效應確實存在。

在模型二中，被解釋變量是家庭消費水平的自然對數，主要解釋變量是房屋資產的自然對數LNWhouse，與其他控制變量進行回歸，用于進一步考察房地產財富效應的數量關系。從回歸結果來看，變量LNWhouse的系數為0.199，并且結果顯著，表明從樣本總體來看，房屋資產增加1%，家庭消費水平將提高19.9%。

模型三在模型二的基礎上，將非房屋資產被分解成了金融資產、其他實物資產和社保賬戶資產三個部分進行回歸，其中LNWhouse的系數為0.218，相比較于模型二中LNWhouse的系數其數值和顯著性變化均不大，說明該數值存在一定的穩(wěn)健性，進一步證明了房地產財富效應的存在。

表二

(二)檢驗房地產財富效應差異性

根據家庭收入和戶主年齡的不同，我們進一步將有效樣本進行分組，檢驗不同組別之間的房地產財富效應差異。

首先根據戶主年齡，我們將樣本分成20～35、35～50、50～65三組進行回歸分析，回歸結果如表二所示。由回歸結果可知，房地產財富效應在不同年齡層次之間存在明顯差異，其中，20～35歲的青年組消費水平對于房屋資產變動最明顯，其次是老年組，中年組反應最不敏感，但是三組之間的差異不大。

其次根據家庭收入，在分位數的意義下，將樣本中收入最低的30%樣本劃入低收入組，將收入在30%～70%的樣本部分劃入中等收入組，將收入最高的70%～100%的樣本劃入高收入組，回歸結果如表三所示。從回歸結果中可以發(fā)現(xiàn)，三個收入層次的家庭，其房屋資產對于消費都有著正效應，并且回歸系數均顯著。綜合來看，房地產財富效應在收入和年齡的不同組別之間存在明顯的差異性，不同組別的消費水平對于房屋資產變動的敏感性不同。

表三

五、研究結論

研究表明，房屋資產對于家庭消費水平有著顯著影響，總體上表現(xiàn)為促進作用。在本文的實證分析中，通過將非房屋資產拆分為金融資產、其他實物資產和社保賬戶資產進行穩(wěn)健性檢驗，結果表明回歸系數具有穩(wěn)健性，進一步驗證了房地產財富效應的存在。