城鄉(xiāng)家庭住房價值與消費
——基于限購政策的實證研究

■ 歐陽子云，周孟亮

一、引言

居民消費關系著國家經濟發(fā)展。適度拉動內需、提升消費，能夠有效促進國家經濟增長。相比于發(fā)達國家，中國居民儲蓄率偏高而消費偏低。當前復雜國際局勢的影響對推動經濟復蘇和高質量增長提出了更高要求，居民消費的作用更顯重要。財富效應和資產效應是消費增長的渠道。當人們的財富與資產增加時，會意識到永久收入增加，從而會增加消費支出。在以往消費研究中，學者們著重研究各因素對消費規(guī)模、結構、種類的影響程度與機理，比如股市波動、經濟政策實施等（李成和于海東，2021；喬智，2018）。20世紀末中國住房體制改革后，商品房價格不斷上漲，住房無疑成為居民家庭資產的重要組成部分。中國城鎮(zhèn)居民家庭總資產的6成為房屋資產（張浩等，2017）。住宅銷售均價從1998年的1854元/平方米上漲到2020年的9980元/平方米，年均增速10%。從財富水平看，中產家庭的財富增長中有77%來源于房屋資產的升值。

在現(xiàn)階段消費不足的情況下，如何通過家庭房產來帶動消費？居民消費行為與房屋價值有怎樣的關系？是否存在房屋財富效應和資產效應？不同居民的財富效應會有差別嗎？對于這些問題的深入研究，有助于為制定宏觀經濟政策提供參考。

以往文獻從各方面考察居民房地產財富對消費的影響，但仍然存在一些不足。第一，大部分文獻主要從房價角度出發(fā)，忽視各地房產價值差異問題；第二，一部分文獻研究的財富效應，實際上是同一時期不同家庭的財產差異帶來的消費差異，應為資產效應。邊際貢獻在于：一是豐富了房地產資產效應與財富效應的研究；二是比較了自2014年以來，城鄉(xiāng)家庭資產效應和財富效應的變化；三是進一步探討了存在的內生性問題，利用房產限購政策沖擊作為一種工具變量，計算得到實證數(shù)據(jù)。

二、文獻綜述

家庭財富對消費的影響研究有兩個層面：一是不同家庭的財產差異帶來的消費差異，李濤和陳斌開（2014）將其定義為“資產效應”；二是同一家庭的財產變化引起的消費差異，這種差異才是真正的“財富效應”。作為兩種不同作用機制，家庭房產財富變化時帶來的消費變化由兩部分組成。一是預期到的家庭資產變化從資產效應途徑對消費的影響；二是未預期到的房產價格波動從財富效應途徑對消費的影響，如房價上漲時意味著家庭住房財富增值，使家庭對未來預期變好，從而增加消費。

由于社會總財富水平相對穩(wěn)定，研究政策價格波動影響的財富效應更被學者們關注。很多學者發(fā)現(xiàn)了明顯的房產財富效應。Carroll et al.（2011）發(fā)現(xiàn)房產價值高的家庭有更高的居民消費水平，房價變化導致的資產價值意外變化將通過財富效應影響家庭消費。Cheng&Fung（2008）發(fā)現(xiàn)在房價上漲時，存在消費的正向的財富效應與負向的價格效應。黃靜和屠梅曾（2009）發(fā)現(xiàn)財富效應將隨著房價上漲有所減弱。崔光燦（2009）通過面板數(shù)據(jù)方法分析房產的財富效應，發(fā)現(xiàn)房產對消費的影響始終明顯。方齊云和胡飛（2018）發(fā)現(xiàn)家庭資產越多，對各類型支出的消費意愿越大，但房價預期會減少家庭消費支出。尹志超等（2021）認為家庭房產財富上升時，將通過流動性約束渠道來提高消費水平。

房價日益上漲帶來了房貸壓力。調查顯示，居民家庭債務收入比為1.02，城鎮(zhèn)居民家庭負債參與率達到56.5%，其中房貸占比75.9%。所以對那些無房家庭或房屋面積較小想要購置新房產的家庭而言，房屋價值對消費的影響將會由于“房奴效應”的存在而減少。一方面，對于考慮購買住房的家庭來說，房價上升時將通過減少家庭消費來積累購房款項，或者由于購房行為使當前期消費過高，后期的消費也會下降（李濤和陳斌開，2014）。另一方面，若不考慮買房，房價上升所帶來的租金上漲同樣會導致家庭消費減少。

Buiter（2008）發(fā)現(xiàn)房屋的財富效應不明顯，房價上漲只使得那些擁有多套住房的人增加消費，對于無住房或需要提高居住條件購置新住房的人來說，甚至會減少消費。李濤和陳斌開（2014）發(fā)現(xiàn)住房資產的財富效應基本不明顯。陳斌開和楊汝岱（2013）認為房價上漲時，居民將受房奴效應影響削減消費進行大量儲蓄。楊贊等（2014）認為住房財富效應為負，一個重要原因是中國居民較強的再購房動機。陳峰等（2013）探討了短期與長期的財富效應，認為消費調整行為只存在于短期，長期看并不存在住房財富效應。

三、研究設計

（一）模型設定

根據(jù)永久收入的消費理論，當一個人的永久收入增加時，會增加當期消費。家庭住房對于消費的影響也是如此，即國內外學者提出的房屋財富效應，當家庭意識到自己凈資產增加時，會減少儲蓄并增加消費。所以資產財富的增長會由于財富效應提高公眾消費意愿。對于大多數(shù)人來說，購買或者出售房屋的決策會對他們的永久收入引起極大變化，房產價值的上升使得居民對于自身收入的預期上升。在這個過程中，家庭的消費是否會上升，或由于“房奴效應”的影響導致消費上升不多。據(jù)此提出假設1。

H1：住房價值可以通過資產效應與財富效應兩種機制影響居民家庭消費，當家庭房產價值上升時，居民家庭消費增加。

住房財富對不同家庭的影響也存在異質性。Calomiris et al.（2009）認為，低收入的居民存在借貸約束，無法在消費中實現(xiàn)恒久收入，使得財富效應會更大。同時，沒有意愿出售房產的家庭有著很小的財富效應。過往的文獻對于戶主年齡、房產數(shù)量等因素進行大量異質性比較。在中國，根據(jù)生命周期理論，老年家庭由于消費特征、預期未來收入下降的原因，房價上升更可能導致其減少當期消費而增加儲蓄。據(jù)此提出假設2。

H2：住房價值上升對于家庭消費影響是異質的，財富效應將受收入水平、房產數(shù)量、年齡和所處地域等因素的影響。

為檢驗“資產效應”的程度，構建如下實證模型：

選取家庭總支出為被解釋變量，總房屋價值、家庭純收入與房屋數(shù)量為主要解釋變量，控制變量選取了對家庭消費具有重要影響的家庭和戶主的特征變量，包括家庭負債量、家庭規(guī)模等家庭特征與戶主年齡、性別等戶主特征。由于模型可能受到家庭成員性格、消費習慣等遺漏變量的影響，在通過豪斯曼檢驗后，建立面板數(shù)據(jù)模型進行固定效應回歸，可以減少內生性問題。

其中，X表示控制變量，ε為誤差項，u為省份固定效應，c為個體固定效應，λ為時間固定效應。

（二）數(shù)據(jù)來源

中國家庭追蹤調查（CFPS）自2010年正式調查起，每兩年進行一次，可以展現(xiàn)經濟、教育、健康等方面的變遷，樣本覆蓋31個省份。基于2016年底各地推進了第二輪房產限購、限貸政策，選用2014—2018年的家庭經濟與家庭成員問卷數(shù)據(jù)進行研究。

（三）變量選取與描述性統(tǒng)計

選取家庭總支出為被解釋變量，將家庭消費分類為日常家庭消費、非日常家庭消費和經濟幫助消費，將分別觀察房產價值對于這三種支出的影響。在數(shù)據(jù)篩選過程中，先將各年度的家庭經濟問卷和個人自答問卷合并戶主信息，并將戶主年齡限制在20~60歲間，這樣可以保證樣本是處于有收入群體中。問卷中房屋價值、家庭負債的部分調查結果僅給出變量的估計區(qū)間，選取平均數(shù)作為估計值進行計算，去除調查結果中沒有主要解釋變量的樣本，并將家庭總支出、全部家庭純收入和總住房價值進行上下縮尾1%，剔除極端值的影響，最終選取三期共21835個樣本作為混合橫截面數(shù)據(jù)，將三次都在調查樣本中的共8535個樣本作為面板分析數(shù)據(jù)。

表1 變量選取

從混合橫截面樣本統(tǒng)計看，其中城鎮(zhèn)居民共計10524個樣本，農村居民共計11311個樣本。城鎮(zhèn)居民家庭過去12個月總支出平均為5.1萬元，總收入平均為7.5萬元，農村居民與城鎮(zhèn)居民的家庭收入和支出均有一定差距；房屋數(shù)量上，城鎮(zhèn)居民平均為1.16套，農村居民平均為1.12套；在總房屋價值上，城鄉(xiāng)差距較大，城鎮(zhèn)居民總房屋價值達到57.1萬元，約為農村居民的三倍多；在戶主的受教育年限上，城鎮(zhèn)居民比農村居民高三年左右；其他變量的城鄉(xiāng)差距不大。

四、實證結果

（一）住房資產效應檢驗

1.主回歸結果

混合橫截面數(shù)據(jù)具體的回歸結果如表2所示。列（1）—（3）顯示，在其他條件相同時，自有房屋數(shù)量和總房屋價值會顯著的影響家庭總支出，證明存在資產效應。自有房屋數(shù)量增加1%，家庭的總支出會上升4.6%，但在農村家庭中不顯著，說明在農村中房屋數(shù)量對于家庭消費沒有太大影響，這可能是由于農村家庭購房成本低，農村住房作為貸款抵押物價值不高使得融資能力差，同時還可能存在農民工進城使得農村房屋空置的原因?？偡课輧r值每上升1%，家庭總支出會上升6.6%，城市家庭會上升5.0%，農村家庭會上升6.7%，兩者差距不大，資產效應明顯。在控制變量上，家庭負債，家庭人口規(guī)模、戶主婚姻狀況、受教育年限對家庭總支出都有一定的正向影響，有收入者占家庭人口比例對于家庭總支出有顯著負向影響，其他控制變量不顯著。

表2 城鎮(zhèn)與農村的資產效應檢驗

續(xù)表2

列（4）—（6）報告了對日常消費、非日常消費和經濟幫助消費等三種消費類型的資產效應，家庭住房財富增加后，在經濟幫助消費上增加的消費較小，對日常消費的促進作用高于非日常消費。表明當房產升值使得人們在提升非日常消費的同時，家庭居民更愿意大幅提升日常消費的生活品質。

2.城鄉(xiāng)差距對比

如表3所示，無論是城鎮(zhèn)還是農村，資產效應都在逐年下降，證明房價水平的增長可能超過人們收入增加所帶來的購房壓力，但農村家庭的房產資產效應下降較少，農村家庭的財富效應逐漸超越城鎮(zhèn)家庭。費舍爾檢驗表明，在2014年與2016年，城鄉(xiāng)之間的資產效應無顯著差異，城鎮(zhèn)家庭的資產效應略高于農村家庭；2018年城鎮(zhèn)家庭的住房資產效應變得不顯著，農村家庭的消費意愿超過城鎮(zhèn)家庭。

表3 房產資產效應城鄉(xiāng)差距

（二）住房財富效應檢驗

1.主回歸結果

表4列（1）—（3）匯報了財富效應的回歸結果，住房資產的財富效應在整體樣本與城鎮(zhèn)樣本中比較明顯，總房屋價值上升1%，家庭總支出會上升5.5%，而在農村樣本中不顯著，說明未預期的房產價值波動對農村家庭無明顯影響。自有房屋數(shù)量對消費的影響同樣在農村樣本中不顯著。列（4）—（6）報告了不同消費類型的變化情況，房產價值上升僅僅對日常消費和非日常消費存在影響，日常消費的提升高于非日常消費，對經濟幫助消費無影響。

表4 城鎮(zhèn)與農村的財富效應檢驗

2.城鄉(xiāng)居民財富效應差距對比

加入年份與總房屋價值對數(shù)的交互項以及年份、總房屋價值對數(shù)和地區(qū)的三者交互項，以進行城鎮(zhèn)與農村家庭財富效應的比較，如表5所示。

表5 房產財富效應城鄉(xiāng)差距

在財富效應比較中，發(fā)現(xiàn)相比于2014年的財富效應，2016年和2018年的財富效應都有所下降。在2016年，16年份虛擬變量、總房屋價值對數(shù)和地區(qū)交互項的回歸系數(shù)顯著為正，與16年份虛擬變量和總房屋價值對數(shù)的交互項的回歸系數(shù)符號相反。說明相比于2014年，城鎮(zhèn)家庭在2016年比農村家庭的財富效應減少的量要少，且非常顯著。但在2018年，18年份虛擬變量和總房屋價值對數(shù)的交互項系數(shù)是顯著為負的，18年份虛擬變量、總房屋價值對數(shù)和地區(qū)交互項的回歸系數(shù)不顯著。說明2018年和總房屋價值對數(shù)的交互項不受城鎮(zhèn)和農村的影響，印證了農村地區(qū)自精準扶貧以來的變化，農村地區(qū)的生活水平向好。

（三）異質性分析

按照戶主年齡、收入水平、房產數(shù)量和地區(qū)分布分組，進一步考察在不同異質性條件下的財富效應差異。

1.按照戶主年齡分組

將家庭分為青年戶主家庭（20~32歲）、中年戶主家庭（33~46歲）、老年戶主家庭（47~60歲）?？梢园l(fā)現(xiàn)，高年齡段家庭受到房屋價值的影響顯著高于青年、中年家庭，原因可能是青年、中年戶主考慮到有購房支出、子女教育、老人贍養(yǎng)等一系列問題，有增加儲蓄而減少消費的傾向。

2.按照收入水平分組

將樣本分為高收入家庭（高于8萬元）、中等收入家庭（4萬元到8萬元）和低收入家庭（低于4萬元）。結果表明，總房產價值對于家庭總支出的影響都很顯著，但可以看出中產階級在房產方面的壓力。

3.按照住房數(shù)量分組

考慮到擁有多于一套的房產時投資屬性會更明顯，將樣本分為無房或單一住房家庭和多套住房家庭。不同于無房或單房的家庭，多房家庭會在房價上漲中出售閑置房產永久地增加財富，導致消費增加，因此房產的財富效應會顯著增大。

4.按地區(qū)分布分組

將樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)，發(fā)現(xiàn)總房屋價值對消費的影響顯著，在東、西部地區(qū)高，在中部地區(qū)低。中部地區(qū)的家庭在購房方面有壓力，受到一定的“房奴效應”影響。

表6 住房財富效應差異性檢驗

綜上所述，房屋的資產效應與財富效應對不同家庭存在一定差異。總體來看，那些年齡較大、收入較高的家庭的消費更易受到房產價值的影響。對于那些擁有多套房的家庭，房屋更加具有投資品屬性，房屋升值所引起的財富效應比無房或單房的家庭更加明顯。

五、工具變量分析

（一）工具變量的選擇與檢驗

從房價角度構造一個外生變量——住房限購政策，作為識別本地區(qū)總住房價值的工具變量。一方面，限購政策是政府根據(jù)實際市場情況推行政策。住建部也明確表示限購政策只對老百姓的過度投資需求有限制，對于消費需求是沒有影響的，故政策對家庭當年的消費來說沒有直接影響，是外生變量。另一方面，限購政策又直接影響到家庭房產的總價值。

（二）工具變量的計算

參考于申廣軍等（2016）的方法，設定第一階段回歸方程如下：

利用房產限購政策的外生沖擊（交互項η×Z）作為總房產價值的工具變量，識別房產財富效應，Z為限購政策的虛擬變量與期初家庭總房產價值的乘積（Z=T×Housevalue_2014），原因是房產限購政策對不同家庭的影響有差異，初始總房產價值高的家庭，進行限購后對家庭房產價值的影響越大。

結果表明，總房產價值對其他因變量的影響在方向上和顯著性上都與前面財富效應的結果相同?？偡课輧r值與自有房屋數(shù)量在整體樣本與城鎮(zhèn)樣本中對消費的影響顯著，在農村樣本中不顯著。在房產價值上升時，日常消費顯著提高，對非日常消費的影響不顯著。弱工具變量檢驗合理，城鎮(zhèn)與農村樣本的內生性檢驗通過，采用兩階段回歸的估計結果是可信的。

（三）穩(wěn)健性檢驗

利用李濤和陳斌開（2014）提出的財富效應計算方法，即在計量模型中引入上期消費水平來計算財富效應。上文對于家庭消費的定義，采用的是整年的總支出。在穩(wěn)健性檢驗中采用尹志超等（2021）的定義方式，加總水、電、日用品、伙食費等與居住相關的消費作為家庭消費的另一種定義。最后，考慮到無房家庭無法通過出售住房資產用于消費，剔除無房樣本重新回歸分析。結果發(fā)現(xiàn)，住房財富對家庭消費仍具有顯著促進作用，所有變量的符號和系數(shù)都比較穩(wěn)定，與前文結果的差別不大。

六、研究結論

借助CFPS調查數(shù)據(jù)，重點研究了房產價值對消費的資產效應與財富效應。結果表明，通過資產效應與財富效應，家庭房產價值對于家庭消費產生了顯著影響。具體而言，在資產效應檢驗中總房屋價值每上升1個單位，家庭總支出會上升6.6%，在財富效應檢驗中會上升5.5%。在房產價值上升時，日常消費的開支增加會高于非日常消費。在城鄉(xiāng)家庭的比較中，發(fā)現(xiàn)近年來農村居民房產資產效應和財富效應與城鎮(zhèn)居民的差距已經在縮小。異質性分析表明，城鎮(zhèn)中產家庭的購房壓力較大，當總房屋價值上升時，這類家庭的財富效應較低。政府應當建立起適當?shù)淖》勘Ｕ象w系，推行適當?shù)恼邅斫鉀Q弱勢群體的住房問題，幫助這部分人群購置房產，以刺激消費，推動經濟發(fā)展。