趙衛(wèi)亞 王薇

收稿日期：2013-05-31

基金項(xiàng)目：

作者簡(jiǎn)介：趙衛(wèi)亞（1956-），男，河北唐山人，浙江工商大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院教授，研究方向?yàn)橛?jì)量經(jīng)濟(jì)；王薇（1988-），女，浙江嘉興人，浙江工商大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)橛?jì)量經(jīng)濟(jì)。

摘要：使用CHFS2010微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)分析中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性和差異性。通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國(guó)城鎮(zhèn)家庭存在微弱的住宅財(cái)富效應(yīng)，且短期內(nèi)住房?jī)r(jià)格的過(guò)快上漲抑制了住宅財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。（2）產(chǎn)權(quán)完備且合法的大產(chǎn)權(quán)住房具有財(cái)富效應(yīng)，小產(chǎn)權(quán)住房則替代效應(yīng)明顯；中青年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)顯著大于老年家庭；地方經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、家庭收入水平越高，住宅財(cái)富效應(yīng)越大；中國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)的“馬太效應(yīng)”日益顯著。

關(guān)鍵詞：住宅財(cái)富效應(yīng)；住宅產(chǎn)權(quán)；收入水平；地區(qū)差異；CHFS2010

文章編號(hào)：2095-5960（2013）05-0007-08

；中圖分類(lèi)號(hào)：F063.2

；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、問(wèn)題的提出

自1998年住宅商品化改革以來(lái)，中國(guó)住房?jī)r(jià)格持續(xù)上漲，其中部分大中城市房?jī)r(jià)的漲幅較大。截至2012年底，已經(jīng)有北京、上海、深圳等多個(gè)城市的住宅銷(xiāo)售均價(jià)超過(guò)2萬(wàn)元/平方米，房?jī)r(jià)的大幅上漲使擁有自有住房家庭的住宅資產(chǎn)增值（表1），產(chǎn)生可觀(guān)的財(cái)富收益；但過(guò)高的房?jī)r(jià)對(duì)城鎮(zhèn)新增家庭卻是巨大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，產(chǎn)生了備受關(guān)注的“房奴效應(yīng)”。圍繞房?jī)r(jià)上漲背景下是否存在住宅財(cái)富效應(yīng)的爭(zhēng)論持續(xù)不斷，但鮮有從儲(chǔ)蓄視角深入研究和探討住宅財(cái)富效應(yīng)問(wèn)題。CHFS2010微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅資產(chǎn)約占家庭財(cái)產(chǎn)的80%以上；住宅資產(chǎn)作為家庭的重要財(cái)富，必將成為城鎮(zhèn)家庭生命周期中支配消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為的關(guān)鍵性因素。

本文使用CHFS2010微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，從儲(chǔ)蓄與住宅財(cái)富視角分析中國(guó)城鎮(zhèn)家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)，主要解決兩個(gè)問(wèn)題：第一，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)是否降低了家庭預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，或者擠占了家庭非住房消費(fèi)；第二，住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、不同地區(qū)、不同收入層和年齡段家庭中是否有所不同。全文共分為五部分，第二部分簡(jiǎn)單介紹住宅財(cái)富效應(yīng)理論，在回顧國(guó)內(nèi)外住宅財(cái)富效應(yīng)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上提出本文的創(chuàng)新點(diǎn)。第三部分主要介紹本文的理論模型及樣本數(shù)據(jù)。第四部分在簡(jiǎn)單描述中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅市場(chǎng)的自有特征之后，重點(diǎn)分析住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性和差異性。最后在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上給出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

根據(jù)生命周期-持久收入理論，居民將按其一生的收入和財(cái)富安排消費(fèi)儲(chǔ)蓄。住宅資產(chǎn)作為家庭重要的財(cái)富，當(dāng)住房?jī)r(jià)格發(fā)生變動(dòng)進(jìn)而住宅存量、增量?jī)r(jià)值也變化時(shí)，居民將基于住宅財(cái)富的變動(dòng)調(diào)整其消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為，這就是住宅的財(cái)富效應(yīng)。

國(guó)外對(duì)住宅財(cái)富效應(yīng)的研究開(kāi)始得較早，研究文獻(xiàn)普遍認(rèn)為發(fā)達(dá)自由市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家存在顯著的住宅財(cái)富效應(yīng)，且住宅財(cái)富效應(yīng)在國(guó)際間的差異較大。

Yoshikawa and Ohtake（1989）[1]在研究日本房?jī)r(jià)和儲(chǔ)蓄關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，住宅價(jià)格與租房者的儲(chǔ)蓄之間負(fù)相關(guān)；較高的房?jī)r(jià)超出了計(jì)劃購(gòu)房者的承受能力，日本租房者以奢侈品消費(fèi)代替住房消費(fèi)，這種現(xiàn)象當(dāng)時(shí)被稱(chēng)為“絕望消費(fèi)”。住宅價(jià)格不斷上漲，自有住房者和租房者卻都動(dòng)用儲(chǔ)蓄增加消費(fèi)。Engelhardt（1996）[2]研究1984—1989年美國(guó)住宅價(jià)格變動(dòng)與65歲以下房東儲(chǔ)蓄變動(dòng)，并使用面板動(dòng)態(tài)收入（PSID）方法估計(jì)得到美國(guó)中等收入家庭住宅的財(cái)富效應(yīng)為0.03。房?jī)r(jià)上升時(shí)，家庭的儲(chǔ)蓄行為不變；房?jī)r(jià)下降時(shí)，家庭將減少儲(chǔ)蓄，即房產(chǎn)收益不太會(huì)改變他們的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。Alexander等（2002）[3]在研究OECD國(guó)家住宅財(cái)富效應(yīng)時(shí)，將OECD16國(guó)分為市場(chǎng)主導(dǎo)型國(guó)家和銀行主導(dǎo)型國(guó)家兩個(gè)樣本，通過(guò)面板數(shù)據(jù)共積估計(jì)方法回歸1985—2000年數(shù)據(jù)。全樣本估計(jì)住宅財(cái)富效應(yīng)為0.035，其中市場(chǎng)主導(dǎo)型國(guó)家為0.031，而銀行主導(dǎo)型國(guó)家為0.107。Catte（2004）[4]同樣使用OECD國(guó)家數(shù)據(jù)和面板估計(jì)方法，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各國(guó)的住宅財(cái)富效應(yīng)差異較大：如澳、加、荷三國(guó)在0.05—0.08之間，而意、日、西、英、美五國(guó)在0.01—0.02之間，法、德兩國(guó)則不存在顯著的住宅財(cái)富效應(yīng)。Can（2007）[5]研究香港2000—2002年12個(gè)季度個(gè)人交易數(shù)據(jù)時(shí)發(fā)現(xiàn)，住宅財(cái)富每提高1%，居民消費(fèi)將增加0.17%，即住宅可以降低家庭的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，進(jìn)而提高家庭消費(fèi)。Muellbauer（2007）[6]研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價(jià)格上漲與信貸條件的變化顯著相關(guān)，在信貸條件較為寬松的OECD國(guó)家，房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)比較明顯；在轉(zhuǎn)型國(guó)家，房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)有待進(jìn)一步探究。

中國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)化剛剛興起，金融信貸體系不夠完善，市場(chǎng)尚未成熟，住宅財(cái)富效應(yīng)的定量研究開(kāi)始相對(duì)較晚、爭(zhēng)議頗多。研究視角主要基于以下三方面，一是直接考察住宅資產(chǎn)存量、增量對(duì)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄的影響；二是分析住宅資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄的影響；三是考慮長(zhǎng)短期、住宅產(chǎn)權(quán)、人口因素、收入水平、地區(qū)差異等因素對(duì)住宅財(cái)富效應(yīng)不同程度的影響。研究結(jié)果普遍認(rèn)為中國(guó)住宅市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)微弱、擠占效應(yīng)明顯。

Wang and Wen（2010）[7]研究發(fā)現(xiàn)： 不存在借貸約束和人口不變時(shí)，房?jī)r(jià)的上升并不能夠解釋中國(guó)的居民儲(chǔ)蓄率；而在存在完全借貸約束的條件下，房?jī)r(jià)的快速上升有可能導(dǎo)致很高的社會(huì)總體儲(chǔ)蓄率；但只要允許一定程度的借貸（即按揭貸款購(gòu)房），房?jī)r(jià)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響就大大地下降，以至可以忽略不計(jì)。陳崇和葛揚(yáng)（2011）[8]在1997—2008年省際面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上考察了房地產(chǎn)價(jià)格與居民儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系，實(shí)證分析表明：在全國(guó)范圍、中部和西部地區(qū)，房?jī)r(jià)與儲(chǔ)蓄存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但東部省份房?jī)r(jià)變動(dòng)與儲(chǔ)蓄在統(tǒng)計(jì)上關(guān)系不顯著。李向前等（2012）[9]基于SVAR模型就1999—2010年月度數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果表明房地產(chǎn)價(jià)格上漲導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄增加，主要原因在于中國(guó)還不允許對(duì)住房擁有者發(fā)放住房增值貸款及房地產(chǎn)不易分割，房地產(chǎn)價(jià)格上漲進(jìn)一步加劇居民的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄。張五六和趙昕東（2012）[10]采用ARDL-UECM模型考察不同收入水平和年齡層次的自有住房者和租賃者的住宅資產(chǎn)發(fā)現(xiàn)：自有住房中，高收入者及中老年人的住宅財(cái)富效應(yīng)大于擠占效應(yīng)，促進(jìn)了消費(fèi)增長(zhǎng)；租房家庭中的中低收入者和年輕人的住宅擠占效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，加劇了預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄。

盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了卓有成效的研究，但從儲(chǔ)蓄與住宅財(cái)富視角且考慮不同住宅產(chǎn)權(quán)下財(cái)富效應(yīng)存在性和差異性的研究則相對(duì)較少；且從整體上看，還遠(yuǎn)未形成一個(gè)關(guān)于住宅財(cái)富效應(yīng)研究的理論體系。本文從儲(chǔ)蓄和住宅財(cái)富關(guān)系的視角出發(fā)，采用國(guó)內(nèi)家庭微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)CHFS2010，對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。深入分析中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、年齡段、收入層及不同地區(qū)之間的差異，進(jìn)一步拓展現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于住宅財(cái)富效應(yīng)的研究。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）理論模型

Hall建立的LC-PIH模型為分析財(cái)富效應(yīng)提供了一個(gè)基本框架；Thomson（2004）[11]根據(jù)Hall的模型，得出可供實(shí)證檢驗(yàn)的計(jì)量方程；高春亮和周曉艷（2007）[12]將其進(jìn)行了簡(jiǎn)化，得到了財(cái)富效應(yīng)函數(shù)，我們?cè)谶@個(gè)基礎(chǔ)之上推導(dǎo)出儲(chǔ)蓄-住宅財(cái)富效應(yīng)函數(shù)，過(guò)程如下：

（二）樣本描述

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自“中國(guó)家庭金融調(diào)查CHFS”，由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)和中國(guó)人民銀行攜手創(chuàng)建。CHFS2010①①CHFS2010微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)樣本期為2010年，由于CHFS2010是中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的第一期，因此本文的研究樣本僅為2010年一期橫截面數(shù)據(jù)。是關(guān)于2010年中國(guó)家庭金融信息的一個(gè)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)，涵蓋了全國(guó)25個(gè)省、80個(gè)縣、320個(gè)社區(qū)共8438個(gè)家庭，涉及家庭資產(chǎn)、負(fù)債、收入、消費(fèi)、保險(xiǎn)、保障等各個(gè)方面的數(shù)據(jù)，全面客觀(guān)地反映了2010年中國(guó)家庭金融的基本狀況，為國(guó)內(nèi)外研究者提供了研究中國(guó)家庭金融問(wèn)題的高質(zhì)量微觀(guān)數(shù)據(jù)，也是中國(guó)家庭金融微觀(guān)數(shù)據(jù)領(lǐng)域的重大突破?；诒疚牡难芯磕康?，我們選取了3880組城鎮(zhèn)家庭作為分析樣本。

本文在生命周期-持久收入理論框架下，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

S表示儲(chǔ)蓄率②②儲(chǔ)蓄率=（人均可支配收入-人均消費(fèi)性支出）/人均可支配收入；PI表示持久收入③③持久收入：以實(shí)際人均可支配收入（對(duì)數(shù)值）作為因變量，選擇家庭成員的平均年齡、平均受教育程度、戶(hù)主的性別和政治面貌、家庭中的就業(yè)人口比例、所在省份等作為自變量進(jìn)行OLS回歸，并用該方程的預(yù)測(cè)值和殘差分別作為城鎮(zhèn)家庭的人均持久收入和人均暫時(shí)收入。；TI表示暫時(shí)收入；family表示家庭特征變量，具體包括：戶(hù)主性別、年齡、受教育程度、婚姻、政治面貌、戶(hù)口、家庭人口結(jié)構(gòu)、家庭保險(xiǎn)參保率、家庭主觀(guān)預(yù)期；FA表示家庭金融資產(chǎn)④④家庭金融資產(chǎn)：活期存款、定期存款、股票、債券、期貨、權(quán)證、其他衍生品、銀行產(chǎn)品、其他金融理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、手持現(xiàn)金、借出款和養(yǎng)老、醫(yī)療、住房公積金、企業(yè)年金等個(gè)人賬戶(hù)余額。；HV表示家庭住宅資產(chǎn)。

為了分析住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、年齡層、收入層和不同區(qū)域之間的異質(zhì)性，本文構(gòu)造住宅相對(duì)價(jià)值和相應(yīng)指標(biāo)的交互項(xiàng)：

其中，HV：住宅的相對(duì)價(jià)值⑤⑤住宅相對(duì)價(jià)值：首先分別計(jì)算各省人均住宅自評(píng)市場(chǎng)價(jià)值的均值，然后用各個(gè)家庭的住宅自評(píng)市場(chǎng)價(jià)值除以該省的均值，從而得到相對(duì)價(jià)值。；PR1：大產(chǎn)權(quán)住房⑥⑥大產(chǎn)權(quán)住房：筆者在此根據(jù)法律法規(guī)和心理財(cái)富價(jià)值兩個(gè)準(zhǔn)則定義大產(chǎn)權(quán)住房，認(rèn)為由房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商開(kāi)發(fā)承建的、土地使用權(quán)為國(guó)有可出讓的土地，并由國(guó)家房地產(chǎn)管理部門(mén)頒發(fā)產(chǎn)權(quán)證的居民住房為大產(chǎn)權(quán)住房。根據(jù)CHFS2010微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，將商品房、繼承房產(chǎn)和購(gòu)買(mǎi)單位住房劃為大產(chǎn)權(quán)住房一類(lèi)。 ；PR2：小產(chǎn)權(quán)住房⑦⑦小產(chǎn)權(quán)住房：筆者在此根據(jù)法律法規(guī)和心理財(cái)富價(jià)值兩個(gè)準(zhǔn)則定義小產(chǎn)權(quán)住房，認(rèn)為不受法律保護(hù)或造成居民心理財(cái)富價(jià)值較小的住房為小產(chǎn)權(quán)住房。根據(jù)CHFS2010微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，將根本不受法律保護(hù)的鄉(xiāng)產(chǎn)房、產(chǎn)權(quán)交易較為困難的經(jīng)濟(jì)適用房、房改房、集資房和居民住宅自評(píng)市場(chǎng)價(jià)值較小的自建房劃為小產(chǎn)權(quán)住房一類(lèi)。；兩者均設(shè)置為虛擬變量（是=1，

四、實(shí)證分析

（一）統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。由表2知，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅自評(píng)市場(chǎng)價(jià)值約為62萬(wàn)元。48.5%的城鎮(zhèn)家庭擁有大產(chǎn)權(quán)住房，40%的城鎮(zhèn)家庭為小產(chǎn)權(quán)住房，只有11.5%的家庭是通過(guò)租房來(lái)解決居住問(wèn)題的。在房?jī)r(jià)上漲的大背景下，67.4%的家庭認(rèn)為未來(lái)一年房?jī)r(jià)將繼續(xù)上漲。描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果說(shuō)明本文所選樣本數(shù)據(jù)與中國(guó)城鎮(zhèn)家庭的住房消費(fèi)習(xí)慣及住宅市場(chǎng)發(fā)展情況是較為符合的。

（二）實(shí)證回歸結(jié)果

1. 住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性

表3檢驗(yàn)了中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性問(wèn)題。結(jié)果表明，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)為0.04，略高于黃平（2006）[13]利用2000—2005年宏觀(guān)數(shù)據(jù)得到的財(cái)富效應(yīng)0.036，與Case等（2005）[14]研究OECD國(guó)家住宅財(cái)富效應(yīng)0.05—0.17相比，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)較為微弱。相對(duì)于只有1套住房的家庭，擁有1套以上住房家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)約是其2倍；表明隨著家庭住房數(shù)量的增多，住宅財(cái)富效應(yīng)明顯遞增。家庭金融資產(chǎn)降低儲(chǔ)蓄率的程度與住宅資產(chǎn)相當(dāng)。

城鎮(zhèn)家庭預(yù)期未來(lái)房?jī)r(jià)上漲1%，將引起家庭儲(chǔ)蓄率增長(zhǎng)0.058%；在一定程度上可以抵消住宅財(cái)富效應(yīng)的大小。這表明，家庭唯一的住房在更大程度上是作為一種長(zhǎng)期耐用品，即便房?jī)r(jià)上漲使住宅升值，由于傳統(tǒng)習(xí)慣等因素，一般家庭不會(huì)兌現(xiàn)房產(chǎn)增加消費(fèi)；產(chǎn)生的只是一種心理財(cái)富，且這種住宅財(cái)富效應(yīng)的微弱程度容易被短期內(nèi)房?jī)r(jià)上漲所導(dǎo)致的住房消費(fèi)支出壓力所抵消。但當(dāng)家庭擁有1套以上住房時(shí)，預(yù)期未來(lái)房?jī)r(jià)上漲對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響將不再顯著，住宅財(cái)富效應(yīng)則更為明顯。城鎮(zhèn)家庭主觀(guān)幸福感的提升將顯著降低家庭儲(chǔ)蓄率，尤其是擁有1套以上住房的家庭，主觀(guān)幸福感的提升大幅降低了家庭儲(chǔ)蓄率。

其他的相關(guān)實(shí)證發(fā)現(xiàn)與已有文獻(xiàn)的研究成果基本一致。收入依然是決定儲(chǔ)蓄率的最重要因素，在生命周期-持久收入理論中，將收入分解為持久收入和暫時(shí)收入；本文中暫時(shí)收入對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響程度約是持久收入的2倍。表明在未來(lái)不確定的情況下，城鎮(zhèn)家庭將更多的臨時(shí)性收入儲(chǔ)蓄起來(lái)，這也說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)家庭存在較嚴(yán)重的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)（謝勇，2011）[15]。

在家庭特征因素方面，戶(hù)主是男性、黨員或已婚，可能由于社會(huì)地位、家庭穩(wěn)定使其收入頗高，將顯著提高家庭儲(chǔ)蓄率。戶(hù)主的受教育程度越高，則儲(chǔ)蓄率越低，但其影響程度微弱。與非農(nóng)業(yè)戶(hù)口相比，農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭儲(chǔ)蓄率更高。加入戶(hù)主年齡因素，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄率呈倒“U”形分布，即隨著年齡的增長(zhǎng)，儲(chǔ)蓄率先上升再下降。在家庭人口結(jié)構(gòu)方面，少年撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的增加都使家庭儲(chǔ)蓄率降低，但這種效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。在家庭參加社會(huì)保險(xiǎn)方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)參保率越高的家庭儲(chǔ)蓄率越低；但醫(yī)療、失業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響并不明顯；企業(yè)年金可以顯著降低只有一套住房家庭的儲(chǔ)蓄率，而對(duì)于租房者和擁有多套住房家庭的影響則不顯著；住房公積金作為住房?jī)?chǔ)蓄的一部分，其擁有率的上升顯著提高了家庭儲(chǔ)蓄率。

表3采用異方差穩(wěn)健方差-協(xié)方差進(jìn)行回歸，消除了異方差對(duì)模型估計(jì)的影響。最大VIF值均小于10，表明自變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。DW值接近2，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的序列相關(guān)性。以上檢驗(yàn)說(shuō)明表3的估計(jì)結(jié)果是無(wú)偏、有效的。

2. 住宅財(cái)富效應(yīng)的差異性

依據(jù)方程（8）—（11），采用住宅相對(duì)價(jià)值的交互項(xiàng)，檢驗(yàn)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、收入層、年齡層和地區(qū)之間的差異性。

以租房者為參照組，大產(chǎn)權(quán)住房的財(cái)富效應(yīng)為0.087，而小產(chǎn)權(quán)住房產(chǎn)生了明顯的替代效應(yīng)，約為0103。由于我國(guó)城鎮(zhèn)家庭大產(chǎn)權(quán)住房擁有率略高于小產(chǎn)權(quán)住房，因此總體上表現(xiàn)為微弱的住宅財(cái)富效應(yīng)。考慮到近年來(lái)房?jī)r(jià)上漲驅(qū)動(dòng)下的住宅資產(chǎn)增值趨勢(shì)，本文構(gòu)造住宅相對(duì)價(jià)值與住宅產(chǎn)權(quán)的交互項(xiàng)。結(jié)果表明當(dāng)住宅資產(chǎn)增值時(shí)，大小產(chǎn)權(quán)住房都產(chǎn)生了顯著的住宅財(cái)富效應(yīng)，大產(chǎn)權(quán)住房增值效應(yīng)約為小產(chǎn)權(quán)住房的4倍。同時(shí)將戶(hù)主年齡分成12組，以76歲及以上戶(hù)主為參照組，分析不同年齡層的住宅財(cái)富效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，中青年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)存在且顯著，而老年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)相當(dāng)微弱且不明顯?？紤]到年齡分布和住宅產(chǎn)權(quán)對(duì)住宅財(cái)富效應(yīng)的影響，構(gòu)造戶(hù)主年齡和住宅產(chǎn)權(quán)的交互項(xiàng)。實(shí)證發(fā)現(xiàn)大產(chǎn)權(quán)住房使中年家庭產(chǎn)生了明顯的財(cái)富效應(yīng)，青年家庭住宅財(cái)富效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而老年家庭住房替代效應(yīng)微弱但不明顯。這主要源于中年家庭在早期獲得住房，成本相對(duì)較低，住宅資產(chǎn)在房?jī)r(jià)上漲的背景下增值效應(yīng)明顯；而青年家庭在近幾年房?jī)r(jià)迅速上漲時(shí)購(gòu)入住房，存在較沉重的住房支出壓力；老年家庭一般將住房遺贈(zèng)給子女使其財(cái)富效應(yīng)不顯著。小產(chǎn)權(quán)住房使各個(gè)年齡層家庭都產(chǎn)生了顯著的替代效應(yīng)。小產(chǎn)權(quán)住房雖然獲得成本低廉，但一般也價(jià)值較小，考慮到家庭改善性住房需求，其替代效應(yīng)普遍存在。

2012年，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭的房?jī)r(jià)收入比已高達(dá)11倍，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了世界合理水平4—6倍，房?jī)r(jià)上漲明顯快于收入增長(zhǎng)，使新增城鎮(zhèn)家庭及改善性住房家庭不得不壓縮非住房消費(fèi)，更多地增加儲(chǔ)蓄來(lái)實(shí)現(xiàn)購(gòu)房計(jì)劃。考慮到不同收入層家庭住宅財(cái)富效應(yīng)的異質(zhì)性，本文將人均持久收入分成五組，以中等收入家庭為參照組，分析不同收入層家庭住宅財(cái)富效應(yīng)大小。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高收入家庭住宅財(cái)富效應(yīng)明顯大于低收入家庭，且處于收入最高25%的家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)達(dá)到了0085，而處于收入最低25%的家庭的住宅替代效應(yīng)為0125。住宅財(cái)富分配的不均進(jìn)一步拉大了城鎮(zhèn)家庭內(nèi)部之間的貧富差距。

中國(guó)幅員遼闊，地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)差異大，住宅財(cái)富在各個(gè)區(qū)域也將表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。本文構(gòu)造住宅相對(duì)價(jià)值與省份的交互項(xiàng)，考察全國(guó)22個(gè)省市自治區(qū)住宅財(cái)富效應(yīng)的分布差異。如表4所示，上海、北京等6個(gè)東部發(fā)達(dá)地區(qū)住宅財(cái)富效應(yīng)較大，高于全國(guó)住宅財(cái)富效應(yīng)均值；其他中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)住宅財(cái)富效應(yīng)較為微弱且在統(tǒng)計(jì)上不顯著，其中重慶、山西和甘肅三地表現(xiàn)為住宅的替代效應(yīng)。這一研究發(fā)現(xiàn)與黃靜等（2009）[16]的研究結(jié)果較為一致。其他解釋變量的回歸發(fā)現(xiàn)與表3基本一致，在此不再贅述。

考慮到住宅相對(duì)價(jià)值和人均持久收入等指標(biāo)的衡量方法、方程設(shè)定以及估計(jì)方法不同可能給估計(jì)結(jié)果帶來(lái)的影響，筆者在這里進(jìn)一步做住宅財(cái)富效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，為了消除樣本中極值對(duì)回歸結(jié)果的干擾，筆者剔除人均持久收入和住宅相對(duì)價(jià)值最高和最低各1%的數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果見(jiàn)表5窄樣本列。住宅財(cái)富效應(yīng)為0.041，且在1%的水平下顯著。其次，考慮到住宅相對(duì)價(jià)值測(cè)算中可能引起的內(nèi)生性問(wèn)題，這里采用工具變量法，以租房者的年租金作為住宅相對(duì)價(jià)值的工具變量。TSLS回歸表明，住宅相對(duì)價(jià)值指標(biāo)能較好地反映我國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)。因此，回歸結(jié)果是無(wú)偏的、可靠的。再次，為了避免人均持久收入的內(nèi)生性問(wèn)題，筆者將“人均當(dāng)期年收入”作為代理變量，回歸結(jié)果與表3基本一致。

五、結(jié)論和政策含義

本文利用大型微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)房改十余年后的城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行研究，不僅克服了以往采用宏觀(guān)數(shù)據(jù)產(chǎn)生的局限性，也是對(duì)CHFS這一珍貴的微觀(guān)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的深度開(kāi)發(fā)和拓展應(yīng)用。

實(shí)證研究得到的主要結(jié)論有：（1）中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)為0.04，且隨著住房數(shù)量的增多，住宅財(cái)富效應(yīng)不斷增大，但短期內(nèi)住房?jī)r(jià)格的過(guò)快上漲抑制了住宅財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。（2）產(chǎn)權(quán)完備且合法的大產(chǎn)權(quán)住房具有財(cái)富效應(yīng)，小產(chǎn)權(quán)住房則替代效應(yīng)明顯；中青年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)顯著大于老年家庭；地方經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、家庭收入水平越高，住宅財(cái)富效應(yīng)越大；中國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)的“馬太效應(yīng)”日益顯著。

住宅商品化改革15年來(lái)，房?jī)r(jià)持續(xù)上漲，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)存在但總體上表現(xiàn)微弱，且考慮到住宅產(chǎn)權(quán)、收入差距、區(qū)域差異、年齡層等因素時(shí)，住宅財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)制變得更為復(fù)雜。這可能由我國(guó)住宅市場(chǎng)發(fā)展程度、金融市場(chǎng)自由化水平、人們的財(cái)富理念差異所致。以上分析的政策含義在于：

首先，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)更多地表現(xiàn)為未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)（心理上的財(cái)富），即使住宅資產(chǎn)增值，也很少會(huì)兌現(xiàn)房產(chǎn)擴(kuò)大消費(fèi)。而且短期內(nèi)住房?jī)r(jià)格過(guò)快上漲對(duì)計(jì)劃購(gòu)房家庭和改善性住房家庭產(chǎn)生較為明顯的替代效應(yīng)，在一定程度上抵消了住宅財(cái)富效應(yīng)?？梢哉f(shuō)當(dāng)前我國(guó)城鎮(zhèn)家庭微弱的住宅財(cái)富效應(yīng)對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的作用甚微。因此，合理控制房?jī)r(jià)上漲，調(diào)控措施必須同時(shí)考慮到住宅的財(cái)富效應(yīng)和擠占效應(yīng)，房?jī)r(jià)的漲幅必須控制在普通城鎮(zhèn)家庭的購(gòu)房能力之內(nèi)，同時(shí)使擁有住房家庭預(yù)見(jiàn)住宅資產(chǎn)增值的長(zhǎng)期性而合理擴(kuò)大非住房消費(fèi)支出。

其次，中華民族傳統(tǒng)觀(guān)念根深蒂固，居民具有較強(qiáng)的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)，父母的住房一般由子女繼承，因此以房養(yǎng)老政策缺乏實(shí)施基礎(chǔ)。同時(shí)考慮到由住宅產(chǎn)權(quán)、收入差距和地區(qū)差異引起住宅資產(chǎn)分配的“馬太效應(yīng)”，住宅財(cái)富進(jìn)一步拉大了城鎮(zhèn)家庭之間的貧富差距，這必將阻礙城鎮(zhèn)化進(jìn)程，削弱城市競(jìng)爭(zhēng)力，也不利于整個(gè)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，國(guó)家樓市調(diào)控政策必須圍繞這一核心理念——更多注重住房市場(chǎng)的社會(huì)功能而不是經(jīng)濟(jì)功能，將其作為居住品的市場(chǎng)而不是投資品市場(chǎng)。

再次，中國(guó)金融市場(chǎng)自由化程度低，當(dāng)城鎮(zhèn)家庭面臨較強(qiáng)的流動(dòng)性約束時(shí)，較難通過(guò)住房的抵押或出售來(lái)緩解，這將進(jìn)一步增強(qiáng)城鎮(zhèn)家庭的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，限制住宅財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。因此，調(diào)控樓市的同時(shí)必須完善金融信貸市場(chǎng)、簡(jiǎn)化住房抵押程序，鼓勵(lì)居民發(fā)揮住宅財(cái)富效應(yīng)，通過(guò)住宅財(cái)富實(shí)現(xiàn)生命周期效用的最大化。

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