■ 歐陽子云，周孟亮

一、引言

居民消費關(guān)系著國家經(jīng)濟發(fā)展。適度拉動內(nèi)需、提升消費，能夠有效促進國家經(jīng)濟增長。相比于發(fā)達(dá)國家，中國居民儲蓄率偏高而消費偏低。當(dāng)前復(fù)雜國際局勢的影響對推動經(jīng)濟復(fù)蘇和高質(zhì)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(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)是消費增長的渠道。當(dāng)人們的財富與資產(chǎn)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(xué)者們著重研究各因素對消費規(guī)模、結(jié)構(gòu)、種類的影響程度與機理，比如股市波動、經(jīng)濟政策實施等（李成和于海東，2021；喬智，2018）。20世紀(jì)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(chǎn)的重要組成部分。中國城鎮(zhèn)居民家庭總資產(chǎn)的6成為房屋資產(chǎn)（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(chǎn)家庭的財富增長中有77%來源于房屋資產(chǎn)的升值。

在現(xiàn)階段消費不足的情況下，如何通過家庭房產(chǎn)來帶動消費？居民消費行為與房屋價值有怎樣的關(guān)系？是否存在房屋財富效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)？不同居民的財富效應(yīng)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(jīng)濟政策提供參考。

以往文獻從各方面考察居民房地產(chǎn)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(chǎn)價值差異問題；第二，一部分文獻研究的財富效應(yīng)，實際上是同一時期不同家庭的財產(chǎn)差異帶來的消費差異，應(yīng)為資產(chǎn)效應(yīng)。邊際貢獻在于：一是豐富了房地產(chǎn)資產(chǎn)效應(yīng)與財富效應(yīng)的研究；二是比較了自2014年以來，城鄉(xiāng)家庭資產(chǎn)效應(yīng)和財富效應(yīng)的變化；三是進一步探討了存在的內(nèi)生性問題，利用房產(chǎn)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(chǎn)差異帶來的消費差異，李濤和陳斌開（2014）將其定義為“資產(chǎn)效應(yīng)”；二是同一家庭的財產(chǎn)變化引起的消費差異，這種差異才是真正的“財富效應(yīng)”。作為兩種不同作用機制，家庭房產(chǎn)財富變化時帶來的消費變化由兩部分組成。一是預(yù)期到的家庭資產(chǎn)變化從資產(chǎn)效應(yīng)途徑對消費的影響；二是未預(yù)期到的房產(chǎn)價格波動從財富效應(yīng)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(yù)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(yīng)更被學(xué)者們關(guān)注。很多學(xué)者發(fā)現(xiàn)了明顯的房產(chǎn)財富效應(yīng)。Carroll et al.（2011）發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價值高的家庭有更高的居民消費水平，房價變化導(dǎo)致的資產(chǎn)價值意外變化將通過財富效應(yīng)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(yīng)與負(fù)向的價格效應(yīng)。黃靜和屠梅曾（2009）發(fā)現(xiàn)財富效應(yīng)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(chǎn)的財富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)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(chǎn)越多，對各類型支出的消費意愿越大，但房價預(yù)期會減少家庭消費支出。尹志超等（2021）認(rèn)為家庭房產(chǎn)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(diào)查顯示，居民家庭債務(wù)收入比為1.02，城鎮(zhèn)居民家庭負(fù)債參與率達(dá)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(chǎn)的家庭而言，房屋價值對消費的影響將會由于“房奴效應(yīng)”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(dāng)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(dǎo)致家庭消費減少。

Buiter（2008）發(fā)現(xiàn)房屋的財富效應(yīng)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?xí)p少消費。李濤和陳斌開（2014）發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)的財富效應(yīng)基本不明顯。陳斌開和楊汝岱（2013）認(rèn)為房價上漲時，居民將受房奴效應(yīng)影響削減消費進行大量儲蓄。楊贊等（2014）認(rèn)為住房財富效應(yīng)為負(fù)，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(yīng)，認(rèn)為消費調(diào)整行為只存在于短期，長期看并不存在住房財富效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

根據(jù)永久收入的消費理論，當(dāng)一個人的永久收入增加時，會增加當(dāng)期消費。家庭住房對于消費的影響也是如此，即國內(nèi)外學(xué)者提出的房屋財富效應(yīng)，當(dāng)家庭意識到自己凈資產(chǎn)增加時，會減少儲蓄并增加消費。所以資產(chǎn)財富的增長會由于財富效應(yīng)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(chǎn)價值的上升使得居民對于自身收入的預(yù)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(yīng)”的影響導(dǎo)致消費上升不多。據(jù)此提出假設(shè)1。

H1：住房價值可以通過資產(chǎn)效應(yīng)與財富效應(yīng)兩種機制影響居民家庭消費，當(dāng)家庭房產(chǎn)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(zhì)性。Calomiris et al.（2009）認(rèn)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(yīng)會更大。同時，沒有意愿出售房產(chǎn)的家庭有著很小的財富效應(yīng)。過往的文獻對于戶主年齡、房產(chǎn)數(shù)量等因素進行大量異質(zhì)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(yù)期未來收入下降的原因，房價上升更可能導(dǎo)致其減少當(dāng)期消費而增加儲蓄。據(jù)此提出假設(shè)2。

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

為檢驗“資產(chǎn)效應(yīng)”的程度，構(gòu)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(fù)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(xí)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(yīng)回歸，可以減少內(nèi)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(yīng)，c為個體固定效應(yīng)，λ為時間固定效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)來源

中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）自2010年正式調(diào)查起，每兩年進行一次，可以展現(xiàn)經(jīng)濟、教育、健康等方面的變遷，樣本覆蓋31個省份?；?016年底各地推進了第二輪房產(chǎn)限購、限貸政策，選用2014—2018年的家庭經(jīng)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(jīng)濟幫助消費，將分別觀察房產(chǎn)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(jīng)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(fù)債的部分調(diào)查結(jié)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(diào)查結(jié)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(diào)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(nóng)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(nóng)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(nóng)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(dá)到57.1萬元，約為農(nóng)村居民的三倍多；在戶主的受教育年限上，城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民高三年左右；其他變量的城鄉(xiāng)差距不大。

四、實證結(jié)果

（一）住房資產(chǎn)效應(yīng)檢驗

1.主回歸結(jié)果

混合橫截面數(shù)據(jù)具體的回歸結(jié)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(chǎn)效應(yīng)。自有房屋數(shù)量增加1%，家庭的總支出會上升4.6%，但在農(nóng)村家庭中不顯著，說明在農(nóng)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(nóng)村家庭購房成本低，農(nóng)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(nóng)民工進城使得農(nóng)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(nóng)村家庭會上升6.7%，兩者差距不大，資產(chǎn)效應(yīng)明顯。在控制變量上，家庭負(fù)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(fù)向影響，其他控制變量不顯著。

表2 城鎮(zhèn)與農(nóng)村的資產(chǎn)效應(yīng)檢驗

續(xù)表2

列（4）—（6）報告了對日常消費、非日常消費和經(jīng)濟幫助消費等三種消費類型的資產(chǎn)效應(yīng)，家庭住房財富增加后，在經(jīng)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(dāng)房產(chǎn)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(zhì)。

2.城鄉(xiāng)差距對比

如表3所示，無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，資產(chǎn)效應(yīng)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(nóng)村家庭的房產(chǎn)資產(chǎn)效應(yīng)下降較少，農(nóng)村家庭的財富效應(yīng)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(chǎn)效應(yīng)無顯著差異，城鎮(zhèn)家庭的資產(chǎn)效應(yīng)略高于農(nóng)村家庭；2018年城鎮(zhèn)家庭的住房資產(chǎn)效應(yīng)變得不顯著，農(nóng)村家庭的消費意愿超過城鎮(zhèn)家庭。

表3 房產(chǎn)資產(chǎn)效應(yīng)城鄉(xiāng)差距

（二）住房財富效應(yīng)檢驗

1.主回歸結(jié)果

表4列（1）—（3）匯報了財富效應(yīng)的回歸結(jié)果，住房資產(chǎn)的財富效應(yīng)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(nóng)村樣本中不顯著，說明未預(yù)期的房產(chǎn)價值波動對農(nóng)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(nóng)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(chǎn)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(jīng)濟幫助消費無影響。

表4 城鎮(zhèn)與農(nóng)村的財富效應(yīng)檢驗

2.城鄉(xiāng)居民財富效應(yīng)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(nóng)村家庭財富效應(yīng)的比較，如表5所示。

表5 房產(chǎn)財富效應(yīng)城鄉(xiāng)差距

在財富效應(yīng)比較中，發(fā)現(xiàn)相比于2014年的財富效應(yīng)，2016年和2018年的財富效應(yīng)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(nóng)村家庭的財富效應(yīng)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(fù)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(nóng)村的影響，印證了農(nóng)村地區(qū)自精準(zhǔn)扶貧以來的變化，農(nóng)村地區(qū)的生活水平向好。

（三）異質(zhì)性分析

按照戶主年齡、收入水平、房產(chǎn)數(shù)量和地區(qū)分布分組，進一步考察在不同異質(zhì)性條件下的財富效應(yīng)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(jié)果表明，總房產(chǎn)價值對于家庭總支出的影響都很顯著，但可以看出中產(chǎn)階級在房產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)永久地增加財富，導(dǎo)致消費增加，因此房產(chǎn)的財富效應(yīng)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(yīng)”影響。

表6 住房財富效應(yīng)差異性檢驗

綜上所述，房屋的資產(chǎn)效應(yīng)與財富效應(yīng)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(chǎn)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(yīng)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(gòu)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(dāng)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(chǎn)的總價值。

（二）工具變量的計算

參考于申廣軍等（2016）的方法，設(shè)定第一階段回歸方程如下：

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

結(jié)果表明，總房產(chǎn)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(yīng)的結(jié)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(nóng)村樣本中不顯著。在房產(chǎn)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(nóng)村樣本的內(nèi)生性檢驗通過，采用兩階段回歸的估計結(jié)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(yīng)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(yīng)。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(guān)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(chǎn)用于消費，剔除無房樣本重新回歸分析。結(jié)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(jié)果的差別不大。

六、研究結(jié)論

借助CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)，重點研究了房產(chǎn)價值對消費的資產(chǎn)效應(yīng)與財富效應(yīng)。結(jié)果表明，通過資產(chǎn)效應(yīng)與財富效應(yīng)，家庭房產(chǎn)價值對于家庭消費產(chǎn)生了顯著影響。具體而言，在資產(chǎn)效應(yīng)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(yīng)檢驗中會上升5.5%。在房產(chǎn)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(nóng)村居民房產(chǎn)資產(chǎn)效應(yīng)和財富效應(yīng)與城鎮(zhèn)居民的差距已經(jīng)在縮小。異質(zhì)性分析表明，城鎮(zhèn)中產(chǎn)家庭的購房壓力較大，當(dāng)總房屋價值上升時，這類家庭的財富效應(yīng)較低。政府應(yīng)當(dāng)建立起適當(dāng)?shù)淖》勘Ｕ象w系，推行適當(dāng)?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(chǎn)，以刺激消費，推動經(jīng)濟發(fā)展。