城鄉(xiāng)家庭消費差距與地產(chǎn)財富研究.doc

城鄉(xiāng)家庭消費差距與地產(chǎn)財富研究 內(nèi)容提要：本文利用CGSS中2006年中國城鄉(xiāng)居民生活綜合調(diào)查的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)考察了我國城鄉(xiāng)消費支出的分布特征，利用分位數(shù)回歸方法研究了不同消費層次上地產(chǎn)財富效應(yīng)與城鄉(xiāng)消費行為的關(guān)系，并利用反事實分析與分位數(shù)分解方法對城鄉(xiāng)家庭消費差異進行分解。得到的結(jié)論主要有：城鎮(zhèn)家庭平均基本消費支出遠高于農(nóng)村家庭平均基本消費支出，但城鎮(zhèn)家庭的消費不均等現(xiàn)象更嚴重，不同消費層次收入和地產(chǎn)財富的消費彈性不同，中等消費層次的房地產(chǎn)消費彈性約為0.16，城鄉(xiāng)間的消費差距主要來源于家庭收入及房地產(chǎn)財富的差異。本文還提出了具有針對性的政策建議。關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)財富 城鄉(xiāng)消費行為差異 分位數(shù)回歸 反事實分析中國分類號：C812 文獻標識碼：A 文章編號：Housing Wealth, Income Gap and the Difference between Urban and Rural Consumer BehaviorAbstract: Using a mirco survey data, a comprehensive survey of Chinese urban and rural residents, from CGSS in 2006, we examined the distribution of rural and urban consumption expenditure. Quantile regression are used to study the relationship between housing wealth,income gap and the Difference between Urban and Rural Consumer Behavior, and counterfactual analysis and quantile decomposition are used to decompose the differences between urban and rural household consumption. The main conclusions are: average basic consumption expenditure of urban households is much higher than that of rural household, but consumption of urban households are more Ineuqality. The income and housing wealth consumption elasticity are different on different consumption level, the medium housing wealth consumption elasticity is about 0.16.The difference between urban and rural consumption expenditure mainly source from differences in income and housing wealth. Key Words: Housing Wealth; Difference between urban and rural consumer behavior; Quantile Regression; Counter-factual analysisJEL Classification:E21；R31一、引言在國際金融危機及歐洲債務(wù)危機的沖擊下，我國傳統(tǒng)的外需型經(jīng)濟受到國際環(huán)境不確定性的嚴重考驗。在對外貿(mào)易疲軟的情形下，越來越的目光轉(zhuǎn)向內(nèi)需，各級政府相繼出臺一系列擴大內(nèi)需保增長的政策和措施，有關(guān)內(nèi)需的研究亦逐漸成為學術(shù)熱點之一。近年來，我國城鄉(xiāng)居民收入與消費差距逐年擴大，這對擴大內(nèi)需產(chǎn)生了多方面的負面影響，制約了消費總量的增加和消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，影響了國民經(jīng)濟的持續(xù)快速增長。近幾年來越來越多的焦點及經(jīng)濟政策爭論集中于房地產(chǎn)財富對消費的影響。比如，自1990年后的十年間，美國房價翻了一番，并且在2000年到2005年之間美國大部分城市的房價又漲了一倍，在2005年，美國25個洲的房價都以2位數(shù)的速度高速增長，一個典型美國家庭的家庭資產(chǎn)有一半以上是由房地產(chǎn)財富構(gòu)成，同期美國消費市場迅速擴容。2006年至2007年之間，美國樓市出現(xiàn)了嚴重的投機泡沫，導致了美國房價出現(xiàn)大幅下跌，而房屋賬面價值的下跌及房產(chǎn)信貸產(chǎn)品的蕭條也影響了美國消費支出。美聯(lián)儲和華爾街的經(jīng)濟學家將美國消費市場周期性的波動歸咎于房地產(chǎn)價值的巨大變化。我國自從1998年全面實施住房商品化改革以來，房地產(chǎn)市場進入了加速發(fā)展的上升通道，伴隨著房價上漲，社會各界圍繞住宅價格上漲的原因及后果的爭論持續(xù)不斷。部分學者擔心投資型購房將形成資產(chǎn)泡沫，波及宏觀經(jīng)濟，強調(diào)防止房地產(chǎn)波動對我國經(jīng)濟的影響，需要對房地產(chǎn)行業(yè)進行調(diào)控。而另一部分學者則認為房地產(chǎn)上漲是由需求雙方?jīng)Q定的，將在兩方面積極影響宏觀經(jīng)濟：一是通過房地產(chǎn)帶動相關(guān)行業(yè)的發(fā)展，二是通過財富效應(yīng)增加居民消費支出。在我國，房地產(chǎn)已經(jīng)成為家庭財富的重要組成部分，以個人房產(chǎn)為核心的資產(chǎn)價格已經(jīng)成為消費者支出的一個越來越重要的決定因素。因房地產(chǎn)市場的開發(fā)環(huán)境及消費環(huán)境的差異，城鎮(zhèn)與農(nóng)村家庭的房地產(chǎn)財富也有較大的差異，一般而言城鎮(zhèn)家庭所擁有的房地產(chǎn)財富會高于農(nóng)村家庭的房地產(chǎn)財富，這在一定程度上也導致了城鄉(xiāng)家庭財富的差距，因而也會造成城鄉(xiāng)消費支出差距。因此研究中國房地產(chǎn)財富與消費之間的關(guān)系，探討我國房地產(chǎn)財富效應(yīng)以及房地產(chǎn)財富在城鄉(xiāng)消費行為差異方面扮演的角色，這對于充分發(fā)揮房地產(chǎn)的財富效應(yīng)，縮小城鄉(xiāng)消費差距，促進總消費和經(jīng)濟增長具有重要意義。當前，國內(nèi)雖然有部分學者研究了房地產(chǎn)財富差異對消費支出的影響，但大部分研究都只針對城鎮(zhèn)家庭，而對城鄉(xiāng)消費差距的影響因素研究甚少，而且絕大部分研究采用的是宏觀數(shù)據(jù)，缺乏科學、細致、深入地實證分析。本文采用中國社會綜合調(diào)查開放數(shù)據(jù)庫（CGSS）中2006年中國城鄉(xiāng)居民生活綜合調(diào)查的有關(guān)數(shù)據(jù)對城鄉(xiāng)家庭收入與房地產(chǎn)財富對消費支出差異的影響進行研究，利用分位數(shù)回歸的方法研究不同消費支出層次上收入與房地產(chǎn)財富在城鄉(xiāng)消費支出差異中所產(chǎn)生的影響。微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的使用，不僅能解決現(xiàn)階段利用宏觀數(shù)據(jù)研究我國房地產(chǎn)財富效應(yīng)存在的問題，即時間序列的樣本量較少從而降低了估計結(jié)果的可信性、代理指標選取較為任意、缺乏嚴格的論證和理論支持等問題。家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)在樣本總量、指標類別，尤其是在揭示家庭房地產(chǎn)財富效應(yīng)的微觀機制方面，有著宏觀加總數(shù)據(jù)不可比擬的優(yōu)勢。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對國內(nèi)外關(guān)于房地產(chǎn)財富效應(yīng)進行了文獻回顧；第三部分對本文的數(shù)據(jù)來源進行了說明，以及對城鄉(xiāng)家庭消費支出的分布特征進行了分析；第四部分是分別城鄉(xiāng)家庭消費支出進行了分位數(shù)回歸分析；第五部分對城鄉(xiāng)家庭消費支出進行了反事實分析和分位數(shù)分解；第六部分對本文的研究進行了總結(jié)，并提出了相應(yīng)政策建議。二、文獻回顧自凱恩斯通論以來，消費理論已經(jīng)在宏觀經(jīng)濟研究中起到了核心作用，理論和實證研究層出不窮。其中，研究較多的是消費函數(shù)。消費函數(shù)是指收入與消費的關(guān)系，在對消費與收入之間關(guān)系的研究和知識積累過程中，產(chǎn)生了凱恩斯的絕對收入假說、杜森貝利的相對收入假說、莫迪利亞尼等人的生命周期假說和弗里德曼的持久收入假說，之后的一系列研究及假說對之前的消費理論進行了補充和修正，從而不斷推動消費理論的新發(fā)展。把財富（資產(chǎn)）作為重要的變量納入消費行為的分析，是生命周期假說（LCH）和持久收入假說（PIH）的最重要貢獻之一，其理論思路對分析資產(chǎn)價值對消費行為的影響提供了重要的啟發(fā)。消費的生命周期理論認為，消費支出依賴于人力資本、實物資本和金融資產(chǎn)價值，房地產(chǎn)財富是我國家庭的重要財富，其財富的大小和變動會影響到家庭的收入分配、消費決策以及消費支出，進而影響總需求和經(jīng)濟的增長。國外學者針對房地產(chǎn)財富效應(yīng)進行了大量的實證研究，主要內(nèi)容集中于以下幾個方面，一是房地產(chǎn)財富對消費的影響力度，即房地產(chǎn)財富效應(yīng)的大小估算，二是針對房地產(chǎn)財富效應(yīng)與股市財富效應(yīng)的比較，三是對不同經(jīng)濟體國家的房地產(chǎn)財富效應(yīng)的大小比較。國外對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的研究除了使用各國的宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)并利用時間序列的相關(guān)計量方法進行實證分析外，有些學者還利用家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)并借助回歸方法進行分析，從宏微觀角度對房地產(chǎn)財富效應(yīng)進行全面分析。例如Ludwing等 (2002)以O(shè)ECD為樣本，研究各國住宅價格波動對消費支出的影響，研究結(jié)果表明在統(tǒng)計意義上澳、加、荷、日、西、美、英的財富效應(yīng)具有顯著性，表現(xiàn)為住宅價格波動于消費支出正相關(guān)，法、德兩國的財富效應(yīng)不顯著。Raphael Bostic等（2009）通過將不同的調(diào)查數(shù)據(jù)進行整合以研究房地產(chǎn)財富效應(yīng)及金融財富效應(yīng)的差異，研究結(jié)果表明1989至2001年間，自有住房者的房地產(chǎn)財富效應(yīng)強于金融財富效應(yīng)。Chen(2006)利用VECM協(xié)整模型和永久臨時性方差分解方法研究了瑞典房地產(chǎn)財富和總消費的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在長期上地產(chǎn)財富和總消費是緊密聯(lián)系的。當前國內(nèi)不少學者對消費的研究集中于收入分配對消費的影響，如熊俊認為收入差距過大會強化低收入群體的儲蓄行為，使他們的消費傾向降低，同時中等收入群體的危機感增強，消費傾向降低，而中、低群體的消費行為又對高收入群體有示范作用，從而使得高收入群體的消費傾向也降低，而城鄉(xiāng)收入分配對消費需求的影響的實證研究卻是少之又少。杜安國（2009）選取城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費水平作為被解釋變量，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)為解釋變量，通過建立兩組不同的ECM模型，進行對比研究，他認為應(yīng)從制度上降低農(nóng)村消費的機會成本并且建立農(nóng)民增收的長效機制，增加農(nóng)民收入，從而推動城鄉(xiāng)收入結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，促進農(nóng)村消費的增長。張利庠（2007）將城鄉(xiāng)消費差異納入二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中加以考慮，并運用壟斷廠商逐利行為導致的供給歧視理論對城鄉(xiāng)消費差異進行了數(shù)理分析，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)消費差異不僅是因為二元結(jié)構(gòu)的體制原因，還有壟斷廠商供應(yīng)歧視的經(jīng)濟動因。國內(nèi)關(guān)于房地產(chǎn)財富對消費支出影響的研究較少。由于我國的房地產(chǎn)市場剛剛興起，尚未成熟，并且有關(guān)房地產(chǎn)財富效應(yīng)研究的結(jié)果也不盡相同。目前國內(nèi)對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的研究大部分使用了宏觀數(shù)據(jù)，因宏觀數(shù)據(jù)固有的缺陷導致有些房地產(chǎn)財富效應(yīng)的研究結(jié)果相悖，例如周建軍（2008）基于1998至2006年年度數(shù)據(jù)對中國房地產(chǎn)財富效應(yīng)進行實證分析，結(jié)果表明，中國住宅價格與消費支出之間存在負相關(guān)的關(guān)系，這顯然是有悖常理的；而魏鋒（2007）利用2002至2005年的月度數(shù)據(jù)，運用單位根、協(xié)整檢驗以及誤差修正模型，研究結(jié)果表明，我國房地產(chǎn)市場存在顯著的正的財富效應(yīng)。為了克服現(xiàn)階段利用宏觀數(shù)據(jù)研究我國房地產(chǎn)財富效應(yīng)存在的問題，黃靜，屠梅曾（2009）利用家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對我國近10年居民房地產(chǎn)財富與消費之間的關(guān)系進行研究，研究結(jié)果表明，房地產(chǎn)財富對居民消費有顯著的促進作用，房價上漲減弱了房地產(chǎn)財富效應(yīng)，住房來源于“自己的”家庭的財富效應(yīng)高于住房來源于“單位的”和“國家的”家庭，房地產(chǎn)財富效應(yīng)在自有產(chǎn)權(quán)住房與租私人住房的家庭之間沒有差異，戶主越年輕的家庭，房地產(chǎn)財富效應(yīng)越大，收入越高的家庭房地產(chǎn)財富效應(yīng)越大，經(jīng)濟越發(fā)達地區(qū)房地產(chǎn)財富效應(yīng)越大?？偟膩砜?，國內(nèi)學者從微觀家庭角度研究我國城鄉(xiāng)家庭消費行為差異的文章較少，關(guān)于房地產(chǎn)財富對城鄉(xiāng)家庭消費行為差異影響的研究更是少之又少。本文使用城鄉(xiāng)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用分位數(shù)回歸方法，分析不同消費階層的城鄉(xiāng)家庭消費差異及房地產(chǎn)財富在其中所起的作用，分析結(jié)果更加全面、細致和深入。三、研究設(shè)計（一）分位數(shù)回歸模型本文利用Koenker和Bassett（1978）提出的分位數(shù)回歸方法分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭消費樣本建模分析。分位數(shù)回歸思想是對普通最小二乘法的擴展，它依據(jù)因變量的條件分位數(shù)對自變量進行回歸分析，可以得到所有分位數(shù)下的回歸模型?；跅l件均值的普通回歸分析只提供了因變量條件分布的一個方面信息，忽略了其他信息，當分布是厚尾或有離異值時，其結(jié)果的穩(wěn)健性較差。分位數(shù)回歸能夠捕捉分布的尾部特征，當自變量對不同部分的因變量產(chǎn)生不同的影響時，比如存在左偏或右偏時，能更加全面的刻畫分布的特征，并且系數(shù)更為穩(wěn)健。本文將城鄉(xiāng)家庭基本消費支出的對數(shù)作為被解釋變量，將影響家庭消費支出的因素作為解釋變量，建立如下分位數(shù)回歸模型： 其中，表示年基本生活費的對數(shù)；表示影響的各個因素，它包括年家庭收入對數(shù)（lnincome）、家庭房產(chǎn)價值對數(shù)（lnproperty）、家庭人口數(shù)（num）；age表示戶主的年齡； marital表示的是戶主的婚姻狀況，CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)的婚姻狀況包括了從未結(jié)過婚、同居、已婚有配偶、分居、離婚、喪偶等6項，故本文的婚姻狀況以未婚為參照變量設(shè)置了5個虛擬變量同居（marital1）、已婚有配偶（marital2）、分居（marital3）、離婚（marital4）、喪偶（marital5）。、分別表示對各個變量進行參數(shù)估計的第個分位數(shù)的回歸參數(shù)。本文選取家庭收入、家庭人口、戶主年齡，戶主婚姻狀況作為控制變量的原因在于：首先，家庭收入決定了一個家庭的支付能力，因此家庭收入能夠影響家庭的消費支出水平；其次，本文著重于研究家庭的整體消費支出，故家庭人口數(shù)在決定一個家庭的消費支出方面起著作用的作用；最后，本文引入了戶主的基本信息包括年齡及婚姻狀況，原因在于戶主在一個家庭的消費行為方面起著較大的引導作用，年輕戶主的消費理念可能完全不同于年老戶主，處于不同婚姻狀況下的戶主其消費行為也會產(chǎn)生一定的差異。（二）反事實分析和分位數(shù)分解設(shè)定首先，利用分位數(shù)回歸求解出系數(shù)向量分位數(shù)回歸得到的系數(shù)可以理解為在不同的分位數(shù)上各種變量的邊際消費彈性，關(guān)于分位數(shù)回歸的一些詳細內(nèi)容，請參看Koenker 和 Bassett(1978)。對任意一個觀測值，選取若干不同的分位數(shù)，都可以得到一個預測的工資分布，因此，這種工資分布是一種條件分布，而反事實分析是基于邊際分布。因此，下一步從分位數(shù)回歸預測出的條件分布得到邊際分布。其次，如果是一個在0，1上的均勻分布，那么就服從分布。因此如果， 來自一個均勻分布0，1，那么，給定任何解釋向量，通過上述分位數(shù)回歸可以估計出個分位數(shù)，這個分位數(shù)構(gòu)成的樣本可以看作是，從給定的條件分布中抽出來的一個樣本。Machado 和 Mata (2005)證明如果上述的解釋向量不是給定的，而是隨機地從數(shù)據(jù)庫中抽取，那么上述個分位數(shù)構(gòu)成的樣本可以看作是從邊際分布中抽出來的一個樣本。以農(nóng)村家庭消費支出的邊際分布為例，具體的步驟：（1）從均勻分布U0，1中隨機抽取一個樣本容量為的樣本，；（2）在農(nóng)村樣本中，分別以=做分位數(shù)回歸，得到個分位數(shù)回歸的系數(shù)向量，；（3）從農(nóng)村解釋變量的數(shù)據(jù)中有放回地重復隨機抽樣，抽取一個樣本容量為的樣本，表示為，；（4）把（2）中得到的系數(shù)和（3）中得到的樣本相乘，得到農(nóng)村家庭消費支出的邊際分布樣本。城鎮(zhèn)家庭消費支出的邊際分布按同樣方法求出。再則，進行反事實分解。Machado 和 Mata (2005)研究的反事實分析可以分為兩大類，一類是基于分位數(shù)回歸系數(shù)的反事實分析，一類是基于解釋變量分布的反事實分析。前一類反事實分析是指如果農(nóng)村居民按城鎮(zhèn)的邊際消費彈性（城鎮(zhèn)分位數(shù)回歸系數(shù)）來消費的話，農(nóng)村家庭的消費支出分布會怎么樣？后一類反事實分析指的是如果農(nóng)村家庭的解釋變量（房地產(chǎn)財富，收入等等）的分布跟城鎮(zhèn)相同的話，農(nóng)村的消費支出分布會怎么樣？最后，對消費支出進行分位數(shù)分解。消費支出的邊際分布（農(nóng)村或者城鎮(zhèn)）可以表示為所有分位數(shù)回歸系數(shù)和解釋變量的函數(shù)。記城鎮(zhèn)家庭消費支出的分布為 是指城鎮(zhèn)家庭邊際消費彈性。表示城鎮(zhèn)家庭的解釋變量。，記農(nóng)村家庭消費支出的分布為。于是，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的家庭對數(shù)消費支出差異可以表示為： 因為是兩個分布之間的比較，“”只表示比較的含義，并非代數(shù)意義上的減號。 可分解為： 上式中的第（1）部分表示由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村的家庭特征（解釋變量）不同所引起的消費支出分布的差別；上式中的第（2）部分表示由于邊際消費傾向（回歸系數(shù)）不同所引起的消費支出分布的差別。這兩部分都可以繼續(xù)進行分解。 上面的第（3）部分表示由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村在第一個解釋變量上的分布不同所引起的消費支出分布的差別；第（4）部分表示由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村在第個解釋變量上的分布不同所引起的消費支出分布的差別；第（5）部分表示由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村在第一個解釋變量上的邊際消費傾向（分位數(shù)回歸系數(shù)）不同所引起的消費支出分布的差別；第（6）部分表示由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村在第個解釋變量上的邊際消費傾向不同所引起的消費支出分布的差別。四、數(shù)據(jù)來源與特征描述本文數(shù)據(jù)來源于中國社會綜合調(diào)查開放數(shù)據(jù)庫（CGSS）中的中國城鄉(xiāng)居民生活綜合調(diào)查（2006）年的有關(guān)城鄉(xiāng)家庭收入與消費支出的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)采用分層四階段不等概率抽樣方法，以家庭為樣本單位進行調(diào)查，所抽取的樣本包括全國（含22個省、4個自治區(qū)、4個直轄市；不含西藏自治區(qū)、港澳臺）共 10000個家庭樣本單位。該數(shù)據(jù)庫包含我國城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療、收入、消費、地產(chǎn)財富等方面的詳實數(shù)據(jù)，是國內(nèi)非常難得的微觀數(shù)據(jù)庫。鑒于本文的研究目的，我們選取了基本消費支出、收入、地產(chǎn)財富、家庭人口數(shù)、戶主年齡、戶主婚姻狀況等變量。剔除樣本中無回答或不適合考察的家庭樣本，剩余1098個城鎮(zhèn)家庭樣本及684個農(nóng)村家庭樣本可供我們研究。表1是城鎮(zhèn)家庭樣本和農(nóng)村家庭樣本的描述統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥吹匠擎?zhèn)家庭平均基本消費支出是農(nóng)村家庭平均基本消費支出的2.32倍，但城鎮(zhèn)家庭基本消費支出的標準差遠大于農(nóng)村家庭基本消費支出標準差，表明了城鎮(zhèn)家庭的消費不均等現(xiàn)象強于農(nóng)村家庭。由城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭消費支出分布的JB正態(tài)檢驗結(jié)果我們可以看出，其正態(tài)性檢驗p值小于0.0001，因而城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭基本消費支出分布都不服從正態(tài)分布。圖1是利用非參數(shù)方法擬合的城鄉(xiāng)家庭消費支出的樣本分布，可以看出農(nóng)村家庭消費支出分布相對于城鎮(zhèn)家庭消費支出分布是低峰度、左偏，說明農(nóng)村低消費人群較多，而高消費人群多集中于城鎮(zhèn)。表1 中國城鄉(xiāng)家庭基本消費支出分布特征比較 （單位：元）城鄉(xiāng)樣本數(shù)均值標準差峰度偏度正態(tài)性檢驗P值城鎮(zhèn)109811074.218903.8175.895.820.0001農(nóng)村6844764.043738.7211.622.340.0001圖2是各個分位數(shù)下城鄉(xiāng)家庭消費支出差異情況，可以看到，在各個分位數(shù)上城鎮(zhèn)家庭的年家庭消費支出遠遠高于農(nóng)村家庭的消費支出，并且隨著分位數(shù)的增加，差距越來越大，在最高分位數(shù)上城鄉(xiāng)消費差異達到最大，說明城鄉(xiāng)高消費群體差異的要大于城鄉(xiāng)低消費群體的差異。圖1 城鄉(xiāng)家庭消費支出樣本分布圖2 不同分位數(shù)下城鄉(xiāng)家庭消費支出五、實證分析 （一）分位數(shù)回歸分析分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭消費支出在1%到99%分位數(shù)上采用平滑算法做分位數(shù)回歸，所得結(jié)果列于表2和表3 。因房地產(chǎn)財富及家庭收入在決定家庭消費上起著重要的作用，因此我們將其回歸系數(shù)列于圖3及圖4中，以便于觀察房地產(chǎn)財富消費彈性及收入消費彈性在不同分位數(shù)上的變化趨勢。我們可以發(fā)現(xiàn)：1.無論是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，房產(chǎn)財富、家庭年收入在所有分位數(shù)上的參數(shù)估計結(jié)果都在5%顯著性水平上顯著，說明這兩個因素在決定城鄉(xiāng)家庭消費支出中起了重要的作用。而且房地產(chǎn)財富和收入對不同消費群體的消費彈性是不同的，我國農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭收入消費彈性分別在0.42-0.82和0.47-0.77之間，農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭地產(chǎn)財富彈性在0.11-0.17和0.14-0.24之間，在50%分位數(shù) 普通回歸是基于被解釋變量條件均值的回歸，所以50%分位數(shù)的分位數(shù)回歸系數(shù)約等于普通回歸的系數(shù)。的房地產(chǎn)消費彈性為0.16左右，這與駱祚炎（2007）利用普通回歸估計的我國房地產(chǎn)消費彈性為0.14，黃靜、屠梅曾（2009）利用普通回歸估計的我國房地產(chǎn)財富消費彈性為0.08-0.12都比較接近，且與Case、Quigley和Shiller（2005）對歐洲國家20實際90年代房地產(chǎn)財富消費彈性為0.110.17也接近。這說明了我國房地產(chǎn)財富對消費的影響是不容忽視的。而且本文與前人研究不同的是，發(fā)現(xiàn)家庭年收入和房地產(chǎn)財富對不同消費層次的家庭邊際消費彈性是不同，而且農(nóng)村和城鎮(zhèn)之間也存在較大的差異。從消費層次上來看，無論是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，低消費水平居民的收入和地產(chǎn)財富消費彈性都要高于高消費水平居民上的收入和地產(chǎn)財富消費彈性。從城鄉(xiāng)收入消費彈性差異來看，在中低消費水平上的農(nóng)村收入消費彈性要高于城鎮(zhèn)的收入消費彈性，而在高消費水平上，城鎮(zhèn)的收入消費彈性反而略高于農(nóng)村收入消費彈性，主要原因在于低消費層次的家庭中，農(nóng)村家庭年收入相對于對城鎮(zhèn)家庭年收入偏低，因此農(nóng)村的邊際消費彈性更大；而高消費層次的家庭中，農(nóng)村家庭由于缺少完善的社會保障，預防性儲蓄意愿更強，而城鎮(zhèn)相對于農(nóng)村來說，有比較完善的社會保障制度，因此農(nóng)村家庭的收入邊際消費彈性較城鎮(zhèn)家庭要低。從城鄉(xiāng)地產(chǎn)財富消費彈性差異來看，農(nóng)村地產(chǎn)財富消費彈性都低于相應(yīng)的城鎮(zhèn)地產(chǎn)財富消費彈性。主要原因，農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施落后，綜合商業(yè)設(shè)施不完善，教育和文化生活差，因此農(nóng)村的房地產(chǎn)價格增長緩慢，農(nóng)村家庭擁有的地產(chǎn)財富遠低于城鎮(zhèn)家庭的地產(chǎn)財富，而且農(nóng)村絕大多數(shù)房子都是農(nóng)民自住房，而城鎮(zhèn)有相當一部分商品房是投資品，再加上農(nóng)村房地產(chǎn)交易市場落后，即使農(nóng)村的房價上漲，農(nóng)民也很難通過在市場出售轉(zhuǎn)化為收入，因此農(nóng)村家庭的地產(chǎn)財富消費彈性要低于城鎮(zhèn)家庭的地產(chǎn)財富消費彈性。2.無論是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，家庭年收入對家庭消費支出的影響高于房地產(chǎn)財富對家庭消費支出的影響，回歸結(jié)果顯示，在所有分位數(shù)上，收入彈性系數(shù)高于房產(chǎn)價值彈性系數(shù)。由此可見，居民收入的增加在提高一個家庭的消費支出上的作用要強于于房產(chǎn)財富對家庭支出的影響，也就是說我國目前家庭收入是影響居民消費支出的最主要因素。主要原因在于：當前，對于大部分家庭，住房主要用于自住而非投資，即使房價上漲，他們也不太可能真正去兌現(xiàn)房地產(chǎn)增值收益。一方面，要繼續(xù)享用住房服務(wù)，另一方面，住房作為家庭地位和財富的重要象征，人們更傾向于改善居住條件，而不太可能會更提到面積更小或者地理位置更偏、更便宜的住宅。所以對絕大部分家庭而言，房產(chǎn)價值的上升僅僅是心理上的虛擬財富而不是真實的財富，所以對消費的真實影響并不很大。3.在城鎮(zhèn)家庭中，家庭人口數(shù)對家庭消費支出的影響僅在中高分位數(shù)上顯著，其作用表現(xiàn)為家庭人口越多，家庭年消費支出就越多，這符合實際經(jīng)濟理論。在農(nóng)村家庭中，家庭人口數(shù)對家庭年消費支出的影響僅在某些分位數(shù)上顯著，而且觀察其系數(shù)的符號可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭人口數(shù)與家庭消費支出之間的呈現(xiàn)負相關(guān)的關(guān)系，與一般現(xiàn)實情況不相符合，但是分析目前中國國情我們可以了解到，當前有大量的農(nóng)村居民進入城市務(wù)工而長期在外，我們所使用的CGSS數(shù)據(jù)在調(diào)查農(nóng)村數(shù)據(jù)時詢問的家庭成員包含了在家務(wù)工的成員，而這些在外務(wù)工的家庭成員其年消費支出并不計入農(nóng)村家庭的消費支出，故造成了一種家庭成員與家庭消費支出呈負相關(guān)關(guān)系的假象。而城鎮(zhèn)家庭人口的流動性相對于農(nóng)村家庭人口流動性較弱，故城鎮(zhèn)家庭人口的數(shù)量對家庭消費支出的影響較大。4.不論是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，戶主的年齡對家庭的消費支出的影響雖然在大部分分位數(shù)上是顯著的，但是其系數(shù)值卻非常小，可見戶主年齡對家庭消費支出的影響十分微弱。 5.戶主婚姻狀況對家庭基本消費支出的影響顯著。城鎮(zhèn)和農(nóng)村的分位數(shù)回歸結(jié)果都顯示，婚姻狀況對低消費層次的影響要大于高消費層次。表3 中國城鎮(zhèn)家庭消費支出在各個分位數(shù)下的回歸參數(shù)估計結(jié)果0.050.100.300.500.700.900.95房地產(chǎn)財富0.241*0.267*0.180*0.164*0.148*0.142*0.144*收入0.771*0.767*0.700*0.656*0.588*0.454*0.473*家庭人口數(shù)-0.031-0.0210.0120.013*0.022*0.023*0.033*戶主年齡-0.000*-0.000*0.000*0.000*0.000*0.000*0.000*同居1.470*1.300*0.936*0.571*0.468*0.2710.176已婚有配偶1.010*1.087*0.983*0.709*0.672*0.367*0.395*分居1.185*1.013*0.648*0.20070.553*-0.016-0.137離婚1.149*1.060*0.956*0.858*0.731*0.573*0.687*喪偶0.975*1.052*1.044*0.700*0.700*0.446*0.583*注：*和*分別表示在5%和10%顯著水平下顯著。表4 中國農(nóng)村家庭消費支出在各個分位數(shù)下的回歸參數(shù)估計結(jié)果0.050.100.300.500.700.900.95房地產(chǎn)財富0.173*0.151*0.151*0.107*0.140*0.114*0.109*收入0.822*0.816*0.773*0.699*0.555*0.420*0.416*家庭人口數(shù)-0.009-0.019-0.034*-0.027*-0.041*-0.063*-0.042戶主年齡-0.000*-0.000*-0.000*-0.0000.0000.000*0.000*同居2.755*2.642*1.638*1.234*1.053*0.449*0.103已婚有配偶2.113*2.257*2.042*1.128*0.809*0.605*0.513*分居2.717*2.601*1.716*0.341-0.352-1.118*-1.497*離婚2.940*2.802*2.134*0.8180.471-0.290-0.631*喪偶2.140*2.282*1.877*1.195*0.942*0.526*0.494注：*和*分別表示在5%和10%顯著水平下顯著。（二）反事實分析與分位數(shù)分解下面借助Machado和Mata(2005)提出的反事實分析和分位數(shù)分解方法以深入了解房地產(chǎn)財富對中國城鄉(xiāng)家庭消費行為的差異。本文所關(guān)心的反事實分析是如果農(nóng)村家庭按照城鎮(zhèn)家庭的消費彈性決定家庭消費支出的話，農(nóng)村家庭的消費支出分布會如何？我們將反事實分析的結(jié)果列于圖3中，其中最左邊實線表示農(nóng)村消費支出的樣本分布，最右邊虛線表示城鎮(zhèn)消費支出的樣本分布，中間虛線表示農(nóng)村家庭按照城鎮(zhèn)家庭的邊際消費彈性所決定的反事實家庭消費支出分布。我們可以看出，反事實農(nóng)村家庭的消費支出分布與原本的農(nóng)村家庭消費支出分布相近，表明城鄉(xiāng)家庭消費彈性的差異并不是造成城鄉(xiāng)家庭消費支出差異的主要原因。圖3 反事實分析城鄉(xiāng)家庭消費支出分布圖接著，我們進行家庭支出差異的分位數(shù)分解，得出影響城鄉(xiāng)家庭基本消費支出差異的兩個影響因素“消費彈性影響”和“變量影響”，其中“消費彈性影響”體現(xiàn)的是城鄉(xiāng)家庭消費行為受家庭收入、房地產(chǎn)財富等因素的影響不同，從分位數(shù)回歸的結(jié)果可以看出，城鄉(xiāng)家庭的收入消費彈性與房地產(chǎn)財富消費彈性在各分位數(shù)上都有較大的差別，而“變量影響”體現(xiàn)的是城鄉(xiāng)家庭在變量分布上的不同，也就是城鄉(xiāng)家庭因其家庭收入及房地產(chǎn)財富的差異而導致家庭基本生活支出的差異，分解得出結(jié)果列于表5中。表5 部分分位數(shù)上城鄉(xiāng)家庭消費支出差異分解分位數(shù)城鄉(xiāng)差異變量影響消費彈性影響變量影響度（%）消費彈性影響度（%）0.051.36781.17770.190186.1013.900.10.91940.84080.078591.468.540.250.87220.73760.134684.5615.440.51.02020.90090.119388.3111.690.750.86560.8838-0.0182102.10-2.100.90.61380.6775-0.0637110.39-10.390.950.29780.6552-0.3574220.01-120.01 從表5可以看出：（1）不同分位數(shù)上的城鄉(xiāng)家庭基本生活支出差異不同，其中導致城鄉(xiāng)家庭消費差異的“變量影響度”在高分位數(shù)上的取值高于低分位數(shù)上取值，說明隨著城鄉(xiāng)消費水平的提高，城鄉(xiāng)家庭的變量特征差異是造成城鄉(xiāng)差異的主要原因；而導致城鄉(xiāng)家庭消費差異的“消費彈性影響度”在高分位數(shù)上的取值低于低分位數(shù)上的取值，說明隨著城鄉(xiāng)家庭消費水平的提高，城鄉(xiāng)家庭間的消費彈性差異縮小。（2）在所有分位數(shù)上，“變量影響度”大于“消費彈性影響度”，說明城鄉(xiāng)家庭基本生活支出主要是由城鄉(xiāng)家庭的特征變量分布不同引起的，也就說城鄉(xiāng)間的消費支出差異主要來源于城鄉(xiāng)家庭收入及房地產(chǎn)財富的差異。 表6是城鄉(xiāng)家庭的特征變量分布不同對城鄉(xiāng)家庭的消費支出差異的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)：（1）收入和房地產(chǎn)財富是造成變量差異的主要原因，而且房地產(chǎn)財富對高消費群體的變量差異影響度要高于低消費群體的影響度，而收入對低消費群體的變量差異影響度要高于高消費群體，這主要是因為我國現(xiàn)階段城鄉(xiāng)低消費群體擁有的房地產(chǎn)財富都是比較少的，差異不大，而城鄉(xiāng)高消費群體的擁有房地產(chǎn)財富差異很大；（2）收入、房地產(chǎn)財富、家庭人口數(shù)和婚姻狀況對消費彈性差異都有一定程度的影響，其中，收入、房地產(chǎn)財富都有正的影響度，說明消費彈性差異主要由收入和房地產(chǎn)財富的差異造成的，而家庭人口數(shù)和已婚有配偶是負的影響，這說明我國城鄉(xiāng)之間的收入消費彈性和房地產(chǎn)財富消費彈性差異較大，而城鄉(xiāng)間的人口數(shù)和婚姻狀況對消費影響差異不大。 表6 部分分位數(shù)上解釋變量的影響度分解影響度變量差異影響度（%）消費彈性差異影響度（%）分位數(shù)0.10.250.50.750.90.10.30.50.70.9房地產(chǎn)財富6.9419.424.428.1338.5878.1329.2872.3765.0477.7收入95.4772.864.6454.8853.67124.7887.19150.16152.9396.82家庭人口數(shù)-2.414.388.8212.65.35-4.66-34.13-35.19-55.940.07戶主年齡0.021.990.063.371.231.37-0.331.15-1.112.19同居01.100.060.860-0.04-2.030-0.3已婚有配偶-0.020.1313.0100-100.910.36-78.59-59.15-69.02分居000.670.80.3103.6-5.7-1.3-4.8離婚001.20.1601.362.330.630.040喪偶00.2-12.800-0.081.74-2.8-0.51-2.66六 結(jié)論與建議本文利用大型家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對我國房改后房地產(chǎn)財富與消費關(guān)系進行了研究。家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)在樣本總量、指標類別，尤其是在揭示家庭房地產(chǎn)財富效應(yīng)的微觀機制方面，有著宏觀加總數(shù)據(jù)不可比擬的優(yōu)勢。本文采用分位數(shù)回歸方法，能夠捕捉分布的尾部特征，能更加全面的刻畫分布的特征，并且系數(shù)更為穩(wěn)健。本文的研究結(jié)論主要有：首先，城鎮(zhèn)家庭平均基本消費支出遠高于農(nóng)村家庭平均基本消費支出，但城鎮(zhèn)家庭的消費不均等現(xiàn)象更嚴重，農(nóng)村低消費人群較多，而高消費人群多集中于城鎮(zhèn)，且城鄉(xiāng)高消費群體差異的要大于城鄉(xiāng)低消費群體的差異。其次，我國家庭年收入和房地產(chǎn)財富對不同消費層次的家庭邊際消費彈性是不同，我國農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭收入消費彈性分別在0.416-0.822和0.473-0.771之間，農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭地產(chǎn)財富彈性在0.109-0.173和0.144-0.241之間；從消費層次上來看，無論是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，低消費水平居民的收入和地產(chǎn)財富消費彈性都要高于高消費水平居民上的收入和地產(chǎn)財富消費彈性；從城鄉(xiāng)收入消費彈性差異來看，在中低消費水平上的農(nóng)村收入消費彈性要高于城鎮(zhèn)的收入消費彈性，而在高消費水平上，城鎮(zhèn)的收入消費彈性反而略高于農(nóng)村收入消費彈性；從城鄉(xiāng)地產(chǎn)財富消費彈性差異來看，農(nóng)村地產(chǎn)財富消費彈性都低于相應(yīng)的城鎮(zhèn)地產(chǎn)財富消費彈性。第三，無論是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，家庭年收入對家庭消費支出的影響高于房地產(chǎn)財富對家庭消費支出的影響，回歸結(jié)果顯示，在所有分位數(shù)上，收入彈性系數(shù)高于房產(chǎn)價值彈性系數(shù)。由此可見，居民收入的增加在提高一個家庭的消費支出上的作用要強于于房產(chǎn)財富對家庭支出的影響，也就是說我國目前家庭收入是影響居民消費支出的最主要因素。第四，城鄉(xiāng)不同消費水平群體的家庭基本生活支出差異不同，隨著城鄉(xiāng)消費水平的提高，城鄉(xiāng)家庭的變量特征差異對城鄉(xiāng)消費差異的影響增加，而城鄉(xiāng)家庭間的消費彈性差異在縮小。城鄉(xiāng)家庭間的消費支出差異主要來源于城鄉(xiāng)家庭收入及房地產(chǎn)財富的差異。本文的結(jié)果具有重要的政策含義，主要包括以下幾方面：第一，當前我國家庭財富主要還是源自工資性收入，要提高居民的消費支出應(yīng)大力增加居民的收入，尤其要提高農(nóng)村和城鎮(zhèn)中低收入人群的可支配收入，對我國絕大多數(shù)落后的農(nóng)村而言，農(nóng)戶消費需求的提高主要受制于實際購買力過低，受制于城鄉(xiāng)收入差距過大，因此，要提高農(nóng)村居民消費水平，改善農(nóng)民生活條件，當前最迫切的需要是大力提高農(nóng)民的收入水平，特別是提高其現(xiàn)金收入水平，縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，擴大內(nèi)需，促進經(jīng)濟穩(wěn)定增長。第二，由于農(nóng)村社會保障制度不完善，農(nóng)民對未來預期的不確定性，農(nóng)村高收入群體的預防性儲蓄意愿高，其邊際消費彈性低于城鎮(zhèn)高收入群體的邊際消費彈性，因此，通過盡快建立和完善農(nóng)村社會保障制度，消除農(nóng)村居民消費的“后顧之憂”，實現(xiàn)農(nóng)村居民“困有所救、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)”。第三，政府應(yīng)重視縮小城鄉(xiāng)地產(chǎn)財富差距以及由此產(chǎn)生的居民消費行為差異，過去我國經(jīng)濟主要靠投資拉動，但現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展越來越依靠內(nèi)需推動，居民的消費行為對經(jīng)濟增長的作用越來越重要，而地產(chǎn)財富的變動引起居民消費行為的變化對經(jīng)濟發(fā)展影響越來越明顯，而當前，我國房地產(chǎn)市場的發(fā)展集中于城鎮(zhèn)，其主要原因之一在于城鎮(zhèn)擁有優(yōu)越的基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境，完備的城市公共設(shè)施、教育、休閑娛樂等資源配置保證了城鎮(zhèn)房地產(chǎn)市場的發(fā)展，而目前國內(nèi)大部分農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施仍處于較低的水平，落后的公共資源配置使農(nóng)村居民的房地產(chǎn)財富遠遠小于城鎮(zhèn)居民的房地產(chǎn)財富，加大了城鄉(xiāng)貧富差距，因而改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境，完善農(nóng)村公共資源，改善農(nóng)村居民生活環(huán)境，加快農(nóng)村的城市化進程。第四，抑制部分城市房價上漲過快的勢頭，因為部分城市房價上漲過快，通過地產(chǎn)財富效應(yīng)會進一步擴大居民收入和財富分配差距，尤其對即將買房或新買房的居民消費具有擠出效應(yīng)，不利于我國的收入分配改革，將對擴大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟增長和社會和諧穩(wěn)定產(chǎn)生不良的后果。參考文獻1張利庠：二元結(jié)構(gòu)下的城鄉(xiāng)消費差異分析及對策J，中國軟科學，2007(2):