房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響-北京大學(xué)

國(guó)家自然科學(xué)基金—北京大學(xué)管理科學(xué)數(shù)據(jù)中心(DataCenterforManagementScience,NSFC-PKU)成立于交叉學(xué)科為特點(diǎn)的實(shí)體學(xué)術(shù)科研機(jī)構(gòu)，中心長(zhǎng)期開展以中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(ChinaFamilyPanelStudies,CFPS)、中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy,CHARLS)為代表的一系列大樣本、高質(zhì)量的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)收集。自成立以來，。/0116的非對(duì)稱性、異質(zhì)性和作用機(jī)制進(jìn)行了研究。本文主要有以下發(fā)現(xiàn)：(1)房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)消費(fèi)的影響正向顯著，進(jìn)一步來看長(zhǎng)期比短期影響更為明顯。(2)針對(duì)作用機(jī)制檢驗(yàn)的研究發(fā)現(xiàn)，本文否認(rèn)了直接財(cái)富效應(yīng)和抵押品效應(yīng)學(xué)歷的人群中發(fā)揮的更為充分。(3)房產(chǎn)價(jià)值下降和房?jī)r(jià)下跌均不會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生明顯的抑制作用，而房產(chǎn)價(jià)值增加和房?jī)r(jià)上漲均有明顯的刺激作用。(4)房產(chǎn)價(jià)值變化的影響在不同人群中具有差異，相對(duì)于沒有住房改善1的影響意義，也使得房產(chǎn)和居民消費(fèi)之間的關(guān)系成為各國(guó)政府部門和學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的焦點(diǎn)。在2008年四萬億投資和貨幣量化寬松的刺激下，我國(guó)房?jī)r(jià)水平普遍明顯上漲。目前，房地產(chǎn)及其相關(guān)產(chǎn)業(yè)成為當(dāng)前國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，并在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)富分配中起到重要作用。在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景下，房產(chǎn)去庫存成為當(dāng)前宏觀政策核心。與之伴隨的一個(gè)擔(dān)憂是，我國(guó)房?jī)r(jià)長(zhǎng)期維持高位并被認(rèn)為存在較大程度泡沫，房產(chǎn)去庫存的宏觀政策可能帶來房?jī)r(jià)的大幅波動(dòng)，由此可能誘發(fā)費(fèi)會(huì)帶來何種影響？進(jìn)一步來看，伴隨著近年來房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲和住房自有率的大幅提升，房產(chǎn)原因，還是尋求擴(kuò)大居民消費(fèi)的有效途徑，都不能忽視房產(chǎn)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。事實(shí)上，從穩(wěn)增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)和促改革的視角看，房產(chǎn)都是穩(wěn)定消費(fèi)和拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿碓?，考察房利用中?guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年至2014年微觀面板數(shù)據(jù)，本文考察了房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，并進(jìn)一步探討了這一影響的非對(duì)稱性、異質(zhì)性和作用機(jī)制。與以往研究房?jī)r(jià)高低)對(duì)消費(fèi)水平的影響，而很少從增量角度考察房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)消費(fèi)變動(dòng)的影響，本文對(duì)后者進(jìn)行了分析。(2)已有研究沒有系統(tǒng)檢驗(yàn)房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)消費(fèi)變動(dòng)影響背后所蘊(yùn)藏的作用機(jī)制；本文發(fā)現(xiàn)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是根本動(dòng)因，而不是國(guó)外研究所普遍認(rèn)同的抵押品效應(yīng)或直接財(cái)富效應(yīng)。(3)已有關(guān)于我國(guó)房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)消費(fèi)影響的研究，很少針對(duì)房產(chǎn)價(jià)值上升和下降的影響差異進(jìn)行比較，本文基于房產(chǎn)價(jià)值和房?jī)r(jià)兩個(gè)角度進(jìn)行分析，尤其是考察房產(chǎn)價(jià)值下降和房?jī)r(jià)顯著下跌所帶來的消費(fèi)影響，試圖為政策制定和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警方面提供建議。(4)已有關(guān)于我國(guó)房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)居民消費(fèi)影響的研究，很少比較其在不同人群中的差異，本文通過年齡階段、區(qū)域、地本文剩余部分安排如下：第一部分文獻(xiàn)綜述，梳理和評(píng)價(jià)房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)消費(fèi)影響的文獻(xiàn)；第二部分為數(shù)據(jù)和變量，介紹數(shù)據(jù)來源、變量選取和定義；第三部分首先構(gòu)建用于研究房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)消費(fèi)影響的計(jì)量模型，然后進(jìn)行實(shí)證分析、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和進(jìn)一步討論；第四部分系統(tǒng)檢驗(yàn)房產(chǎn)價(jià)值變化影響背后蘊(yùn)含的不同作用機(jī)制；第五部分對(duì)房產(chǎn)價(jià)值變化和房?jī)r(jià)變化影響的非對(duì)稱性進(jìn)行檢驗(yàn)，側(cè)重研究房?jī)r(jià)顯著下跌所帶來的消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)問題；第六部分考察房產(chǎn)價(jià)值變化影響的①根據(jù)《中國(guó)民生發(fā)展報(bào)告(2016)》，城市家庭2014年房產(chǎn)凈值(住房總資產(chǎn)扣除住房負(fù)債后的凈值)占家庭2一般認(rèn)為，房產(chǎn)與消費(fèi)之間存在兩種效應(yīng)，一是房產(chǎn)價(jià)值高低(存量)對(duì)消費(fèi)水平的影響，即資產(chǎn)效應(yīng)；二是房產(chǎn)價(jià)值變化(增量)對(duì)消費(fèi)變動(dòng)的影響，即財(cái)富效應(yīng)。事實(shí)上二者存在明顯差異，前者指同一時(shí)刻不同家庭房產(chǎn)價(jià)值差異導(dǎo)致的消費(fèi)高低，后者指同一家庭不同時(shí)刻房產(chǎn)價(jià)值變化引致的消費(fèi)變化。本文主要考察房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，因此后文不再涉及資產(chǎn)效應(yīng)方面。早期關(guān)于房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究主要采用宏觀加總數(shù)據(jù)，然而它無法避免理論上的“可加性”問題和計(jì)量上的“內(nèi)生性”問題，加之缺乏微觀機(jī)理和異質(zhì)性分析而備受質(zhì)疑，因此主流經(jīng)濟(jì)學(xué)后來強(qiáng)調(diào)使(一)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)學(xué)術(shù)界針對(duì)房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)居民家庭行為影響的關(guān)注由來已久，涉及到客觀(譬如消費(fèi)、工作流動(dòng)性和勞動(dòng)力參與等)和主觀(譬如主觀幸福感、社會(huì)信任和政治態(tài)度等)等多個(gè)維度，由于消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和心理等不同層面的廣泛影響，房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)成為其中的研究熱點(diǎn)。關(guān)于房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，早期研究側(cè)重于估計(jì)房產(chǎn)價(jià)值變化(或者房?jī)r(jià)波動(dòng))對(duì)居民消費(fèi)影響總體作用力、方向和顯著性等方面，近年來，有關(guān)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究日益豐富①。值得注意的是，房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)往往是不同作用渠道的合力，而它們發(fā)揮作用的方式、方向和程度不盡相同，同時(shí)相關(guān)研究又是基于不同國(guó)家、地區(qū)以及不同樣本時(shí)間的宏微觀數(shù)據(jù)，所得結(jié)論可能存在一定差異。國(guó)際上關(guān)于房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究開展較早，成果也較為豐富，往往以邊際消費(fèi)傾向(MPC)或者消費(fèi)彈性的形式表現(xiàn)。大多數(shù)研究認(rèn)為，房產(chǎn)價(jià)值變化(或者房?jī)r(jià)波動(dòng))0.2，而Calcagnoetal.(2009)基于意大利銀行住戶收入和財(cái)富調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，邊際消費(fèi)傾Gan0)基于香港地區(qū)個(gè)人住房抵押貸款和信用卡消費(fèi)的研究發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)每升Wang值變化的邊際消費(fèi)傾向約為0.18；Bhatia&Mitchell(2016)基于加拿大微觀家庭的研究發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)收益每目前，關(guān)于我國(guó)房產(chǎn)(或房?jī)r(jià))對(duì)消費(fèi)影響的微觀實(shí)證研究開展較晚，相關(guān)文獻(xiàn)主要沿襲國(guó)外的研究范式來展開，但有關(guān)房產(chǎn)(或房?jī)r(jià))對(duì)消費(fèi)影響的有限研究往往集中在資產(chǎn)效應(yīng)(黃靜比較，財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱性，財(cái)富效應(yīng)關(guān)于不同類型消費(fèi)品的影響差異，以及在年齡、資產(chǎn)等方面的門檻效應(yīng)等ntPeltonenCalcagnoetalKhalifaetalTobingAtalayetal3萬曉莉等，2017)，真正涉及財(cái)富效應(yīng)的文獻(xiàn)較為缺乏并且尚未達(dá)成共識(shí)。僅有的幾篇文獻(xiàn)主要如下，杜莉等(2013)基于上海居民調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上漲總體上提高了居民的平均消費(fèi)傾向；李濤和陳斌開(2014)基于中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究表明，房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)并不顯著，即使在擁有第二套住房的家庭中也不顯著，謝潔玉等(2012)使用同樣數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上漲家庭追蹤調(diào)查的研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)住房產(chǎn)對(duì)消費(fèi)沒有明顯作用，但非現(xiàn)住房對(duì)家庭消費(fèi)具有明顯的促進(jìn)作用，其中彈性系數(shù)為0.075。其中，以李濤和陳斌開(2014)、尚昀和臧旭恒(2016)的研究①。(二)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)制研究近年來，關(guān)于房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究重心之一在于作用機(jī)制的微觀檢驗(yàn)，主要包括直接財(cái)富效應(yīng)、抵押品效應(yīng)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)等。也有學(xué)者提出，房產(chǎn)價(jià)值變化與消費(fèi)并無關(guān)聯(lián)，即房產(chǎn)價(jià)值變化和消費(fèi)變動(dòng)之間不存在因果關(guān)系，自然就談不上所謂作用機(jī)制?？偟膩砜矗煌饔脵C(jī)制1.直接財(cái)富效應(yīng)所謂直接財(cái)富效應(yīng)(又稱純財(cái)富效應(yīng))，是指房產(chǎn)價(jià)值增加(或房?jī)r(jià)上漲)時(shí)會(huì)降低居民預(yù)算約束，刺激居民消費(fèi)意愿，從而帶來居民消費(fèi)的持久性增加。具體而言，很多學(xué)者基于持久收入假說認(rèn)為，如果未預(yù)期到(Unexpected)的房?jī)r(jià)上漲(房產(chǎn)價(jià)值增加)促進(jìn)居民消費(fèi)，而預(yù)期到(Expected)的房?jī)r(jià)上漲(房產(chǎn)價(jià)值增加)并無顯著影響，那么直接財(cái)富效應(yīng)就是成立的。al(2009)的研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)期以及未預(yù)期到的地區(qū)房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)年輕和年老住戶均對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生顯著影此外，還有一些文獻(xiàn)基于有無住房(即無房者RenterVS有房者Owner)、住房數(shù)量(單套2.抵押品效應(yīng)所謂抵押品效應(yīng)(又稱流動(dòng)性約束效應(yīng))，是指居民在現(xiàn)實(shí)中往往面臨流動(dòng)性約束，而住房對(duì)消費(fèi)者借貸而言具有抵押品作用，住戶更容易獲得貸款并減少融資成本，通過信貸市場(chǎng)增加了①正如李濤和陳斌開(2014)文中所說，“由于能力、偏好、對(duì)未來預(yù)期等因素不可觀察，要在橫截面數(shù)據(jù)中解決因缺失變量帶來的內(nèi)生性問題是非常困難的，一種理想的情況是，如果擁有家庭兩期面板數(shù)據(jù)，我們可以通過在計(jì)量模型中添加家庭固定效應(yīng)來控制家庭成員不可觀察的能力和偏好，進(jìn)而研究住房?jī)r(jià)格變化對(duì)居民消費(fèi)的影響，這就是文獻(xiàn)中所強(qiáng)調(diào)的財(cái)富效應(yīng)”。遺憾的是，雖然李濤和陳斌開(2014)、尚昀和臧旭恒(2016)的研究模型分析。4占可支配收入)越高，即居民遭受流動(dòng)性約束的可能性和程度越高，房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)越明顯，從而值比)是否高于0.8為界定義是否遭受流動(dòng)性約束(超過則認(rèn)為遭受約束，反之則沒有)，研究3.預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)所謂預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，是指面對(duì)不確定的世界，房產(chǎn)具有緩沖儲(chǔ)備的功能，當(dāng)房產(chǎn)價(jià)值增加時(shí)，居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄需求會(huì)減少，從而增加當(dāng)期消費(fèi)。值得注意的是，大多數(shù)國(guó)際研究檢驗(yàn)抵押品效應(yīng)是否成立，但對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較少進(jìn)行檢驗(yàn)。究其原因，相關(guān)文獻(xiàn)集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，社會(huì)保障制度往往相對(duì)完善導(dǎo)致家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)相對(duì)較低，同時(shí)消費(fèi)信貸較為發(fā)達(dá)導(dǎo)致對(duì)此，相關(guān)研究主要借鑒流動(dòng)性約束的代理指標(biāo)進(jìn)行反向檢驗(yàn)，即如果流動(dòng)性約束越緊的居研究發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)性約束越強(qiáng)的那些家庭往往不會(huì)擁有較多的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，當(dāng)房產(chǎn)價(jià)值增加導(dǎo)致存在資本利得時(shí)，流動(dòng)性約束越松的家庭反而越有可能相應(yīng)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄而增加消費(fèi)，從而支持預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的成立；Mian&Sufi(2011)基于美國(guó)大都會(huì)地區(qū)(MSAs)微觀家庭的研究表明，然而，這種間接檢驗(yàn)方法往往受到質(zhì)疑，原因在于抵押品效應(yīng)的否定并不必然意味著預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的成立。Gan(2010)提出，當(dāng)人們感到無需存錢時(shí)可能增加外出就餐等開支，故容易推斷出房產(chǎn)增值對(duì)諸如外出就餐或者娛樂等自由支配的花銷影響更為敏感，并由此出發(fā)驗(yàn)證了預(yù)文章對(duì)財(cái)富效應(yīng)背后蘊(yùn)含的不同作用機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)，但主要局限在香港地區(qū)，而該地區(qū)無論是經(jīng)濟(jì)體制、金融市場(chǎng)環(huán)境和消費(fèi)心理等諸多方面與內(nèi)地存在較大差異，所得結(jié)論并不具備全國(guó)代表性。此外，還有一些學(xué)者認(rèn)為，盡管從歷史數(shù)據(jù)來看，房產(chǎn)(或房?jī)r(jià))與居民消費(fèi)具有同向運(yùn)動(dòng)的強(qiáng)相關(guān)性，但這并不能說明兩者間一定存在因果關(guān)系，也有可能是預(yù)期收入、利率、金融自①關(guān)于流動(dòng)性約束(類似于信貸約束)，相關(guān)研究主要通過流動(dòng)資產(chǎn)占收人比(LWY)、負(fù)債占可支配收入比 (DSR)、貸款占住房?jī)r(jià)值比(LTV)、剩余房貸占家庭總收入比重即抵押貸款可承受能力(Mortgage而增加的儲(chǔ)蓄，如果房產(chǎn)價(jià)值增加(房?jī)r(jià)上漲)導(dǎo)致存在資本利得時(shí)，流動(dòng)性約束越松的家庭則越有可能相應(yīng)減52016)，換句話說，房產(chǎn)與居民消費(fèi)之間被認(rèn)為是“無關(guān)的”。(三)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱性房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)研究領(lǐng)域的一個(gè)有趣問題在于檢驗(yàn)財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱性是否成立，即檢驗(yàn)房產(chǎn)價(jià)值下降(或房?jī)r(jià)下跌)所帶來的消費(fèi)下降程度，是否要高于房產(chǎn)價(jià)值上升(或房?jī)r(jià)上漲)帶來民消費(fèi)銳減和全球性經(jīng)濟(jì)衰退，當(dāng)前我國(guó)房?jī)r(jià)持續(xù)上升，因此大家也日益關(guān)注房?jī)r(jià)顯著下降所帶關(guān)于財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱性，有學(xué)者持支持態(tài)度，譬如Engelhardt(1996)利用美國(guó)收入動(dòng)態(tài)面板調(diào)查數(shù)據(jù)并結(jié)合分位數(shù)回歸方法，通過儲(chǔ)蓄角度間接支持了非對(duì)稱性的成立，研究發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價(jià)上漲時(shí)儲(chǔ)蓄率幾也有文獻(xiàn)認(rèn)為非對(duì)稱性未必成立，譬如Disney(2010)基于英國(guó)家庭動(dòng)態(tài)調(diào)查的研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)具有負(fù)資產(chǎn)(Negativeequity)的家庭而言，房?jī)r(jià)上漲和房?jī)r(jià)下跌時(shí)的邊際消費(fèi)傾向并無較大差異，均為0.04；Jiangetal.(2013)利用美國(guó)退休與健康數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上漲會(huì)刺激消費(fèi)，費(fèi)；Andreu(2015)利用荷蘭家庭微觀數(shù)據(jù)，從儲(chǔ)蓄角度間接檢驗(yàn)否認(rèn)了非對(duì)稱性，研究發(fā)現(xiàn)在不同年齡層面上，房?jī)r(jià)上升對(duì)儲(chǔ)蓄均起到明顯的抑制作用(邊際儲(chǔ)蓄傾向逐漸價(jià)上漲的作用vanBeersetal國(guó)中央銀行家庭調(diào)查的研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上漲和房?jī)r(jià)下跌均對(duì)(四)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的群體差異住房持有狀況。所謂住房持有狀況，具體包括家庭是否持有住房、持有住房數(shù)量或者是否自更為明顯；相對(duì)于單套房家庭，多套房家庭的財(cái)富效應(yīng)更為明顯；相對(duì)于自住房，非自住房的財(cái)Guisoetal和3.5歐分，但對(duì)租房者并未發(fā)現(xiàn)消費(fèi)與房?jī)r(jià)之間的顯著關(guān)系；Sinai&Souleles(2005)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)具有多套住房的家庭而言，財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮的最為充分，但對(duì)僅擁有一套或者甚至沒有住房的家庭而言，財(cái)富效應(yīng)Gan9.97%的消費(fèi)支出上漲，但對(duì)僅擁有一套房家庭而言僅為1.68%；尚昀和臧旭恒(2016)研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)住房產(chǎn)對(duì)消費(fèi)沒有明顯6了租住和住房擁有家庭的財(cái)富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)變動(dòng)系數(shù)基本相同；杜莉等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上升對(duì)無房家庭消費(fèi)的刺激作用甚至大于有房家庭；李濤和陳斌開(2014)的研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于年齡階段。很多學(xué)者認(rèn)為，由于年老人群往往擁有較多的房產(chǎn)和收入，年輕人群擁有的則相 (2007)基于英國(guó)微觀家庭消費(fèi)支出的研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)每上漲1%，年長(zhǎng)者的消費(fèi)彈性(約1.7%)l約為年輕者(1.1%)的兩倍，很多學(xué)者的研究角度和結(jié)論與之類似(Sinai&Souleles，2005；Grant如Wang(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，年輕群體的邊際消費(fèi)傾向約為每歐元1.8Tobing(2012)以美國(guó)2001、2003和2005年收入追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(PSID)為基礎(chǔ)，使用門檻估計(jì)一個(gè)簡(jiǎn)單的正向或者負(fù)向關(guān)系，采用門檻估計(jì)模型，發(fā)現(xiàn)了收入的門檻效應(yīng)，Liaoetal.(2014)將傳統(tǒng)的財(cái)富效應(yīng)研究與行為經(jīng)濟(jì)學(xué)相結(jié)合，檢驗(yàn)了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與財(cái)富效應(yīng)的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)僅低風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭組表現(xiàn)出房產(chǎn)財(cái)富綜合對(duì)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)、作用機(jī)制、非對(duì)稱性及群體差異的文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，我國(guó)居民房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究較為缺乏，尤其是對(duì)作用機(jī)制的微觀檢驗(yàn)和群體差異研究還不夠深入，特別是有關(guān)非(一)數(shù)據(jù)來源本文數(shù)據(jù)來自于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(ChinaFamilyPanelStudies，CFPS)，該組數(shù)據(jù)由北京大CFPS年和2014年數(shù)據(jù)，在穩(wěn)健性分析中也使用了CFPS2012年數(shù)據(jù)①。能性 7居民和農(nóng)村居民的定義，規(guī)定城鎮(zhèn)居民是指居住在城鎮(zhèn)范圍內(nèi)的常住人口，包含具有城鎮(zhèn)戶籍的本時(shí)，本文選取以兩次調(diào)查都在樣本中的城鎮(zhèn)家庭，并且刪除跨年間家庭住址發(fā)生變化的城鎮(zhèn)家。(二)變量定義1.家庭人均非住房消費(fèi)。參照相關(guān)研究，本文引入家庭人均非住房消費(fèi)(非住房消費(fèi)支出/家括食物支出、衣著支出、居住支出、家庭設(shè)備及日用品支出、醫(yī)療保健支出、交通通訊支出、文2.家庭人均凈房產(chǎn)。CFPS問卷中詢問了城鎮(zhèn)居民的自評(píng)房產(chǎn)價(jià)值(以下簡(jiǎn)稱房產(chǎn))，本文通過家庭人均凈房產(chǎn)考察財(cái)富效應(yīng)。所謂凈房產(chǎn)，是總房產(chǎn)扣除住房負(fù)債后得到的凈值，其中總房其它住房?jī)刹糠?，在問卷中通過被調(diào)查者對(duì)住房的自估價(jià)值進(jìn)行衡量⑤。①本文以家庭戶主常住地來(后文有所說明)區(qū)別城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭，其中農(nóng)村戶籍人口在城市居住6個(gè)月及例非常低(只有X%)，因此房產(chǎn)價(jià)值及其變化對(duì)農(nóng)名工樣本并沒有實(shí)質(zhì)性含義。但考慮到樣本的多元性及與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局定義的可缺失(10年有但14年未有或者反之)和跨年家庭住址發(fā)生變化的城鎮(zhèn)居民還剩8144條，樣本流失率約為12.3%(1042/9286)。通過比較可知，刪失和未刪失樣本中關(guān)鍵變量的統(tǒng)計(jì)特征③關(guān)于對(duì)資產(chǎn)存量是否應(yīng)該進(jìn)行折算的問題，已有研究還存在一定的討論。本文由于特別關(guān)注房產(chǎn)價(jià)值在不同年年份間的可比較性。修費(fèi)和取暖費(fèi)等方面。⑤對(duì)于現(xiàn)住房，如果回答是完全自有的則視為大產(chǎn)權(quán)房，回答和單位共有產(chǎn)權(quán)的則視為小產(chǎn)權(quán)房，回答其它答案 (譬如租住、公房、廉租房、公租房、家人親戚朋友提供等)則視為沒有產(chǎn)權(quán)。對(duì)于大產(chǎn)權(quán)房，自估價(jià)值即為該權(quán)房，根據(jù)我國(guó)國(guó)情其在市場(chǎng)上可以使用、出租、繼承或者轉(zhuǎn)賣，本文同樣將自估CFPS的具有產(chǎn)權(quán)的住房，因此其自估值可視為住房總資產(chǎn)價(jià)值。將二者加總之后，便可得到總的住房資產(chǎn)CFP2014中未涉及該問題，對(duì)此，本文根據(jù)虛擬戶主在CFPS2010時(shí)唯一不變的個(gè)人編碼(pid)在CFPS2014進(jìn)士。為便于分析，本文構(gòu)建戶主是否具有大學(xué)及以上學(xué)歷(包含大專、本科、碩士和博士等)的虛擬變量。⑧CFPS2010關(guān)于家庭成年成員自評(píng)健康狀況的選項(xiàng)為“健康，一般健康，比較不健康，不健康，非常不健人口規(guī)模，便可得到健康成員比重。⑨城鎮(zhèn)居民可支配收入，是指城鎮(zhèn)居民能夠自由支配的收入，一般而言就是城鎮(zhèn)居民家庭收入扣除各項(xiàng)稅費(fèi)和社后余下的收入，既包括現(xiàn)金收入也包括實(shí)物收入。其中，家庭收入是指家庭人員在調(diào)查期內(nèi)獲得的工8GDP關(guān)變量定義的值得注意的是，有關(guān)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究本質(zhì)上是針對(duì)那些不同時(shí)間跨度上均具有房產(chǎn)的家庭進(jìn)行的，在跨期中住房變化可分為四種情況，即跨期均未有住房、由無房到有房、由有房到無房以及跨期均有住房等，對(duì)此，本文分別構(gòu)建上述四種情況的二值虛擬變量d1、d2、d3和d4。NHC071NHV611d101d2d變?yōu)橛蟹縿t取值為01d3d01有住房d4d01gele0101態(tài)rriage01貌itic01家庭中16歲以下成員/家庭人口規(guī)模0家庭中60以上成員/家庭人口規(guī)模01比alth家庭中身體健康成年成員/家庭人口規(guī)模01產(chǎn)NFV地區(qū)t01地區(qū)01凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入之和，不包括出售財(cái)產(chǎn)收入和借貸收入。然后，將家庭收入扣，金融總資產(chǎn)主要包括現(xiàn)金、存款、別人欠自家錢、金融產(chǎn)品(如股票、債券和基金等)兩類，非住房負(fù)債主要包括在銀行和非銀行方面(如親友和民間金融組織等)的非住房方面的負(fù)債(如車貸、教育貸款等)。9地區(qū)ddle01T01GDP率DP所在省(直轄市或自治區(qū))GDP率產(chǎn)NHVC庭人均凈房產(chǎn)的0V940支出me4180te家庭總資產(chǎn)比重01增加Up01下降wn01難ty01el上海地區(qū)取值0101ltiple01可支配收入.8?由于數(shù)據(jù)存在缺失，所以部分變量的觀(一)計(jì)量模型以往國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)由于數(shù)據(jù)所限，關(guān)注更多的往往是房產(chǎn)的資產(chǎn)效應(yīng)而非財(cái)富效應(yīng)，本文通過察房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)。對(duì)此，構(gòu)造模型如(1)式所示：NHCit=b′NHVit+y￠′Xit+vi+T+μit(1)其中，下標(biāo)i表示第i個(gè)城鎮(zhèn)居民家庭，t表示所處時(shí)間(2010或者2014年)；NHCit表示itb表示相關(guān)變量對(duì)應(yīng)的系數(shù)向量；T為時(shí)間固定效應(yīng)，用以表示不可觀測(cè)的不隨個(gè)體變化的時(shí)間因素(譬如宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)等)的影響；μit表示特質(zhì)隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于模型(1)既考慮了個(gè)體固定效應(yīng)，又考慮了時(shí)間固定效應(yīng)，因此模型(1)為雙向的固定效應(yīng)(FE)模型。參考Johnsonetal.(2006)的模型設(shè)定對(duì)模型(1)進(jìn)行差分，得到一階差分的計(jì)量模型：DNHCit=b′DNHVit+y￠′DXit+c+Dμit(2)使用一階差分模型的優(yōu)勢(shì)在于，它通過在家庭內(nèi)部進(jìn)行差分控制了家庭不可觀測(cè)因素對(duì)城鎮(zhèn)效應(yīng)模型本質(zhì)上是等價(jià)的。然而，一階差分模型在應(yīng)用中比固定效應(yīng)模型更加靈活。比如，城鎮(zhèn)居民人均非住房消費(fèi)支出的變化(DNHCit)可能不僅與人均凈房產(chǎn)、人均凈金融資產(chǎn)或者人均可支配收入等時(shí)變變量的差分值有關(guān)，還和一系列變量的水平值(如戶主年齡和受教育程度等)制變量水平值和變動(dòng)值對(duì)城鎮(zhèn)居民人均非住房消費(fèi)支出的影響。下面，給出同時(shí)控制變量差分值和水平值的一階差分模型(3)如下所示：DNHCit=b′DNHVit+y￠′DXit+入￠′Zit+c+Dμit(3)及地區(qū)虛擬變量等。在分析房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)時(shí)，需要考慮不同原因所可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，譬如房產(chǎn)價(jià)值的測(cè)量誤差問題，家庭對(duì)未來的預(yù)期、能力和風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素?zé)o法測(cè)度所帶來的遺漏變量問題，以及居民消費(fèi)變化可能反向影響房?jī)r(jià)進(jìn)而帶影響房產(chǎn)價(jià)值變化的雙向因果關(guān)系問題。事實(shí)上，Wang (2015)認(rèn)為，如果這些不可觀測(cè)的因素在一段時(shí)間內(nèi)保持不變，可以通過個(gè)體“異質(zhì)性”加以控制，這也是面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢(shì)所在。本文參考已有研究，采用所在社區(qū)人均凈房產(chǎn)的中位數(shù)的一階差分值(DNHVC)作為工具變量(IV)①。應(yīng)主要考察房產(chǎn)價(jià)值變化的影響，相關(guān)研究往往僅針對(duì)跨期均有住房的城 (2015)等研究的思路，通過比較全樣本和跨期均有房子樣本(d4=1)關(guān)于DNHV的估計(jì)系數(shù)是否存在明顯差異來進(jìn)行判斷，如果差異不顯著則表明樣本選擇性問題并不嚴(yán)重，否則樣本選擇(二)實(shí)證結(jié)果表2模型(1)控制了人均凈房產(chǎn)、戶主特征、家庭人口社會(huì)學(xué)特征和地理特征，模型(2)在(1)的基礎(chǔ)上繼續(xù)控制了人均可支配收入，模型(3)在(2)的基礎(chǔ)上繼續(xù)控制了人均金融凈資產(chǎn)，模型(4)在(3)的基礎(chǔ)上僅針對(duì)那些跨期均有房子樣本的分析結(jié)果，模型(5)是在結(jié)果①一般而言，居民所在社區(qū)人均凈房產(chǎn)的中位數(shù)(NHVC)，往往與居民人均凈房產(chǎn)(NHV)具有較強(qiáng)的相關(guān)性，但與居民人均非住房消費(fèi)支出(NHC)并無顯著關(guān)聯(lián)。由此可知，NHVC的一階差分值與NHV的一階差分值同(4)基礎(chǔ)上引入IV時(shí)的估計(jì)結(jié)果。首先，通過比較結(jié)果(1)、(2)和(3)發(fā)現(xiàn)，核心變量?人均凈房產(chǎn)的方向、大小和顯著通過比較結(jié)果(4)和結(jié)果(3)可知，?人均凈房產(chǎn)的估計(jì)系數(shù)的大小及其顯著性水平差異不我國(guó)城鎮(zhèn)居民住房自有率較高，而其它變量的系數(shù)大小和顯著性水平與結(jié)果(3)相比也大多保持不變①。此外，通過比較結(jié)果(5)和結(jié)果(4)可知，對(duì)跨期均有住房的子樣本而言，引入IV后?人均凈房產(chǎn)的估計(jì)結(jié)果(0.0110)IV時(shí)相比并無明顯差異，工具變量通過了識(shí)別不足檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)②，IV鑒于房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)兩期均有住房的家庭才更具意義，因此結(jié)果(4)可被認(rèn)為是本文的基準(zhǔn)萬元，即我國(guó)房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)正向顯著。由此可知，當(dāng)前大多數(shù)家庭買房主要作為資產(chǎn)投資而非自住(剛需)，房?jī)r(jià)上漲的強(qiáng)制性儲(chǔ)蓄(減少現(xiàn)期消費(fèi))效應(yīng)要小于但房產(chǎn)價(jià)值增加的財(cái)富效應(yīng)，值得注意的是，由表2可知，?人均可支配收入的影響在結(jié)果(2)和結(jié)果(3)中均為正向顯著，但在結(jié)果(4)和結(jié)果(5)中不再顯著。事實(shí)上，?人均可支配收入和?人均非住房消費(fèi)支出的相關(guān)系數(shù)約為0.1094(跨期均有房樣本)，從而導(dǎo)致可支配收入的變化并不會(huì)對(duì)消費(fèi)支出的變房樣本)，也就不可能存在收入和房產(chǎn)之間相互轉(zhuǎn)化所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。計(jì)240戶)而言，?人均凈房產(chǎn)對(duì)?人均非住房消費(fèi)支出的影響正向不顯著(0.0033)；對(duì)跨期從有房到無房的家庭而言(共計(jì)256戶)，?人均凈房產(chǎn)的影響同樣正向不顯著(0.0010)。某種意義上，再次驗(yàn)證了如果僅對(duì)跨期均有房家庭進(jìn)行分析，由此產(chǎn)生的樣本選擇性問題所帶來的估計(jì)偏誤并不嚴(yán)重。簡(jiǎn)便起見，此處不再匯報(bào)具體估②具體而言，關(guān)于識(shí)別不足檢驗(yàn)(Underidentificationtest)中Kleibergen-PaaprkLMstatistic的檢驗(yàn)值為14.193，檢驗(yàn)(Weakidentificationtest)中，Cragg-DonaldWaldFstatistic和Kleibergen-PaaprkWaldFstatistic的水平上(10%maximalIVsize)取值分別為16.38和8.96，這就表明檢驗(yàn)拒絕了該工具變量與內(nèi)生變量不相關(guān)的(基準(zhǔn)回歸)樣子人均凈房產(chǎn)********)))))***)))))***)))))*******)))))學(xué)及**)))))態(tài))))))貌)))))**)))))比)))))人均可支配收入**))))人均金融凈資產(chǎn)******)))地區(qū))))))地區(qū))))))GDP率298***161******)))))***)))))RN67上存在一定差異；?前綴?表示相關(guān)變量的一階差分值，其中人均非住房消費(fèi)支出、人均凈房產(chǎn)、人均金融凈資產(chǎn)和人均可支配收等變量均以萬元為單位；④括號(hào)內(nèi)數(shù)字表示標(biāo)準(zhǔn)誤，并在社區(qū)層面上聚類(cluster)。一般認(rèn)為，房產(chǎn)和金融資產(chǎn)往往是當(dāng)前中國(guó)城鎮(zhèn)居民最為主要的兩種財(cái)富形式，二者之間可能存在此消彼長(zhǎng)的“蹺蹺板效應(yīng)”，從而可能導(dǎo)致金融凈資產(chǎn)存在內(nèi)生性問題。但本文發(fā)現(xiàn)，這一問題在本文可能并不嚴(yán)重。一方面，數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)人均凈房產(chǎn)的一階差分值和人均金融凈資產(chǎn)的這里可能的原因在于：一方面，我國(guó)居民在金融市場(chǎng)往往存在“有限參與”現(xiàn)象，二者之間的轉(zhuǎn)化并不像其它發(fā)達(dá)國(guó)家那么普遍，內(nèi)生性問題出現(xiàn)的可能性大大降低；另一方面，兩期的間進(jìn)一步來看，由結(jié)果(4)可知，對(duì)于居民消費(fèi)支出而言，影響正向顯著的變量為GDP增長(zhǎng)的消費(fèi)支出將會(huì)增加?；诮Y(jié)果(4)被認(rèn)為是本文的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果，綜合考慮，后文僅針對(duì)那些(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)雖然前面的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)消費(fèi)具有顯著正影響，但為慎重下面從四個(gè)方面放估計(jì)具體估計(jì)結(jié)果，若有興趣可向作者索要。穩(wěn)健性檢驗(yàn)三：將?人均非住房消費(fèi)支出替換為?人均生活消費(fèi)支出(此時(shí)納入居住支出)，準(zhǔn)結(jié)果比較接近，財(cái)富效應(yīng)的結(jié)論依然穩(wěn)健。此外，鑒于估計(jì)系數(shù)略有增大，這從側(cè)面表明房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)居住支出穩(wěn)健性檢驗(yàn)四：將人均層面換成家庭層面，即將人均層面的非住房消費(fèi)支出、凈房產(chǎn)、可支3可知，在將相關(guān)稱人均總房產(chǎn)**)人均凈房產(chǎn)********))))人均可支配收入)))))N(四)進(jìn)一步討論1.房產(chǎn)價(jià)值變化率。之前，本文發(fā)現(xiàn)了房產(chǎn)價(jià)值波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)有著明顯的正向刺激作用，率越高，則非住房消費(fèi)支出變化率就越大，非住房消費(fèi)支出變化率凈房產(chǎn)變化率******(0.00001)(0.00001)可支配收入(15.46032)(15.63521)①下面，本文計(jì)算房產(chǎn)價(jià)值變化率和消費(fèi)支出變化率。所謂房產(chǎn)價(jià)值變化率，即(2014年人均凈房產(chǎn)-2010年人均N2.住房差異。前面都是跨期均有房的簡(jiǎn)單分析，下面我們進(jìn)一步從住房數(shù)量角度進(jìn)行區(qū)分，以跨期單套房為參照，引入是否由單套房轉(zhuǎn)為多套房、是否由多套房轉(zhuǎn)為單套房以及是否跨期多住房面積變化角度進(jìn)行考察，此時(shí)本文以面積跨期不變?yōu)閰⒄战M，引入是否面積增加和是否面積期均為單套房家庭的財(cái)富效應(yīng)依然存在，進(jìn)一步的由交叉項(xiàng)可知，跨期由多套房轉(zhuǎn)為單套房家庭的財(cái)富效應(yīng)顯著降低，跨期由單套房轉(zhuǎn)為多套房家庭的財(cái)富效應(yīng)雖有增加但不明顯；最為重要的家庭在面臨房產(chǎn)價(jià)值增加時(shí)，著。進(jìn)一步的由交叉項(xiàng)可知，跨期面積增加和跨期面積減少家庭的財(cái)富效應(yīng)有所增加但均不顯著，事實(shí)上這兩類家庭已經(jīng)完成了換房，因此房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)其有一定影響，但再購房的動(dòng)機(jī)任然存在，兩方面的綜合作用導(dǎo)致綜上，相對(duì)于單套房家庭，跨期均為多套房家庭的財(cái)富效應(yīng)并未顯著增加；進(jìn)一步來看，在變量跨期均有房家庭跨期均為單套房家庭人均凈房產(chǎn)**(0.0033)(0.0907)均凈房產(chǎn)*IN2(=1)(0.0059)均凈房產(chǎn)*IN3(=1)*(0.0075)均凈房產(chǎn)*IN4(=1)(0.0040)均凈房產(chǎn)*Bigger(=1)(0.0908)均凈房產(chǎn)*Smaller(=1)(0.0908)人均可支配收入(0.0098)(0.0064)套房家庭。N89小于長(zhǎng)期效應(yīng)，原因變量短期效應(yīng)長(zhǎng)期效應(yīng)人均凈房產(chǎn)***(0.0039)(0.0018)人均可支配收入(0.0098)(0.0094)N下面，本文將基于不同角度檢驗(yàn)財(cái)富效應(yīng)的相關(guān)作用機(jī)制是否成立。事實(shí)上，這些作用機(jī)制分。譬如，如果直接財(cái)富效應(yīng)起作用，則可以通過房產(chǎn)價(jià)值增加(房?jī)r(jià)上漲)來促進(jìn)消費(fèi)的持久增加；如果抵押品效應(yīng)起作用，則可以通過提高住戶的信貸可得性來緩解流動(dòng)性約束進(jìn)而刺激當(dāng)當(dāng)期消費(fèi)。(一)直接財(cái)富效應(yīng)下面，本文基于數(shù)據(jù)事實(shí)并參照已有研究，主要從以下兩個(gè)方面進(jìn)行檢驗(yàn)：首先，以城鎮(zhèn)居被認(rèn)為是未預(yù)期到的房產(chǎn)價(jià)值變化的代理變臉，同時(shí)所在社區(qū)商品房?jī)r(jià)格變化率被認(rèn)為預(yù)期到的房產(chǎn)價(jià)值變化的代理變量，估計(jì)結(jié)果參見表7。其次，從房?jī)r(jià)預(yù)期角度出發(fā)，以房?jī)r(jià)預(yù)期不變?yōu)轭A(yù)期上升和預(yù)期下降的兩個(gè)虛擬變量，并與人均凈房產(chǎn)進(jìn)行交叉②。①CFPS問卷中涉及城鎮(zhèn)居民所在社區(qū)商品房的一般價(jià)格，本文通過比較社區(qū)2010年和2014年一般價(jià)格變化便可社區(qū)商品房?jī)r(jià)格變化率。值得注意的是，部分社區(qū)某年商品房一般價(jià)格存在缺失，對(duì)此，本文通過房?jī)r(jià)值除以自住房面積，進(jìn)而計(jì)算得出自住房?jī)r(jià)格；在此基礎(chǔ)上，在社區(qū)層面上求自住房?jī)r(jià)格中位商品房一般價(jià)格的缺失值。當(dāng)然，這種做法存在一定偏差，但無疑最能準(zhǔn)確反映地區(qū)層面房?jī)r(jià)因素域或者區(qū)縣的測(cè)度更為準(zhǔn)確。個(gè)簡(jiǎn)化為預(yù)期下降，將后兩個(gè)簡(jiǎn)化為預(yù)期上升，并以基本不變(即預(yù)期不變)為參照組，構(gòu)建預(yù)期上升和預(yù)期下降的費(fèi)支出?人均凈房產(chǎn)(預(yù)期到的)?人均凈房產(chǎn)(未預(yù)期到的)人均可支配收入N(二)抵押品效應(yīng)下面，本文基于數(shù)據(jù)事實(shí)并參照已有研究思路(Wang，2015)，從家庭負(fù)債程度①和流動(dòng)性數(shù)(約0.4)，引入負(fù)債程度是否較高的二值虛擬變量IC(高于0.4取值為1，否則取值為0)，L交叉。最后，本文將家庭負(fù)債程度是否較高和家庭流動(dòng)性資產(chǎn)數(shù)量是否較低進(jìn)行交叉，并以負(fù)債程度較低(IC=1)且流動(dòng)性資產(chǎn)數(shù)量較低(IL=1)為參照組，考察其它三種情況的差異，估計(jì)結(jié)多寡多寡人均凈房產(chǎn)****?人均凈房產(chǎn)*)))均凈房產(chǎn)*IC1)均凈房產(chǎn)*IL**))①本文參照相關(guān)研究，將家庭負(fù)債程度定義為家庭總負(fù)債/年可支配收入，取值越高則表明流動(dòng)性約束程度越家庭總負(fù)債為未還清住房負(fù)債和金融負(fù)債之和；金融負(fù)債主要包括城鎮(zhèn)居民在銀行和非銀行方面(如親友和民間金融組織等)的非住房方面的負(fù)債(如車貸、教育貸款等)。由于大部分家庭沒有負(fù)債，因此本文參②本文將流動(dòng)性資產(chǎn)定義為家庭凈金融資產(chǎn)和家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性凈資產(chǎn)之和。這些資產(chǎn)與房產(chǎn)相比，變現(xiàn)往往相對(duì)容易，因此流動(dòng)性較強(qiáng)。其中，家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)主要包括農(nóng)用機(jī)械、土地資產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)(家庭在個(gè)人和人均凈房產(chǎn)*(IL=1)均凈房產(chǎn)*IL*))均凈房產(chǎn)*IL)人均可支配收入人均可支配收入)))NN準(zhǔn)組即家庭負(fù)債程度較低家庭的財(cái)富效應(yīng)依然存在，進(jìn)一步的由交叉項(xiàng)可知，家庭負(fù)債程度較高家庭的財(cái)富效應(yīng)雖有增加但不顯著，從而否認(rèn)了抵押品效應(yīng)的成立。同樣的，如果僅從流動(dòng)性資財(cái)富效應(yīng)依然存在，進(jìn)一步的由交叉項(xiàng)可知，流動(dòng)性資產(chǎn)數(shù)量較低的家庭的財(cái)富效應(yīng)雖有減少但影響正向顯著，這表明基準(zhǔn)組即遭受最嚴(yán)重流動(dòng)性約束家庭的財(cái)富效應(yīng)依然存在，進(jìn)一步的由交叉項(xiàng)可知，其它三類家庭的財(cái)富效應(yīng)均有顯著增加，即遭受流動(dòng)性約束相對(duì)較輕家庭的財(cái)富效應(yīng)綜上，無論是家庭負(fù)債程度還是流動(dòng)性資產(chǎn)多寡抑或是將二者交叉，本文直接否認(rèn)了抵押品(三)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)下面，本文參照Gan(2010)的思路，檢驗(yàn)考察房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)不同類型消費(fèi)的影響差異。此時(shí)，本文將非住房消費(fèi)支出進(jìn)一步分為兩類，基本消費(fèi)支出(主要包括食品和衣著等方面)和非基本消費(fèi)支出(主要包括家庭設(shè)備及日用品、交通通訊、醫(yī)療保健、文教娛樂和其它消費(fèi)性支出等方面)；鑒于CFPS在食物支出中并未區(qū)分在家就餐和在外就餐，本文以衣著支出作為基本消費(fèi)支出的代理變量，將文教娛樂和其他消費(fèi)支出作為非基本消費(fèi)支出的代理變量，估計(jì)結(jié)果參支出人均凈房產(chǎn)*****))))人均可支配收入))))N事實(shí)上，城鎮(zhèn)居民如果存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，如果房產(chǎn)增值時(shí)，居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)往往削弱，此時(shí)對(duì)非基本消費(fèi)支出的刺激作用往往更為明顯；當(dāng)房產(chǎn)貶值時(shí)，同樣的對(duì)非住房消費(fèi)支值變化對(duì)城鎮(zhèn)居民非基本消費(fèi)支出的影響往往更為強(qiáng)烈。符合人們的經(jīng)驗(yàn)直覺，從而驗(yàn)證了預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)；進(jìn)一步來看，房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)衣著支出的影響明顯小與以往國(guó)際研究大多支持抵押品效應(yīng)的共識(shí)不同，本文認(rèn)為預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)才是解釋房產(chǎn)價(jià)各種基于房產(chǎn)的抵押貸款、反向抵押貸款和再融資等金融產(chǎn)品的存在，使得居民可以通過不出售越強(qiáng)家庭的刺激作用往往越大，住房抵押貸款近年來迅猛發(fā)展，但抵押貸款產(chǎn)品形式單一尤其是缺乏房產(chǎn)增值抵押貸款產(chǎn)品，流行性約束效應(yīng)的發(fā)揮受到極大限制；不僅如此，我國(guó)居民傳統(tǒng)上“量入為出”的消費(fèi)觀念比較強(qiáng)烈，大多數(shù)家庭消費(fèi)屬于儲(chǔ)蓄型而不是借貸型，不到萬不得已不會(huì)通過抵押住房來滿足當(dāng)前消費(fèi)，從而導(dǎo)致抵押品效應(yīng)往往發(fā)揮(四)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的相關(guān)推論1.有住房困難家庭的財(cái)富效應(yīng)是否更大。如果預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)成立，那么有住房困難家庭在理論上就更應(yīng)該面臨預(yù)防性儲(chǔ)蓄問題，即房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)相對(duì)于無住房困難家庭而言就更大。下構(gòu)建城鎮(zhèn)居民是否存在住房困難的二值虛擬變量(存在困難取值為1，否則為0)，并與?人均凈人均非住房消費(fèi)人均凈房產(chǎn)**)?人均凈房產(chǎn)*住房困難)人均可支配收入S)N是存在的，而交叉項(xiàng)系數(shù)正向不顯著則表明存在住房困難家庭的財(cái)富效應(yīng)雖有增強(qiáng)但不明顯，與預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)并不吻合。事實(shí)上，存在住房困難的城鎮(zhèn)家庭往往收入和資產(chǎn)較低，面對(duì)房?jī)r(jià)持續(xù)高企，在考慮未來改善住房可能引致的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)(如積累首付款、歸還房屋貸款或借款等)時(shí)2.存在改善性住房需求家庭的財(cái)富效應(yīng)是否更小。如果預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)成立，那么存在改善性住房需求家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)相對(duì)較弱，即房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)相對(duì)于沒有改善性住房需求家庭如果家庭人均凈房產(chǎn)低于所在社區(qū)人均凈房產(chǎn)的中位數(shù)，將之定義為城鎮(zhèn)居民具有改善性住房需求，反之不具備改善性住房需求。此時(shí)，本文引入是否具有改善性住房需求的二值虛擬變量(具著，這就表明不存在改善性住房需求城鎮(zhèn)家庭的財(cái)富效應(yīng)是存在的，而交叉項(xiàng)系數(shù)負(fù)向顯著則表難人均凈房產(chǎn))人均凈房產(chǎn)*改善性住房需求*)人均可支配收入)N引入城鎮(zhèn)家庭房產(chǎn)占比是否較高的二值虛擬變量(如果凈房產(chǎn)占凈資產(chǎn)比重大于中位數(shù)0.89，則占比較高的家庭，此時(shí)取值為1，否則取值為0)，然后與?人均凈房產(chǎn)進(jìn)行交叉；穩(wěn)健性起見，本文還以70%分位數(shù)(約0.93)為界構(gòu)建二值虛擬變量后與?人均凈房產(chǎn)進(jìn)行交叉，相關(guān)0.64和0.40)，進(jìn)行類似分析。數(shù)%分位數(shù)人均凈房產(chǎn)**)))))人均凈房產(chǎn)*高)))))人均可支配收入)))))N表明基準(zhǔn)組即房產(chǎn)占比較低家庭的財(cái)富效應(yīng)是存在的，而交叉項(xiàng)均不顯著，這就表明房產(chǎn)占比高低與否并不會(huì)產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)大小的本質(zhì)區(qū)別。之所以差異不大，原因可能在于目前我國(guó)居民的投投資方式可能更為豐富和多樣，住房的投資屬性雖然在一定程度上仍然存在，但受到其它投資方式的影響和沖擊，房產(chǎn)的財(cái)富效(一)房產(chǎn)價(jià)值下降對(duì)消費(fèi)變化的影響近年來，我國(guó)城鎮(zhèn)居民房產(chǎn)由于房?jī)r(jià)持續(xù)上漲而不斷升值，但房?jī)r(jià)居高不下的同時(shí)也存在房?jī)r(jià)下跌導(dǎo)致房產(chǎn)價(jià)值下降的可能性。大家更關(guān)注的一個(gè)潛在經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)是，房產(chǎn)價(jià)值向下而不是忘上變化所帶來的消費(fèi)影響問題，也即房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱性問題。根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)推斷如下，房產(chǎn)價(jià)值增加往往降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，進(jìn)而刺激消費(fèi)，而房產(chǎn)價(jià)值下降時(shí)的影響則恰巧與之相反，從而抑制消費(fèi)。下面，根據(jù)城鎮(zhèn)居民房產(chǎn)價(jià)值的跨年變化情況，分為房產(chǎn)價(jià)值跨，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增此，房產(chǎn)價(jià)值增加會(huì)顯著刺激消費(fèi)，而房產(chǎn)價(jià)值下降在一定程度上抑制消費(fèi)，但無論從系數(shù)值大不成立②。①此時(shí)，本文根據(jù)家庭層面凈房產(chǎn)而不是人均層面凈房產(chǎn)構(gòu)建跨期房產(chǎn)價(jià)值變化的虛擬變量，并且此時(shí)凈房產(chǎn)不再進(jìn)行CPI折算。鑒于房產(chǎn)價(jià)值跨期不變的家庭較少(約為147戶)，為便于分析此時(shí)不再納入，而僅保留跨期Down為0)，并與?人均凈房產(chǎn)**))人均可支配收入))N74下面，對(duì)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱性做進(jìn)一步考察，鑒于房產(chǎn)價(jià)值下降的影響更值得關(guān)注，首針對(duì)住房數(shù)量不變的房產(chǎn)下降城鎮(zhèn)家庭，進(jìn)一步觀察貶值原因是否由于換房原因所導(dǎo)致，相關(guān)結(jié)的房產(chǎn)下降在一定程度上反而會(huì)刺激消費(fèi)，原因可能在于一方面家庭將房產(chǎn)收益轉(zhuǎn)化為收費(fèi)，另一方面家庭也有可能存在購房需求進(jìn)而壓縮消費(fèi)，二者的綜合作用導(dǎo)致最終影響不顯著。住房數(shù)事實(shí)上，在房?jī)r(jià)普遍上漲的今天，住房數(shù)量不變而房產(chǎn)價(jià)值下降可能源于多個(gè)原因，譬如所導(dǎo)致貶值，或者城鎮(zhèn)居民將原有住房置換為條件更差的住房等等。此，本文將其分為兩類家庭，一類是換房，一類是沒有換房。由于CFPS并未詳細(xì)提供每套住當(dāng)然，這一處理方法存在一定偏誤，但能在最大程度上反映了居民住房變化的信息。鑒于未不變致房產(chǎn)價(jià)值下降，可能并不會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)的顯著下降。此外，對(duì)于房產(chǎn)價(jià)值下降，數(shù)量不變且存在換房行為的家庭較分組分析還是引入虛擬變量分析，結(jié)果并無太大差異。然而，如果引入虛擬變量進(jìn)行分析，則無法直產(chǎn)價(jià)值下降家庭的財(cái)富效應(yīng)是否仍然顯著。因此，本文僅匯報(bào)分組回歸時(shí)的估計(jì)結(jié)果，而不再給出引房人均凈房產(chǎn)**)))人均可支配收入)))N0(二)房?jī)r(jià)下跌對(duì)消費(fèi)的影響一般而言，房產(chǎn)價(jià)值變化中，人們最為關(guān)注的問題便是房?jī)r(jià)下跌可能帶來的風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)此，本類是跨期下跌，另一類是跨期未下跌(包含不變和上漲兩類)，此時(shí)，將社區(qū)商品房一般價(jià)格的變化作為居民房?jī)r(jià)變化的代理變量，以考察房?jī)r(jià)下跌與否的影響的非對(duì)稱性。另一方面，CFPS提供了自住房的房產(chǎn)值和建筑面積，也提供了非自住房的房產(chǎn)總值和建筑總面積，但數(shù)據(jù)所限無法獲得每一套住房的具體信息。與此同時(shí)，對(duì)跨期均有住房的家庭而言，擁有一套房的城鎮(zhèn)居民社區(qū)層面房?jī)r(jià)或者自住房房?jī)r(jià)未下跌時(shí)，人均凈房產(chǎn)每增值約1%，則城鎮(zhèn)居民消費(fèi)分別增加約居民的消費(fèi)并無顯著影響，即無論是從顯著性還是系數(shù)值大小來看，房?jī)r(jià)下跌影響的非對(duì)稱性同跌人均凈房產(chǎn)**))))人均可支配收入))))N834我國(guó)房?jī)r(jià)長(zhǎng)期維持高位并被認(rèn)為存在較大泡沫，房產(chǎn)去庫存的宏觀政策可能帶來房?jī)r(jià)的大幅分人都認(rèn)為房?jī)r(jià)存在泡沫。管制導(dǎo)致價(jià)格扭曲，這是符合邏輯的，同時(shí)，管制也能維持扭曲的價(jià)格。從政府部門的調(diào)控目標(biāo)看，一定是避免房?jī)r(jià)的大起大落，尤其是房?jī)r(jià)大跌可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)危機(jī)一個(gè)更好的選擇。(一)年齡階段歲及以下)為參照組，引入是否中年人群(36~59歲)和是否老年人群(60歲及以上)的二值虛輕人群的財(cái)富效應(yīng)是存在的，進(jìn)一步的由交叉項(xiàng)可知，中年人群的財(cái)富效應(yīng)在一定程度上有所增加，而老年人群的在一定程度上有所降低但均不顯著，換句話說，財(cái)富效應(yīng)在不同年齡人群間的財(cái)富效應(yīng)是存在的，進(jìn)一步由交叉項(xiàng)可知，關(guān)于基本消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)在不同年齡人群間的差異并不明顯；同樣的，對(duì)于非基本消費(fèi)支出的結(jié)論與之類似。這就意味著，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)綜上，財(cái)富效應(yīng)在不同年齡人群間的差異并不明顯；進(jìn)一步來看，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱在人均非住房消費(fèi)支出人均基本消費(fèi)支出人均非基本消費(fèi)支出人均凈房產(chǎn)**)))人均凈房產(chǎn)*中年人群(=1))))人均凈房產(chǎn)*老年人群(=1))))人均可支配收入)))N(二)地區(qū)差異下面，本文根據(jù)城鎮(zhèn)居民所在省(直轄市或自治區(qū))，將其所在地區(qū)劃分為(準(zhǔn))一線地區(qū)和非(準(zhǔn))一線地區(qū)，相關(guān)估計(jì)結(jié)果參見表17①。強(qiáng)烈。究其原因，這可能是面對(duì)同等幅度的房產(chǎn)價(jià)值變化，(準(zhǔn))一線地區(qū)城鎮(zhèn)家庭往往面臨更表17(準(zhǔn))一線地區(qū)VS非(準(zhǔn))一線地區(qū)人均凈房產(chǎn)********))))人均可支配收入*))))N17116下面進(jìn)一步考察預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在不同地區(qū)的差異，以準(zhǔn)一線地區(qū)和非準(zhǔn)一線地區(qū)為例進(jìn)行對(duì)準(zhǔn)一線地區(qū)而言，關(guān)于非基本消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)略大于基本消費(fèi)支出，這就表明預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在準(zhǔn)一線地區(qū)表現(xiàn)的就不是那么強(qiáng)烈。究其原因，可能在于準(zhǔn)一線地區(qū)的社會(huì)保障機(jī)制相對(duì)吻合。人均凈房產(chǎn)******))))人均可支配收入*①由于CFPS僅僅提供了所在省(直轄市或自治區(qū))的代碼，而未提供具體所在城市的信息，方便起見，本文首先規(guī)定北京市和上海市為一線地區(qū)，其他地區(qū)為非一線地區(qū)(該定義規(guī)定為一線1)；穩(wěn)健性起見，查閱中國(guó)統(tǒng)，再將天津市、浙江省、福建省和廣東省等地區(qū)納入到準(zhǔn)一線地區(qū)進(jìn)行分析(規(guī)定為一線2)。))))N1616(三)地區(qū)差異下面，本文根據(jù)城鎮(zhèn)居民所在省(直轄市)，按照傳統(tǒng)定義將其劃分為西部地區(qū)、中部地區(qū)為明顯；東部地區(qū)的財(cái)富效應(yīng)正向顯著，但要比中部地區(qū)明顯要低很多，而西部地區(qū)的財(cái)富效應(yīng)人均凈房產(chǎn)***)))人均可支配收入***)))N對(duì)西部地區(qū)而言，非基本消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)明顯大于基本消費(fèi)支出，但均不顯著，這就表明預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在西部地區(qū)并未發(fā)生作用；對(duì)中部地區(qū)而言，非基本消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)明顯大于基基本和非基本消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)均正向顯著且無明顯差別，這就表明預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在東部地區(qū)并未發(fā)生作用。綜上，財(cái)富效應(yīng)在我國(guó)具有一定的地域差異；進(jìn)一步而言，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在人均凈房產(chǎn)*****))))))人均可支配收入****))))))N(四)受教育程度下面，本文根據(jù)城鎮(zhèn)家庭戶主是否具有大學(xué)及以上學(xué)歷，將其劃分為具備和不具備兩類，類教育程度如何，房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)均為正向顯著，其中具備大學(xué)及以上學(xué)歷家庭的財(cái)富效應(yīng)更為明顯。究其原因，房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮需要經(jīng)過一定程序和步驟來履行，而受教育程度較高的戶主充分。學(xué)及以上學(xué)歷的人群而言，基本和非基本消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)均正向顯著且無明顯差別，這就表明預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在西部地區(qū)并未發(fā)生作用；對(duì)具備大學(xué)以及上學(xué)歷的人群而言，非基本消費(fèi)支出的財(cái)富效應(yīng)明顯大于基本消費(fèi)支出，且均顯著，這就表明預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在具有更高教育程度綜上，具備大學(xué)及以上學(xué)歷家庭的財(cái)富效應(yīng)更為明顯；進(jìn)一步而言，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在在具上學(xué)歷歷人均凈房產(chǎn)***********))))))人均可支配收入***))))))N797979本文采用家庭微觀面板數(shù)據(jù)，考察了房產(chǎn)價(jià)值變化對(duì)城鎮(zhèn)居民非住房消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)，并對(duì)而房產(chǎn)價(jià)值下降在一定程度上抑制消費(fèi)，但無論從系數(shù)值大小還是顯著性水平來看，房產(chǎn)價(jià)值增加的影響大于房產(chǎn)價(jià)值下降；進(jìn)一步來看，房?jī)r(jià)上漲能夠顯著刺激消費(fèi)，而房?jī)r(jià)下跌對(duì)消費(fèi)的抑制作用并不明顯，因此無論是間接角度的房產(chǎn)價(jià)值變化還是直接角度的房?jī)r(jià)波動(dòng)，房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱性在我國(guó)并不成立。(3)針對(duì)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)作用機(jī)制檢驗(yàn)的研究發(fā)現(xiàn)，未預(yù)期到和預(yù)期著大于基本消費(fèi)支出，從而支持了預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的成立。(4)房產(chǎn)價(jià)值變化的影響在不同人群中具有差異，相對(duì)于沒有改善需求城鎮(zhèn)家庭，具有改善需求家庭的影響顯著降低；相對(duì)于(準(zhǔn))一線地區(qū)，非一線地區(qū)城鎮(zhèn)家庭的影響更為強(qiáng)烈；相對(duì)于西部和東部地區(qū)，中部地區(qū)的影響更為這一結(jié)論為去庫存政策提供了經(jīng)驗(yàn)支持，同時(shí)表明房?jī)r(jià)的自由波動(dòng)并不會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生強(qiáng)烈抑制作用，相關(guān)管理部分應(yīng)放松房地產(chǎn)市場(chǎng)管控。(2)流動(dòng)性約束的放松有待于我國(guó)金融工具的發(fā)育和規(guī)范，只有深化發(fā)展再融資市場(chǎng)和創(chuàng)新創(chuàng)造新型金融產(chǎn)品和金融工具(譬如抵押貸款、反向抵押貸款和再融資等金融產(chǎn)品)，才能有效將房產(chǎn)資本收益持久性的轉(zhuǎn)化為消費(fèi)。(3)預(yù)防性儲(chǔ)金融資產(chǎn)的影響不容忽視，一方面由于存在種種制度和非制度壁壘，我國(guó)金融市場(chǎng)往往存在居民政府應(yīng)提高股票、證券、基金和債券等風(fēng)險(xiǎn)性金融產(chǎn)品的管理和監(jiān)控能力，盡力避免相關(guān)產(chǎn)品價(jià)第2期。[13]AndreuE.S.,Theeffectofhousepricechangesonhouseholdsavingbehavior:AtheoreticalandempiricalstudyofMResearchReportsVolEEF[14]AtalayK.,WhelanS.,andYatesJ.,Houseprices,wealthandconsumption:NewevidencefromAustraliaandeandWealthVolpp[15]AttanasioO.P.,BlowL.,HamiltonR.andLeicesterA.,Boomsandbusts:Consumption,housepriceandsEconomicsVolpp[16]BhatiaK.,,MitchellC.,Household-specifichousingcapitalgainsandconsumption:EvidencefromCanadian[17]BrowningM.,GortzA.,andPtrsS.L.,Housingwealthandconsumption:Amicropanelstudy,TheEconomic[18]CalcagnoR.,ForneroE,RossiMC.Theeffectofhousepricesonhouseholdsaving:thecaseofItaly,JournalofRealEstateFinanceandEconomics,Vol.39,pp.284-300.[19]Campbell,J.Y.andJ.F.Cocco,2007,HowdoHousePriceAffectConsumption?EvidencefromMicroData,JournalofMonetaryEconomicsVolpp.591-621.[20]CooperD.,Housepricefluctuations:Theroleofhousingwealthasborrowingcollateral,TheReviewofEconomicsolpp[21]CooperD.,ImpendingU.S.spendingbust?Theroleofhousingwealthasborrowingcollateral,FederalreservebankkingPaper[22]