余華義,王科涵,黃燕芬

(中國人民大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100872)

中國住房分類財(cái)富效應(yīng)及其區(qū)位異質(zhì)性
——基于35個(gè)大城市數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

余華義,王科涵,黃燕芬

(中國人民大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100872)

本文旨在研究中國房價(jià)變動(dòng)如何以直接財(cái)富效應(yīng)、流動(dòng)性約束、擠出效應(yīng)和投資品效應(yīng)機(jī)制影響城鎮(zhèn)居民不同類型的消費(fèi)以及作用機(jī)制的區(qū)位異質(zhì)性。在LC-PIH理論框架下，本文運(yùn)用系統(tǒng)聚類分析方法將1998—2014年中國35個(gè)大城市的面板數(shù)據(jù)劃分為高消費(fèi)水平和低消費(fèi)水平兩個(gè)子樣本，實(shí)證研究了房價(jià)變動(dòng)如何通過四種機(jī)制影響總消費(fèi)、生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)。結(jié)果顯示：(1)中國35個(gè)大城市總體上并沒有表現(xiàn)出明顯的住房財(cái)富效應(yīng)。然而，這是高消費(fèi)水平城市住房的財(cái)富效應(yīng)和低消費(fèi)水平城市住房的負(fù)財(cái)富效應(yīng)相互抵消的結(jié)果。(2)高消費(fèi)水平城市的住房財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在房價(jià)提高對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)的正向促進(jìn)作用上，而房價(jià)提高對(duì)生存型消費(fèi)影響并不明顯。(3)低消費(fèi)水平城市的住房負(fù)財(cái)富效應(yīng)主要是由擠出效應(yīng)渠道所引致的。本文的結(jié)論為政府?dāng)U大內(nèi)需、調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)提供了政策啟示。

房價(jià)；財(cái)富效應(yīng)；消費(fèi)；區(qū)位異質(zhì)性

一、引言

Pigou(1941)提出的財(cái)富效應(yīng)假說是居民消費(fèi)研究的重要基石[1]。該理論認(rèn)為，除居民收入變化外，家庭資產(chǎn)價(jià)格變化也會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響。多數(shù)基于西方國家的實(shí)證研究結(jié)果顯示住房具有顯著的財(cái)富效應(yīng)，即住房價(jià)格上漲會(huì)引發(fā)居民消費(fèi)支出的增長*Leung(2004)對(duì)此有詳細(xì)的綜述[18]。。

中國自1998年全面實(shí)行住房市場(chǎng)化改革以來，房價(jià)和城鎮(zhèn)居民住房自有率都在不斷提高，但消費(fèi)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率呈下降趨勢(shì)。那么，中國的住房是否具有財(cái)富效應(yīng)呢？學(xué)術(shù)界對(duì)此存在明顯的爭(zhēng)議。部分學(xué)者認(rèn)為中國住房存在財(cái)富效應(yīng)(黃靜，2011；梁琪等，2011；嚴(yán)金海和豐雷，2012)[2-4]或是弱財(cái)富效應(yīng)(駱祚炎，2010)[5]，即房價(jià)上漲在宏觀上推動(dòng)了居民消費(fèi)的增長。然而，顏色和朱國鐘(2013)基于生命周期的理論分析卻認(rèn)為財(cái)富效應(yīng)在中國住房市場(chǎng)并不存在，高漲的房價(jià)會(huì)引發(fā)抑制消費(fèi)的“房奴效應(yīng)”[6]。高春亮和周曉艷(2007)、譚政勛(2010)和陳斌開和楊汝岱(2013)的實(shí)證研究也認(rèn)為中國的住房存在負(fù)財(cái)富效應(yīng)[7-9]。事實(shí)上，中國住房財(cái)富效應(yīng)依據(jù)傳導(dǎo)機(jī)制的差異又可以進(jìn)一步分解為直接的財(cái)富效應(yīng)、流動(dòng)性約束效應(yīng)、擠出效應(yīng)和投資品效應(yīng)。以往學(xué)者實(shí)證研究顯示中國住房財(cái)富效應(yīng)不顯著的結(jié)論可能是不同傳導(dǎo)機(jī)制下房價(jià)對(duì)消費(fèi)影響相互抵消后的結(jié)果。本文將重點(diǎn)探討房價(jià)格波動(dòng)如何通過四種不同的傳導(dǎo)機(jī)制作用于居民消費(fèi)以及不同傳導(dǎo)路徑對(duì)消費(fèi)影響的強(qiáng)度和方向。

過去文獻(xiàn)在探討中國住房的財(cái)富效應(yīng)時(shí)，較少考慮中國房地產(chǎn)市場(chǎng)巨大的區(qū)位差異。近年來，中國住房市場(chǎng)出現(xiàn)了明顯的“貧富分化”格局。北上廣深等一線城市在限購政策下，依然“地王頻現(xiàn)”，房價(jià)上漲；而二三線城市上漲乏力，三四線城市更是面臨較大的房價(jià)下行和去庫存壓力。中國住房市場(chǎng)明顯的地區(qū)分化特點(diǎn)，決定了不同區(qū)位的住房可能在財(cái)富效應(yīng)上表現(xiàn)出明顯的差異。忽略住房市場(chǎng)的區(qū)位異質(zhì)性，單純從宏觀視角探討住房財(cái)富效應(yīng)，可能得出有偏誤的結(jié)論*如果部分地區(qū)的住房存在財(cái)富效應(yīng)，部分地區(qū)的住房存在負(fù)財(cái)富效應(yīng)，基于宏觀視角的研究可能難以發(fā)現(xiàn)房價(jià)變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的真實(shí)影響。。過去少量文獻(xiàn)探討過中國東部和西部，沿海和內(nèi)陸住房財(cái)富效應(yīng)的差異。然而，中國住房財(cái)富效應(yīng)的區(qū)位異質(zhì)性并非是地理意義上的，按地理劃分來考察住房財(cái)富效應(yīng)的異質(zhì)性往往并不準(zhǔn)確。本文則是通過對(duì)恩格爾系數(shù)的聚類分析，劃分了低消費(fèi)和高消費(fèi)城市，進(jìn)而對(duì)兩類城市的住房財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行比較。

此外，過去有關(guān)住房財(cái)富效應(yīng)的文獻(xiàn)也較少涉及房價(jià)對(duì)居民不同類型消費(fèi)的影響。近年來，隨著中國居民收入不斷提高，居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在發(fā)生轉(zhuǎn)變。居民的恩格爾系數(shù)不斷降低，文化、休閑、教育、醫(yī)療等方面支出明顯增多，消費(fèi)開始從生存型向享受型轉(zhuǎn)型。房價(jià)變動(dòng)對(duì)居民不同類型的消費(fèi)是否有差異性的影響，是本文在考察中國住房財(cái)富效應(yīng)時(shí)的另一重要的著眼點(diǎn)。本文在綜合考慮區(qū)位消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的基礎(chǔ)上，重新探討中國房價(jià)以何種路徑作用于居民消費(fèi)以及房價(jià)波動(dòng)對(duì)居民生存型、發(fā)展型以及享受型消費(fèi)影響的強(qiáng)度和傳導(dǎo)機(jī)制。

二、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

(一)住房財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制

Hall(1978)和Flavin(1981)把持久收入假說對(duì)未來預(yù)期的強(qiáng)調(diào)和生命周期理論對(duì)財(cái)富和人口統(tǒng)計(jì)變量的強(qiáng)調(diào)相結(jié)合，構(gòu)建了當(dāng)代衡量財(cái)富效應(yīng)的LC-PIH分析框架[10-11]。Ludwig and Sloek(2002)將住房資產(chǎn)納入該框架后，依據(jù)房價(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)影響方式的不同，將財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)一步劃分為兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)(Realized wealth effect)、未兌現(xiàn)的財(cái)富效用(Unrealized wealth effect)、流動(dòng)性約束效應(yīng)(Liquidity constraints effect)、預(yù)算約束效應(yīng)(Budget constraints effect)、替代效應(yīng)(Subsitution)和信心效應(yīng)(Confidence effect)[12]。國內(nèi)也有部分學(xué)者依據(jù)該種分類方式探討了中國房價(jià)財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制[13]。然而，上述住房財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制在中國是受限的。首先，美國住房的財(cái)富效應(yīng)可以通過住房的再融資(re-finance)，而中國銀行體系基本不允許住房的再融資。其次，東亞文化的傳統(tǒng)家庭觀念具有極強(qiáng)的遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)，諸如替代效用中的“絕望消費(fèi)”*指某些無房但又準(zhǔn)備購房的家庭面臨高房價(jià)時(shí)可能會(huì)放棄購房消費(fèi)，轉(zhuǎn)而增加非住房支出。等住房財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制效果甚至可以被忽略[14]。因此，完全套用Ludwig and Sloek(2002)的住房財(cái)富效應(yīng)的六種傳導(dǎo)機(jī)制可能并不符合中國實(shí)際[12]。

結(jié)合中國的制度，住房財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制還有其特殊的表現(xiàn)形式。譚政勛(2010)認(rèn)為房價(jià)變動(dòng)會(huì)通過改變貧富差距進(jìn)而影響消費(fèi)。由于富裕階層和貧困階層在消費(fèi)習(xí)慣、流動(dòng)性約束以及風(fēng)險(xiǎn)偏好等方面存在明顯差異，房價(jià)上漲會(huì)通過拉大貧富差距使得消費(fèi)下降[8]。顏色和朱國鐘(2013)認(rèn)為中國的住房財(cái)富效應(yīng)會(huì)受到“房奴效應(yīng)”的制約，即家庭不僅在購房前為湊夠首付而減少消費(fèi)，購房后迫于還貸而犧牲日常消費(fèi)[6]。

事實(shí)上，中國的住房財(cái)富效應(yīng)是受到多種傳導(dǎo)機(jī)制相互作用的綜合結(jié)果。在不同區(qū)域、不同時(shí)段，不同的住房財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制由于此消彼長的關(guān)系可能使得住房的總體財(cái)富效應(yīng)方向具有不確定性。中國居民對(duì)住房購買行為具有“買漲不買跌”的偏好[15]。如果預(yù)期當(dāng)期房價(jià)較前有增長趨勢(shì)，無房家庭可能會(huì)壓縮消費(fèi)以期能購房；對(duì)有房者可能表現(xiàn)為直接的財(cái)富效應(yīng)[16]。當(dāng)房價(jià)處在溫和上漲的階段，住房更多的表現(xiàn)為居住屬性，其價(jià)格上漲往往可導(dǎo)致直接的財(cái)富效應(yīng)；當(dāng)房價(jià)進(jìn)入快速上漲階段時(shí)，住房的投資品屬性將會(huì)凸顯，較高的投資回報(bào)率對(duì)居民除基本生存消費(fèi)以外的發(fā)展和享受型消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生明顯的擠出效應(yīng)[17]。

(二)住房財(cái)富效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性

國外文獻(xiàn)對(duì)不同國家和地區(qū)的住房財(cái)富效應(yīng)做過較為豐富的研究，多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，房價(jià)具有明顯的財(cái)富效應(yīng)[18]。然而，不同國家和地區(qū)之間，住房財(cái)富效應(yīng)的表現(xiàn)程度具有明顯的區(qū)域差異[12]。Ludwig and Sloek(2002)將OECD16國分為市場(chǎng)主導(dǎo)型和銀行主導(dǎo)型國家，結(jié)果顯示市場(chǎng)主導(dǎo)型國家住房的財(cái)富效應(yīng)要大于銀行主導(dǎo)型國家。Case et al.(2005)發(fā)現(xiàn)美國的住房財(cái)富效應(yīng)相對(duì)于14個(gè)其它西方國家要低[19]。Peltonen(2012)對(duì)14個(gè)新型經(jīng)濟(jì)體國家的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示拉丁美洲國家房價(jià)財(cái)富效應(yīng)較小，亞洲國家近年來住房財(cái)富效應(yīng)增長較快，經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展水平落后的國家住房的財(cái)富效應(yīng)反而更大[20]。

國內(nèi)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的研究主要是基于全國整體視角，對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的區(qū)位異質(zhì)性的考察并不多，在數(shù)據(jù)應(yīng)用上以全國層面數(shù)據(jù)或省際面板數(shù)據(jù)的居多[3][5][16]。即使是使用分城市面板數(shù)據(jù)(如高春亮和周曉艷，2007)[7]以及微觀調(diào)查數(shù)據(jù)(如陳斌開和楊汝岱，2013)[9]來探討住房財(cái)富效應(yīng)的文獻(xiàn)，對(duì)于住房財(cái)富效應(yīng)區(qū)位異質(zhì)性的考察也并不深入。事實(shí)上，由于中國各地域在經(jīng)發(fā)展水平、消費(fèi)觀念、人口結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平、貧富差距以及投資渠道等方面存在明顯差異，各地區(qū)房價(jià)的財(cái)富效應(yīng)可能不盡相同[21]。部分文獻(xiàn)采用地理劃分的辦法，考察了中國不同區(qū)位住房財(cái)富效應(yīng)的差異。李成武(2010)和陳峰等(2013)的研究表明，東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的房價(jià)上漲抑制了消費(fèi)增長，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，房價(jià)提高對(duì)消費(fèi)的抑制作用越明顯[22, 23]。然而嚴(yán)金海和豐雷(2012)的研究結(jié)果卻正好相反，其結(jié)論是住房財(cái)富效應(yīng)大小與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度正相關(guān)[4]。這表明，在研究住房財(cái)富效應(yīng)時(shí)，圍繞傳統(tǒng)的東部、中部和西部的區(qū)劃方法已顯得過于生硬，建立在此劃分上得出的結(jié)論可能不具有穩(wěn)健性，特別是使用城市面板數(shù)據(jù)時(shí)*中國中西部省份不及東部省份發(fā)達(dá)，但部分省會(huì)城市(如成都、武漢等)較為發(fā)達(dá)。。因而，探討住房財(cái)富效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性時(shí)，合理對(duì)城市進(jìn)行分類尤為重要。

(三)住房的分類財(cái)富效應(yīng)

住房財(cái)富效應(yīng)除了體現(xiàn)在房價(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)總量的影響上，還體現(xiàn)在房價(jià)變動(dòng)對(duì)不同種類消費(fèi)的影響，即住房的分類財(cái)富效應(yīng)。Bostic et al.(2009)基于美國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，房價(jià)變動(dòng)對(duì)耐久品、非耐久品和食品的消費(fèi)具有不同的影響[24]。姚明明和李華(2014)將八大類消費(fèi)支出分為生存型和享受型兩類研究結(jié)論顯示房價(jià)的財(cái)富效應(yīng)對(duì)享受型消費(fèi)的影響明顯大于對(duì)生存型消費(fèi)的影響[25]。李劍和臧旭恒(2015)運(yùn)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)將房價(jià)波動(dòng)對(duì)八類消費(fèi)支出分別進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證研究顯示房價(jià)上漲主要促進(jìn)了享受型消費(fèi)而對(duì)生存型消費(fèi)表現(xiàn)出了持續(xù)的抑制性[16]。然而，上述文獻(xiàn)在探討住房的分類財(cái)富效應(yīng)時(shí)，缺乏理論框架，且基本上使用的是全國宏觀數(shù)據(jù)或分省面板數(shù)據(jù)，缺乏對(duì)住房分類財(cái)富效應(yīng)的區(qū)位異質(zhì)性的討論。

三、理論模型、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

依據(jù)中國現(xiàn)實(shí)制度環(huán)境，本文將房價(jià)對(duì)消費(fèi)影響的傳導(dǎo)劃分為四種傳導(dǎo)機(jī)制。(1)直接的財(cái)富效應(yīng)機(jī)制。對(duì)于有房家庭而言，房價(jià)持續(xù)上升意味著持久收入增加，消費(fèi)者會(huì)調(diào)整其消費(fèi)計(jì)劃，將住房財(cái)富增值額分配到預(yù)期的余生中去，從而引起消費(fèi)增加，特別是發(fā)展型和享受型消費(fèi)。然而，對(duì)無房家庭而言，房價(jià)上升并不能帶來直接財(cái)富效應(yīng)。(2)流動(dòng)性約束效應(yīng)機(jī)制，其主要體現(xiàn)在裝修住房、購買家電、汽車等一些大額耐用消費(fèi)品的支出上。對(duì)已按揭購房和擬按揭購房家庭而言，即使房價(jià)不變，實(shí)際利率上調(diào)意味著還款成本的增加，居民流動(dòng)性約束增大，進(jìn)而會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)；如果房價(jià)提高同時(shí)上調(diào)實(shí)際利率，居民的當(dāng)期消費(fèi)會(huì)進(jìn)一步降低。(3)擠出效應(yīng)針對(duì)較富裕的租房群體和擬購房的居民，房價(jià)的長期持續(xù)性上漲對(duì)帶有享受型和發(fā)展型的消費(fèi)支出具有擠出效應(yīng)；對(duì)于較貧困的租房群體房價(jià)短期上漲增加了租金支出對(duì)基本的生存型消費(fèi)具有明顯的擠出效應(yīng)。(4)投資品效應(yīng)機(jī)制。住房除了居住屬性外，還具有投資品屬性。富裕家庭在預(yù)期房價(jià)上漲時(shí)，可能會(huì)減少當(dāng)期享受型消費(fèi)，增加在房地產(chǎn)上的投資，以期獲得投資收益。

這四種住房財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制可以見圖1。事實(shí)上，中國房價(jià)財(cái)富效應(yīng)是通過以上四種傳導(dǎo)機(jī)制相互作用的綜合結(jié)果。對(duì)于不同區(qū)位的城市，這四種傳導(dǎo)路徑由于此消彼長的關(guān)系可能使得住房總體財(cái)富效應(yīng)、分類財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮作用的方向具有不確定性。

圖1 住房分類財(cái)富效應(yīng)及其區(qū)位異質(zhì)性的傳導(dǎo)機(jī)制

將上述分析納入研究資產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)的標(biāo)準(zhǔn)LC-PIH框架，我們可構(gòu)建以下理論模型。

模型推導(dǎo)1：

假定消費(fèi)者一生的總效用是他目前和未來消費(fèi)的函數(shù)，消費(fèi)者是理性的根據(jù)效用最大化來安排一生的消費(fèi)：

(1)

(2)

現(xiàn)在對(duì)式中t=0時(shí)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)效用函數(shù)最大化情況進(jìn)行討論：

(3)

(4)

預(yù)算約束為期初財(cái)富與未來收入的貼現(xiàn)總和。

(5)

對(duì)式預(yù)算約束函數(shù)兩邊同時(shí)求期望：

(6)

將結(jié)論帶入式化并對(duì)t→取極限得：

(7)

化簡(jiǎn)后結(jié)果即為在t=0時(shí)期家庭消費(fèi)函數(shù)的一般表達(dá)式。依據(jù)該表達(dá)式可導(dǎo)出財(cái)富效應(yīng)估計(jì)的基本LC-PIH方程為：

Ct=γAt+βYt，0<γ，β<1

(8)

其中，γ與β為參數(shù)，At與Yt分別表示家庭財(cái)富和當(dāng)期收入。

模型推導(dǎo)2：

將模型推導(dǎo)1中的結(jié)論式做進(jìn)一步研究，由于家庭財(cái)富At所包含品類較多部分家庭資產(chǎn)存量難以統(tǒng)計(jì)，按照Modigliani and Tarantelli(1975)的消費(fèi)行為理論[26]，將這部分難以統(tǒng)計(jì)的家庭資產(chǎn)存量用其他可測(cè)量的指標(biāo)進(jìn)行替代。

將式中At進(jìn)一步表示為：

At=Yt-1-Ct-1+At-1

(9)

且由(8)式可得：

(10)

將(10)式代入(9)式可得：

(11)

(12)

化簡(jiǎn)可得：

(13)

(14)

該式即基于LC-PIH框架的家庭消費(fèi)函數(shù)。如只考慮當(dāng)期收入，可進(jìn)一步化簡(jiǎn)為：

(15)

(二)研究設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)房價(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響并考慮消費(fèi)的動(dòng)態(tài)特征以及可能存在的遺漏變量問題，本文在(15)模型的基礎(chǔ)上建立動(dòng)態(tài)面板的計(jì)量模型進(jìn)行具體的實(shí)證分析：

(16)

房價(jià)和利率的交互項(xiàng)刻畫了住房財(cái)富效應(yīng)中流動(dòng)性約束機(jī)制對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的影響。根據(jù)之前的理論分析可知，對(duì)于已購房居民，房價(jià)和利率交互項(xiàng)增大意味著居民按揭還款額增加，預(yù)期可支配收入下降，進(jìn)而對(duì)當(dāng)期居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用；另一方面，對(duì)未購房居民而言，房價(jià)和利率交互項(xiàng)增大會(huì)提高居民的購房成本，會(huì)在一定程度上抑制這部分居民的消費(fèi)意愿。當(dāng)然，流動(dòng)性約束對(duì)不同類型的消費(fèi)具有不同的影響，可以推測(cè)房價(jià)和利率交互項(xiàng)的增加對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)具有明顯的抑制作用，但對(duì)生存型消費(fèi)的影響相對(duì)有限。

(三)數(shù)據(jù)說明

1.變量說明

(1)消費(fèi)支出

為保持研究的一致性，本文所研究的消費(fèi)均指城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)支出，不包含政府消費(fèi)。本文依據(jù)中國國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)居民家庭消費(fèi)支出的分類方式劃分為消費(fèi)性支出和非消費(fèi)性支出。其中消費(fèi)性支出包括了食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通與通訊、教育文化娛樂、居住和雜項(xiàng)商品與服務(wù)，而非消費(fèi)性支出包括財(cái)產(chǎn)性支出、轉(zhuǎn)移性支出、繳納的各項(xiàng)社會(huì)保障支出以及購建房支出。

為了考察中國房價(jià)財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)和不同消費(fèi)層次影響的異質(zhì)性，本文將食品、衣著和居住消費(fèi)反映居民基本日常生活需要的消費(fèi)支出定義為生存型消費(fèi)(sc)，將家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通與通訊、教育文化娛樂雜項(xiàng)商品與服務(wù)能滿足人民舒適、快樂以及精神文化需要的消費(fèi)支出定義為享受型消費(fèi)(xs)，最后將以健康消費(fèi)為代表的非消費(fèi)性支出定義為發(fā)展型(fz)消費(fèi)。

(2)實(shí)物資產(chǎn)

由于商品房平均銷售價(jià)格包括了住宅、商業(yè)營業(yè)用房及其他商品房，住宅商品房只是其中的一個(gè)品類。因而選取住宅商品房平均銷售價(jià)格作為實(shí)物資產(chǎn)的考察變量。

(3)金融資產(chǎn)

余永定和李軍(2000)認(rèn)為西方傳統(tǒng)的消費(fèi)理論無法說明中國消費(fèi)行為的特征，主要原因在于中國居民在生命的不同階段一般都存在一個(gè)特定的支出高峰和相應(yīng)的儲(chǔ)蓄行為[28]。此外儲(chǔ)蓄存款的流動(dòng)性遠(yuǎn)大于實(shí)物資產(chǎn)，對(duì)消費(fèi)的影響可能更顯著，因此本文將居民家庭人均儲(chǔ)蓄款存款額savings納入消費(fèi)函數(shù)的金融資產(chǎn)類別。

(4)其它控制變量

Carroll(1994)認(rèn)為未來的不確定性會(huì)影響居民當(dāng)前消費(fèi)，因而我們也引入了不確定性這一控制變量[29]。然而，不確定性沒有統(tǒng)一的衡量指標(biāo)。Carroll(1994)用勞動(dòng)收入的波動(dòng)來衡量不確定性[29]，余永定和李軍(2000)采用通貨膨脹的預(yù)期來衡量不確定性[28]。李春風(fēng)等(2013)認(rèn)為，模型包含了消費(fèi)支出和可支配收入時(shí)，用消費(fèi)或收入的波動(dòng)衡量不確定性會(huì)產(chǎn)生變量間的相關(guān)性問題[30]。因而，本文參考李春風(fēng)等(2013)的做法，選取城鎮(zhèn)登記失業(yè)率作為不確定性替代指標(biāo)[30]。

表1 變量、定義及其來源

① 相同消費(fèi)類型的簡(jiǎn)單加總。

注：除失業(yè)率外，其余變量通過CPI扣除了通貨膨脹因素。

四、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與估計(jì)方法

(一)多重共線性及Hausman檢驗(yàn)

由于本文在家庭實(shí)物資產(chǎn)中納入了商業(yè)營業(yè)用房，有必要對(duì)家庭財(cái)富變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。表2的結(jié)果顯示，方差膨脹因子在1.255到2.775之間，不滿足多重共線性最大值VIF>10的標(biāo)準(zhǔn)，故樣本不存在多重共線性問題。

此外，由于計(jì)量模型設(shè)定中含有代表個(gè)體異質(zhì)性的不可觀測(cè)值隨機(jī)變量ui，為得到一致估計(jì)需要對(duì)ui與Xi,t，Zi的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。Hausman檢驗(yàn)x2值為59.49，在1%的水平上顯著，說明隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)不能得到一致估計(jì)量。因而，本文選取固定效應(yīng)。

表2 居民家庭財(cái)富的多重共線性檢驗(yàn)

(二)聚類分析

由于中國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征存在顯著差異，對(duì)地區(qū)的分類是研究區(qū)域異質(zhì)性的前提。對(duì)于城市數(shù)據(jù)，簡(jiǎn)單地從地理角度(如東部和西部，內(nèi)陸和沿海等)進(jìn)行分組，可能出現(xiàn)武斷的錯(cuò)誤歸組問題。因而，本文將具有相似經(jīng)濟(jì)特征的城市進(jìn)行了聚類分析。

由之前的分析可知，住房財(cái)富效應(yīng)與當(dāng)?shù)鼐用竦南M(fèi)結(jié)構(gòu)具有密切關(guān)系，對(duì)此本文選用國際通用的反映消費(fèi)結(jié)構(gòu)的恩格爾系數(shù)對(duì)中國35個(gè)大城市進(jìn)行聚類分析*本文選用恩格爾系數(shù)聚類分析的目的不是進(jìn)行貧富分析，而是判別居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。恩格爾系數(shù)通過《中國城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒》的數(shù)據(jù)計(jì)算得到。。在具體的聚類方法上選用系統(tǒng)聚類方法，數(shù)值變量的相似性測(cè)度選擇離差平方和的方法描述區(qū)域間的接近程度*離差平方和測(cè)度方法利用變異系數(shù)分析的思想，可以做到使組間差異盡可能大、組內(nèi)離差平方和盡可能小，該種方法被認(rèn)為是在理論上和實(shí)際上都非常有效的聚類方法。。通過對(duì)1998—2014年中國35個(gè)大城市的居民恩格爾系數(shù)相似度聚類分析得出消費(fèi)水平較高城市和消費(fèi)水平較低城市。其中，高消費(fèi)水平城市有北京、天津、大連、上海、南京、杭州、寧波、福州、廈門、青島、武漢、廣州、深圳、海口、武漢、成都、重慶，其它城市為低消費(fèi)水平城市。

(三)估計(jì)方法和模型合理性檢驗(yàn)

由于面板模型中解釋變量包括被解釋變量的滯后項(xiàng)，為得到一致估計(jì)，需要使用動(dòng)態(tài)面板的差分廣義矩(Diff-GMM)估計(jì)或系統(tǒng)廣義矩(System-GMM)估計(jì)[31-32]。一般而言，System-GMM估計(jì)利用了更多的信息，比Diff-GMM更有效。因此本文選用System-GMM估計(jì)方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。在工具變量的選擇以及控制模型內(nèi)生性問題上，被解釋變量一階滯后項(xiàng)使用自身有效的滯后變量作為工具變量。

五、模型估計(jì)結(jié)果

(一)不考慮消費(fèi)結(jié)構(gòu)的模型估計(jì)

表3中(1)～(2)列、(3)～(4)列和(5)～(6)列分別給出了35大城市全樣本、高消費(fèi)水平城市以及低消費(fèi)水平城市住房財(cái)富效應(yīng)的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果。模型GMM估計(jì)結(jié)果滿足統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)要求：擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果顯示存在一階自相關(guān)(p≤0.020)但不接受二階自相關(guān)(p≥0.050)滿足自相關(guān)的假設(shè)；GMM過度識(shí)別檢驗(yàn)中Hansen檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的概率均大于10%，通過了過度識(shí)別檢驗(yàn)；最后Diff-Hansen檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的概率值均大于10%，顯示System-GMM的工具變量外生有效。

對(duì)于全樣本、高消費(fèi)和低消費(fèi)水平樣本的估計(jì)結(jié)果顯示，消費(fèi)一階滯后項(xiàng)L.lncons的系數(shù)在0.396～0.711之間且均顯著，這表明中國城市居民具有較強(qiáng)的消費(fèi)慣性。當(dāng)期可支配收入lninc的回歸系數(shù)在0.314～0.617之間且均顯著，這表明中國城市居民還是有較高的邊際消費(fèi)傾向，當(dāng)期可支配收入每增加1%會(huì)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生0.314%～0.617%的正向影響，對(duì)長期消費(fèi)具有0.709%～2.10%的積累影響。對(duì)比高消費(fèi)和低消費(fèi)水平樣本，我們可以發(fā)現(xiàn)，其居民的邊際消費(fèi)傾向是不同的。對(duì)于高收入樣本，當(dāng)期可支配收入增加1%對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的正向影響在0.314%～0.42%之間；對(duì)于低收入樣本，當(dāng)期可支配收入增加1%對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的正向影響在0.55%～0.607%之間。

房價(jià)對(duì)消費(fèi)的影響是模型考察的重點(diǎn)。在(1)～(2)列中，住房價(jià)格lnhouse的估計(jì)系數(shù)僅其余均不顯著，且系數(shù)估計(jì)值較小。這表明，中國的住房總體財(cái)富效應(yīng)并不顯著，房價(jià)的持續(xù)上漲并沒有顯著地推動(dòng)居民消費(fèi)水平的增加。這不同于黃靜(2011)、梁琪等(2011)和嚴(yán)金海和豐雷(2012)等認(rèn)為中國住房存在財(cái)富效應(yīng)的結(jié)論[2-4]，也不同于顏色和朱國鐘(2013)和陳斌開和楊汝岱(2013)等認(rèn)為中國住房存在負(fù)財(cái)富效應(yīng)的結(jié)論[6，9]。在(3)～(4)列中，住房價(jià)格lnhouse的估計(jì)系數(shù)均為正，且顯著，這表明在高消費(fèi)水平城市，住房存在財(cái)富效應(yīng)。而在(5)～(6)列中，lnhouse的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這表明在低消費(fèi)水平城市，住房總體上存在負(fù)財(cái)富效應(yīng)。該結(jié)論也在一定程度上印證了本文此前的理論分析，中國住房總體財(cái)富效應(yīng)是住房分類財(cái)富效應(yīng)在不同傳導(dǎo)路徑上相互作用的合成結(jié)果，且不同區(qū)位城市住房財(cái)富效應(yīng)是不同的。在整體上中國住房財(cái)富效應(yīng)不顯著，可能是高消費(fèi)水平城市住房財(cái)富效應(yīng)和低消費(fèi)水平城市住房負(fù)財(cái)富效應(yīng)相互抵消的結(jié)果。本文下一部分，我們將具體探討房價(jià)上漲是如何通過不同的傳導(dǎo)路徑影響不同種類的消費(fèi)的。

表3 住房的總體財(cái)富效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

說明：樣本區(qū)間為1998—2014年。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。小括號(hào)中的值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。AR(1)、AR(2)、Hansen以及Diff-Hansen給出的都是相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值。下表同。

回歸結(jié)果也顯示，五年以上中長期貸款利率與房價(jià)的交互項(xiàng)loanh5×lnhouse均顯著為負(fù)。這表明，房價(jià)結(jié)合利率的變動(dòng)會(huì)通過流動(dòng)性約束渠道對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向影響。這和之前的理論分析是一致的。對(duì)于低消費(fèi)水平城市，時(shí)間啞變量與房價(jià)的交互項(xiàng)timedum×lnhouse在5%水平上顯著為負(fù)。這在一定程度上印證了，低收入城市的住房財(cái)富效應(yīng)的擠出效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制主要是在2004年后形成的。2004年后高速上漲的房價(jià)對(duì)低消費(fèi)水平城市的當(dāng)期消費(fèi)具有抑制作用。

對(duì)于高消費(fèi)水平城市，我們發(fā)現(xiàn)房價(jià)波動(dòng)啞變量與房價(jià)的交互項(xiàng)wavedum×lnhouse的系數(shù)為-0.007，且在5%的水平上顯著。這表明，高收入城市存在一定的住房財(cái)富效應(yīng)的投資品效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制。房價(jià)上漲會(huì)增加富裕家庭對(duì)房地產(chǎn)的投資意愿，以賺取更多的投資收益。在此情形下，房價(jià)上漲可能引發(fā)富裕家庭減少當(dāng)期享受型消費(fèi)，進(jìn)而減少當(dāng)期消費(fèi)。

此外，除第(1)列居民家庭人均儲(chǔ)蓄存款lnsavings回歸系數(shù)在10%水平上顯著，其他變量對(duì)當(dāng)期消費(fèi)均不存在顯著性影響。事實(shí)上，正如之前的理論分析，不同變量可能對(duì)不同區(qū)位、不同類型的消費(fèi)具有不同的影響。下面我們將進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。

(二)考慮消費(fèi)結(jié)構(gòu)的住房分類財(cái)富效應(yīng)估計(jì)

表4中(1)～(2)列、(3)～(4)列和(5)～(6)列分別給出了高消費(fèi)水平城市生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)的住房財(cái)富效應(yīng)的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果。模型GMM估計(jì)結(jié)果滿足統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)要求。

表4 高消費(fèi)水平城市的住房分類財(cái)富效應(yīng)

對(duì)于高消費(fèi)水平城市，由于人均收入水平較高，食品、衣著等生活必需品在居民總支出中所占比重較小，且較為穩(wěn)定。在(1)～(2)列中，住房價(jià)格lnhouse的回歸系數(shù)皆不顯著，即在高消費(fèi)水平城市，房價(jià)提高并不會(huì)顯著推動(dòng)生存性消費(fèi)的增加，住房的生存型財(cái)富效應(yīng)并不存在。住房價(jià)格的波動(dòng)難以在短時(shí)間內(nèi)增加高消費(fèi)水平城市的居民基礎(chǔ)性消費(fèi)。在(3)～(6)列中，lnhouse的回歸系數(shù)分別為0.097、0.118、0.247和0.202，即在高消費(fèi)水平城市中，住房價(jià)格每上漲1%能引起居民發(fā)展型消費(fèi)0.097%～0.118%的增長；住房價(jià)格每上漲1%能引起居民享受型消費(fèi)0.202%～0.247%的增長。這顯示，在高消費(fèi)水平城市，住房影響消費(fèi)的直接財(cái)富效應(yīng)渠道是存在的，有房家庭的正向直接財(cái)富效應(yīng)總體上是高于無房家庭的負(fù)向直接財(cái)富效應(yīng)的。房價(jià)的上漲促進(jìn)了高收入城市發(fā)展型和享受型消費(fèi)的增加，尤其是享受型消費(fèi)。

在第(4)列，長期利率與住房價(jià)格的交互項(xiàng)loanh5×lnhouse的估計(jì)系數(shù)為-0.014，且在5%水平上顯著，但該項(xiàng)在第(2)和(6)列并不顯著。這表明長期利率的提高會(huì)通過居民的流動(dòng)性約束機(jī)制削弱發(fā)展型住房財(cái)富效應(yīng)。這和之前的理論分析結(jié)果是高度吻合的。在第(6)列，房價(jià)波動(dòng)啞變量與房價(jià)的交互項(xiàng)wavedum×lnhouse的估計(jì)系數(shù)為-0.014，且在5%水平上顯著，但該項(xiàng)在第(2)和(4)列并不顯著。這印證了之前對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的投資品效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制的分析。由于住房具有投資品屬性，高消費(fèi)城市的富裕家庭在面臨房價(jià)上漲預(yù)期時(shí)，會(huì)減少享受型消費(fèi)以增加住房投資。但房價(jià)上漲預(yù)期對(duì)生存型和發(fā)展型消費(fèi)的抑制作用并不明顯。

此外，回歸結(jié)果顯示，對(duì)于高消費(fèi)水平城市，股票市場(chǎng)的資產(chǎn)價(jià)格對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)具有一定的正向影響，對(duì)生存型消費(fèi)并無顯著影響；登記失業(yè)率的提高僅對(duì)生存型消費(fèi)有一定的負(fù)影響，而對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)沒有顯著的影響。這與理論預(yù)期是吻合的。

表5中(1)～(2)列、(3)～(4)列和(5)～(6)式分別給出了低消費(fèi)水平城市生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)的住房財(cái)富效應(yīng)的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果。模型GMM估計(jì)結(jié)果也滿足統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)要求。

與高消費(fèi)水平城市不同，低消費(fèi)水平城市的居民收入水平相對(duì)較低，食品、服裝等基本生活必需品方面的支出在總支出中所占比重相對(duì)較高。在(1)～(6)列中，住房價(jià)格lnhouse的回歸系數(shù)分別為-0.021、-0.031、-0.102、-0.145、-0.116和-0.089，且全部顯著。這表明，當(dāng)期住房價(jià)格上漲，對(duì)低消費(fèi)水平城市的生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)都產(chǎn)生了明顯的抑制作用，特別是發(fā)展型和享受型消費(fèi)。這表明，低消費(fèi)城市住房財(cái)富效應(yīng)的直接財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制相對(duì)較弱而擠出效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制較強(qiáng)，因而整體上來看，住房價(jià)格上漲對(duì)居民的消費(fèi)產(chǎn)生了明顯的抑制作用。

在第(4)和(6)列，長期利率與住房價(jià)格的交互項(xiàng)loanh5×lnhouse的回歸系數(shù)分別為-0.036和-0.012，且均在5%的水平上顯著。這表明，借貸成本的提高對(duì)于低消費(fèi)水平地區(qū)家庭大額耐用品的支出具有較強(qiáng)的影響，對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)產(chǎn)生了流動(dòng)性約束效應(yīng)。住房財(cái)富效應(yīng)的流動(dòng)性約束傳導(dǎo)機(jī)制在低消費(fèi)水平城市依然是明顯存在的。

在表3中，我們發(fā)現(xiàn)對(duì)于低消費(fèi)水平城市，時(shí)間啞變量與房價(jià)的交互項(xiàng)timedum×lnhouse在5%水平上顯著為負(fù)。與此類似，在表5中，我們發(fā)現(xiàn)對(duì)于發(fā)展型和享受型消費(fèi)，timedum×lnhouse的回歸系數(shù)分別為-0.021和-0.024，且均顯著。這表明，對(duì)于低消費(fèi)水平城市，房價(jià)對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)的抑制作用在2004年之后顯得尤為明顯。

此外，回歸結(jié)果顯示，對(duì)于低消費(fèi)水平城市，登記失業(yè)率對(duì)生存型和發(fā)展型消費(fèi)具有一定的抑制作用(ue的系數(shù)估計(jì)值介于-0.008到-0.027之間)，但對(duì)享受型消費(fèi)的抑制作用并不明顯。這與理論預(yù)期也是吻合的。

綜合以上模型估計(jì)的結(jié)果，我們可以看出，中國的住房財(cái)富效應(yīng)是通過直接財(cái)富效應(yīng)、流動(dòng)性約束、擠出效應(yīng)和投資品效應(yīng)這四種傳導(dǎo)機(jī)制相互作用的結(jié)果。并且，對(duì)于不同區(qū)位的城市，房價(jià)變動(dòng)對(duì)生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)的影響是不同的，即存在住房的分類財(cái)富效應(yīng)。中國住房財(cái)富效應(yīng)的具體傳導(dǎo)機(jī)制可見表6。

表5 低消費(fèi)水平城市的住房分類財(cái)富效應(yīng)

表6 中國住房財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制研究結(jié)論

注：表格為空代表傳導(dǎo)機(jī)制不顯著，↑表示正向影響，↓表示負(fù)向影響。

六、結(jié)論和政策含義

本文基于LC-PIH分析框架，從理論上分析了中國住房財(cái)富效應(yīng)可能存在的區(qū)位異質(zhì)性以及房價(jià)變動(dòng)對(duì)居民不同類型消費(fèi)支出的差異性影響。通過對(duì)恩格爾系數(shù)的聚類分析，本文將1998—2014年中國35個(gè)大城市的面板數(shù)據(jù)分為低消費(fèi)和高消費(fèi)子樣本，多角度實(shí)證研究了房價(jià)變動(dòng)對(duì)總消費(fèi)性支出、生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)支出影響，證實(shí)了之前的理論推論并得出以下主要結(jié)論：

第一，中國35個(gè)大城市總體上并沒有表現(xiàn)出明顯的住房財(cái)富效應(yīng)。然而，這是高消費(fèi)水平城市住房的財(cái)富效應(yīng)和低消費(fèi)水平城市住房的負(fù)財(cái)富效應(yīng)相互抵消的結(jié)果。高消費(fèi)水平城市房價(jià)每上漲1%對(duì)總消費(fèi)性支出具有0.03%～0.064%的正向促進(jìn)作用；而低消費(fèi)水平城市房價(jià)每上漲1%對(duì)總消費(fèi)具有0.024%～0.044%的負(fù)向抑制作用。

第二，高消費(fèi)水平城市的住房財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在房價(jià)提高對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)的正向促進(jìn)作用上，而房價(jià)提高對(duì)生存型消費(fèi)影響并不明顯。此外，在高消費(fèi)水平城市，房價(jià)提高通過投資品效應(yīng)渠道會(huì)在一定程度上抑制享受型消費(fèi)。

第三，低消費(fèi)水平城市的住房負(fù)財(cái)富效應(yīng)主要是由擠出效應(yīng)渠道所引致的。低消費(fèi)水平城市房價(jià)每上漲1%對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)分別具有0.021%～0.031%、0.102%～0.145%和0.089%～0.116%的負(fù)向抑制作用。此外，無論是低消費(fèi)水平城市還是高消費(fèi)水平城市，流動(dòng)性約束渠道也在一定程度上對(duì)發(fā)展型和享受型消費(fèi)存在抑制作用。

在中國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)和擴(kuò)大內(nèi)需的背景下，本文的結(jié)論具有明確的政策含義。首先，中國住房整體上的財(cái)富效應(yīng)并不明顯，放任房價(jià)過快上漲，并不能通過住房財(cái)富效應(yīng)顯著拉動(dòng)消費(fèi)增長。因而，從民生角度，維持房價(jià)穩(wěn)定應(yīng)是政府的政策目標(biāo)。其次，中國住房的財(cái)富效應(yīng)具有明顯的區(qū)位異質(zhì)性特點(diǎn)。低消費(fèi)水平城市，房價(jià)上漲對(duì)消費(fèi)具有抑制作用，控制低消費(fèi)水平城市房價(jià)的上漲尤為重要。高消費(fèi)水平城市雖然存在住房財(cái)富效應(yīng)，但流動(dòng)性約束機(jī)制和投資品效應(yīng)機(jī)制仍對(duì)消費(fèi)存在抑制作用。最后，政府應(yīng)根據(jù)住房財(cái)富效應(yīng)對(duì)生存型、發(fā)展型和享受型居民消費(fèi)的不同影響，采用不同的政策措施，比如出臺(tái)針對(duì)不同種類消費(fèi)的分類促進(jìn)政策、實(shí)施差別化信貸政策等。

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(本文責(zé)編：王延芳)

Classification and Regional Heterogeneity of Housing Wealth Effect: An Empirical Analysis Based on China’s 35 Major Cities

YU Hua-yi, WANG Ke-han, HUANG Yan-fen

(SchoolofPublicAdministrationandPolicy,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China)

The purpose of this paper is to study how China’s housing price affects urban residents’ consumption through the channels of the direct wealth effect, liquidity restriction, crowding-out effect and investment effect, and the regional heterogeneity of these channels.Based on LC-PIH framework, this paper divides the panel data of China’s 35 major cities from 1998 to 2014 into two major subsamples using the hierarchical clustering method and empirically studies how China’s housing price affect total consumption, necessity, developmental and enjoyment consumption through the four channels. The results shows that, (1) the rise of housing price has insignificant effect on urban residents’ total consumption in the total sample, which is the canceling effect of the positive and negative housing wealth effects from high and low consumption subsamples. (2) In the high consumption sample, the rising of housing price mainly promotes the developmental and enjoyment consumption, which has not significant effect on necessity consumption. (3) In the low consumption sample, the housing wealth effects is mainly caused by crowding-out effect. This paper is suggestive both in expanding domestic demand and real estate market regulation.

housing price; wealth effect; consumption; regional heterogeneity

2016-05-19

2016-12-27

國家自然基金項(xiàng)目(71403283)、中國人民大學(xué)明德青年學(xué)者計(jì)劃(14XNJ004)和中國人民大學(xué)“統(tǒng)籌支持一流大學(xué)和一流學(xué)科建設(shè)”經(jīng)費(fèi)資助。

余華義(1983-)，男，四川成都人，中國人民大學(xué)公共管理學(xué)院副教授，博士，研究方向：城市經(jīng)濟(jì)學(xué)、房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

F293.3

A

1002-9753(2017)02-0088-14