王翌秋 管寧寧

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，江蘇 南京 210095)

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)已從高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，目前正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期，過去30多年以高投入和低效率為特征的粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使得投資對中國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)能力逐步降低。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2018年全國實現(xiàn)社會消費品零售總額38.1萬億元，同比增長9%，最終消費支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)到76.2%。消費作為我國經(jīng)濟(jì)增長主動力作用進(jìn)一步鞏固。習(xí)近平總書記在十九大報告中提出“完善促進(jìn)消費的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”；在慶祝改革開放40周年大會上的講話中他又指出，要“積極轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力，積極擴(kuò)大內(nèi)需”。因此，如何彌補(bǔ)傳統(tǒng)消費增長空間的缺口，進(jìn)一步挖掘消費潛力，進(jìn)而從消費端發(fā)力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長成為當(dāng)前亟待解決的問題。

Ando和Modigliani的生命周期模型提出家庭消費的兩個關(guān)鍵決定因素是人力財富和家庭財富，其中人力財富用預(yù)期的終生收入的現(xiàn)值衡量，家庭財富主要用家庭資產(chǎn)及其相關(guān)收入來衡量[1]。作為家庭財富重要組成部分的住房財富是否會對家庭消費行為產(chǎn)生影響，這是本文考察的重點。中國傳統(tǒng)文化講究安居樂業(yè)，適宜的安居之處不僅是一個人或家庭最基本的生存需求，也決定著其生存質(zhì)量和社會階層。在中國特有的文化背景下，高價值房產(chǎn)往往是一個人成功的標(biāo)志，持有房產(chǎn)也會提高年輕人在婚戀市場的競爭力。從家庭資產(chǎn)配置角度來看，在城市化進(jìn)程帶來的房產(chǎn)巨大升值空間等因素的推動下，房產(chǎn)成為最受城鎮(zhèn)家庭歡迎的投資對象。數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，2017年中國家庭住房擁有率達(dá)到92.8%，而同期美國這一比例僅為70%，德國為41%①。尤其對于持有兩套或兩套以上房產(chǎn)的家庭來說，房租收入將釋放家庭收入約束，可能也會對消費產(chǎn)生影響?！?018中國城市家庭財富健康報告》顯示，在家庭資產(chǎn)配置中，住房財富占比已高達(dá)77.7%，遠(yuǎn)高于美國同期的34.6%。由此可見，住房財富在中國家庭財富中的地位不容小覷。大量研究證明，擁有房產(chǎn)財富越多的家庭消費越高[2][3][4]，房價上漲也將促進(jìn)消費增長，即住房資產(chǎn)具有顯著的“財富效應(yīng)”[5][6][7]，由此提出了通過采取適度寬松的宏觀經(jīng)濟(jì)政策促進(jìn)房市金融創(chuàng)新從而促進(jìn)消費、帶動經(jīng)濟(jì)增長的政策建議。自1991年住房信貸政策實施后，使用按揭貸款支付房款的方式逐漸普及。據(jù)東方財富Choice數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2016年家庭新增房貸與可支配收入之比高達(dá)16.9%，而這一指標(biāo)在2014年時僅為6%左右，美國在金融危機(jī)前的2005年達(dá)到峰值時也僅為11.2%?！吨袊鹑诜€(wěn)定報告(2018)》亦顯示，住房貸款占可支配收入的比重已達(dá)60.5%。家庭由于采用按揭貸款購房避免了全款購房時的一次性大額支出，家庭當(dāng)期流動性約束得以緩解進(jìn)而增加消費，但同時也可能因為按揭貸款購房給未來帶來的還貸壓力而緊縮消費，從而產(chǎn)生“房奴效應(yīng)”②。李江一使用2011年和2013年的CHFS數(shù)據(jù)，證明了這種“房奴效應(yīng)”的確存在，并且“房奴效應(yīng)”還通過抑制住房“財富效應(yīng)”間接降低消費[8]。因而，考慮住房信貸因素之后，住房財富對消費的影響取決于“房奴效應(yīng)”和住房“財富效應(yīng)”的凈效應(yīng)，即家庭消費的變化取決于這兩種效應(yīng)的程度對比[9]。

綜上所述，“財富效應(yīng)”源自住房價值變動引起家庭住房財富持有變化進(jìn)而促進(jìn)家庭消費，而較高的房價或房產(chǎn)財富往往伴隨著較高的住房貸款進(jìn)而產(chǎn)生“房奴效應(yīng)”，由此本文研究的核心問題是：“房奴效應(yīng)”是否會削弱住房“財富效應(yīng)”的發(fā)揮？為了研究這一問題，本文采用2014年和2016年兩期中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，首先從是否持有自有住房、持有自有住房套數(shù)以及持有自有住房的價值3個方面實證分析住房“財富效應(yīng)”的存在性；其次探討住房“財富效應(yīng)”在不同收入水平家庭、處于不同生命周期階段的家庭以及不同住房價格水平地區(qū)的差異；最后，引入按揭貸款相關(guān)指標(biāo)，探討不同房款支付方式對家庭消費的影響以及“房奴效應(yīng)”是否會削弱住房“財富效應(yīng)”，在考慮“房奴效應(yīng)”的背景下對住房“財富效應(yīng)”進(jìn)行再檢驗。

二、文獻(xiàn)回顧

Ludwing 和Slok最早提出住房財富主要通過6種不同的作用機(jī)制影響家庭消費，分別是：能促進(jìn)消費的“兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”“未兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”“流動性約束效應(yīng)”和“信心效應(yīng)”以及抑制家庭消費的“預(yù)算約束效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”[10]。對于不同住房持有情況的家庭而言，住房財富對消費的作用機(jī)制存在差異。具體地，對于住房持有者來說，當(dāng)房價上漲時，他們可以將所持住房以更高的價值出售或抵押獲得更多的貸款將住房收益變現(xiàn)，從而誘導(dǎo)家庭現(xiàn)期消費的增加，此即“兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”。即便住房持有者并未出售房產(chǎn)或再融資，但由于財富貼現(xiàn)值的增加，住房持有者預(yù)期他們比以往富有，這種潛在的住房收益仍然可以刺激家庭當(dāng)期消費的增加[11]，此即“未兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”。此外，當(dāng)房價上漲時，家庭的資產(chǎn)組合價值發(fā)生變化，住房持有者陷入財務(wù)困境的可能性隨之降低，家庭消費水平提高[12][13][14]，此即“流動性約束效應(yīng)”。而且由于住房價格上漲，家庭預(yù)期自己比以前更加富有，對未來經(jīng)濟(jì)利好充滿信心，當(dāng)期消費增加[15]，此即“信心效應(yīng)”。對于無自有住房且租房居住的家庭而言，房價上漲使得他們面臨更高的房租支出，預(yù)算更加緊張，未來將面臨購房成本上升的問題，因此不得不增加儲蓄[16]，削減當(dāng)期消費，此即“預(yù)算約束效應(yīng)”?！疤娲?yīng)”則是指由于房價的上升帶來購房成本的上漲，無自有住房而又有買房計劃的家庭只能選擇縮減家庭消費或者未來購買較小的房產(chǎn)[17]。

學(xué)術(shù)界曾針對住房“財富效應(yīng)”進(jìn)行了大量的實證研究，其中國外研究主要集中于對住房“財富效應(yīng)”大小的估計[5][7]、住房“財富效應(yīng)”與金融資產(chǎn)“財富效應(yīng)”的大小比較[18][19][20]以及不同國家之間住房“財富效應(yīng)”大小的比較三個方面[21]。大量研究表明，住房價值增加對家庭消費具有促進(jìn)作用，尤其一些發(fā)達(dá)國家的“再按揭—再融資”政策將住房財富證券化，從而使得這些國家的住房價值增加對消費的促進(jìn)作用更為明顯。近幾年國內(nèi)學(xué)者對住房“財富效應(yīng)”的研究所得出的結(jié)論具有差異。一些研究認(rèn)為，由于住房價格上漲，家庭預(yù)期會比以前更加富有，對未來經(jīng)濟(jì)充滿信心。宋勃的研究發(fā)現(xiàn)，無論是從長期還是短期來看，認(rèn)為房價上漲均是居民消費增加的Granger原因[15]。趙楊等實證檢驗了我國房地產(chǎn)市場的“財富效應(yīng)”，認(rèn)為房地產(chǎn)市場確實存在著正向的“財富效應(yīng)”，而且這種正向效應(yīng)在長期要大于短期[23]。因此，我國住房財富對家庭消費有顯著的正向影響[6][15][22][23][24]。

另一些研究認(rèn)為，由于我國住房主要用于家庭自住，住房價格上漲并不會促使持有自有住房的家庭出售住房，反而因持有物業(yè)產(chǎn)生負(fù)債，該負(fù)債既包括上漲的房租、購房成本，還包括家庭尚未償還的住房貸款而擠出家庭消費。裴育和徐煒鋒的研究發(fā)現(xiàn)，住房價格上漲并不存在“財富效應(yīng)”，相反，因購房而產(chǎn)生的借款對家庭消費具有較強(qiáng)的擠出效應(yīng)[3]?？梢姡覈》控敻粚彝ハM有顯著的負(fù)向影響[25][26]。

還有一些研究表明，雖然住房價格上漲會促進(jìn)有自有住房家庭的消費，但也會抑制無自有住房家庭的消費，因此，總體而言住房財富對家庭消費無顯著影響[2][3]。張浩、張傳勇和王豐龍等人均指出，由于住房兼具消費屬性和投資屬性，當(dāng)住房僅用于家庭居住時，無論住房價值如何變化，家庭收支都不會隨之發(fā)生變化，而當(dāng)住房用于投資(出售、出租等)時，家庭經(jīng)濟(jì)損益會隨著住房價值的變動而變動，進(jìn)而作用于家庭消費[27][28]。因此，房價上漲對家庭財富水平的影響實質(zhì)上依賴于脫離居住用途的住房數(shù)量。

自1991年住房信貸政策實施之后，貸款購房方式逐漸普及，住房與家庭消費之間的關(guān)系變得更加復(fù)雜。顏色和朱國鐘指出，當(dāng)房價上漲時，家庭便會同時面臨因資產(chǎn)增值所形成的“財富效應(yīng)”與因巨大的償還房貸的經(jīng)濟(jì)壓力形成的“房奴效應(yīng)”，家庭消費的變化則取決于這兩種效應(yīng)的程度對比[9]。但這篇文章僅從理論層面對這一問題進(jìn)行了分析。李江一利用家庭金融調(diào)查(CHFS)2011年和2013年數(shù)據(jù)，采用傾向匹配雙重差分模型和固定效應(yīng)模型分別從購房動機(jī)和償還住房貸款兩個維度實證考察“房奴效應(yīng)”對家庭消費的影響，最終得出“房奴效應(yīng)”對家庭消費具有擠出效應(yīng)的結(jié)論[8]。然而，這篇文章在關(guān)注住房“房奴效應(yīng)”的同時卻忽視了住房的“財富效應(yīng)”。

梳理現(xiàn)有相關(guān)研究后可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究對住房“財富效應(yīng)”的研究較多且全面，但由于所用數(shù)據(jù)、變量和模型的不同，得出的結(jié)論不盡相同。而且現(xiàn)階段僅有為數(shù)不多的研究關(guān)注“房奴效應(yīng)”，重點是對“房奴效應(yīng)”的理論分析，或雖實證分析“房奴效應(yīng)”，但又舍棄了“財富效應(yīng)”。然而，二者是同時存在的，住房對消費的影響本質(zhì)上是二者的凈效應(yīng)，當(dāng)前，按揭貸款購房已成為主流購房方式，關(guān)注住房“財富效應(yīng)”的同時也應(yīng)關(guān)注“房奴效應(yīng)”。與該領(lǐng)域內(nèi)現(xiàn)有研究相比，本文在以下幾個方面有所創(chuàng)新：第一，國內(nèi)有關(guān)住房財富對居民消費影響的研究主要是基于全國總體宏觀數(shù)據(jù)考察房價變動對家庭消費的影響，容易導(dǎo)致“加總謬誤”問題。鑒于此，本文選用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)兩期微觀數(shù)據(jù)研究住房財富對城鎮(zhèn)家庭消費的影響。第二，隨著貸款購房方式的普及，家庭既可能由于住房信貸避免了購房時一次性大額款項的支出，家庭流動性約束得以緩解進(jìn)而提高消費水平，也可能由于未來面臨的還貸壓力而緊縮消費，在脫離了住房信貸的背景下考察住房“財富效應(yīng)”所得出的結(jié)論的準(zhǔn)確性有待進(jìn)一步考證。因此，本文在考察住房財富對家庭消費的影響同時考察了房貸在其中的作用；第三，本研究在依據(jù)家庭住房持有狀態(tài)對樣本進(jìn)行分類時，綜合考慮了現(xiàn)實生活中家庭對房產(chǎn)持有部分產(chǎn)權(quán)、家庭現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)歸他人(親戚、朋友)所有等情況從而得到全面的樣本并進(jìn)一步得出更為準(zhǔn)確的結(jié)論。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)來源

(一)模型選擇

本文使用Blanchard和Fisher的生命周期—持久收入假說(LC-PIH)作為實證分析模型的基礎(chǔ)。其初始模型為：

Ct=β1At+β2Yt

(1)

式(1)中，Ct表示家庭在t年里的消費水平，Yt表示家庭在t年里的持久性收入水平，而At則表示家庭在t年里的資產(chǎn)水平，β1以及β2為系數(shù)列向量，本文運用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，與初始模型相對應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型設(shè)置為：

Cit=β1Ait+β2Yit

(2)

式(2)中，i表示第i個家庭，屬于截面維度標(biāo)識；t表示時間，屬于時間維度標(biāo)識；同時為了減小極值對分析結(jié)果的影響，對收入、消費、財富等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)取對數(shù)后，模型設(shè)定為：

Cit=β0+β1Yit+β2Wit+β3Hit+∑β4Xit+εit

(3)

式(3)中，Cit表示家庭日常消費、食品消費或耐用品消費，Yit為家庭可支配收入，Wit表示包括股票、債券以及債權(quán)債務(wù)等在內(nèi)的家庭非住房財富，Hit表示與家庭住房財富相關(guān)的變量(本文細(xì)分為是否持有住房、持有房產(chǎn)套數(shù)和房產(chǎn)價值)，Xit為人口統(tǒng)計特征等控制變量，例如戶主的年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度以及家庭規(guī)模、所在地區(qū)等。根據(jù)Hit不同的含義將模型(3)細(xì)化為以下3個模型：

Log(Cit)=β0a+β1aLog(Yit)+β2aLog(Wit)+β3aDHit+∑β4aXit+εit

(3a)

Log(Cit)=β0b+β1bLog(Yit)+β2bLog(Wit)+β3bNHit+∑β4bXit+εit

(3b)

Log(Cit)=β0c+β1cLog(Yit)+β2cLog(Wit)+β3cLog(VHit)+∑β4cXit+εit

(3c)

在模型(3a)中，DHit表示家庭“是否持有自有住房”虛擬變量，回歸系數(shù)β3a體現(xiàn)了相對于無自有住房的家庭，持有自有住房的家庭與其在消費支出上的差異；模型(3b)和(3c)進(jìn)一步地以持有自有住房的家庭為研究對象，其中模型(3b)中NHit是表示家庭持有住房套數(shù)的虛擬變量，回歸系數(shù)β3b體現(xiàn)了相對于僅持有1套住房的家庭而言，持有2套及2套以上住房的家庭與其在消費支出上的差異；模型(3c)中VHit表示家庭持有自有住房的總價值，回歸系數(shù)β3c體現(xiàn)了住房價值變化對城鎮(zhèn)居民家庭消費的影響。

在以上模型的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考察在考慮住房信貸的情形下住房財富對家庭消費的影響，其實證模型可由模型(4)表示：

Cit=α0+α1Yit+α2Wit+α3Hit+α4Dit+∑α5Xit+εit

(4)

式(4)中， Dit代表與家庭住房信貸相關(guān)的變量(是否貸款買房、待償房貸額)，其余變量的解釋與模型(3)相同。根據(jù)Dit不同的含義，將模型(4)細(xì)化為以下3個模型：

(4a)

(4b)

Log(Cit)=α0c+α1cLog(Yit)+α2cLog(Wit)+α3cLog(VHit)+α4cLog(VDit)+

α5c[Log(VHit)×Log(VDit)]+∑α6cXit+εit

(4c)

(二)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查(China family panel studies，CFPS)。該數(shù)據(jù)庫是北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的微觀數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康方面的變遷，本研究選用CFPS 最新的2014年和2016年數(shù)據(jù)?？紤]到就業(yè)、退休等家庭異質(zhì)性消費的問題，本文將戶主年齡限定在22～65周歲，在剔除缺失關(guān)鍵變量值以及其他無效樣本之后，共獲得2097個有效家庭樣本。由于我國是在1991年開始實施住房信貸政策，因此在研究住房信貸的作用部分，本文將樣本限定在1991年之后(含1991年)取得住房的城鎮(zhèn)家庭。

(三)變量說明與描述性統(tǒng)計

本文將模型的被解釋變量定義為家庭食品、衣著、日常用品、醫(yī)療保健、教育、文化娛樂休閑、出行、通信等在內(nèi)的日常消費支出，并進(jìn)一步分為家庭食品消費支出和耐用品消費支出兩類。為了詳細(xì)考察家庭住房財富的不同狀態(tài)，在模型中引入住房財富關(guān)鍵變量：是否持有自有住房、持有自有住房的套數(shù)、持有自有住房的價值，并引入是否貸款買房、待償房貸額變量來細(xì)致考察住房財富對家庭消費的影響、“房奴效應(yīng)”和住房“財富效應(yīng)”對消費的交互影響。在對樣本進(jìn)行分析之后發(fā)現(xiàn)，持有3套及3套以上住房的家庭僅占持有自有住房家庭的3%，所以在考察住房套數(shù)對消費的影響時，本文將持有自有住房家庭的住房套數(shù)劃分為1套、2套及2套以上。根據(jù)相關(guān)理論和現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文將控制變量設(shè)定為家庭可支配收入、儲蓄存款余額、股票等金融資產(chǎn)價值、人口規(guī)模、負(fù)債情況等。

表1匯報了本文的變量定義和描述性統(tǒng)計結(jié)果。由描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，家庭日常消費和可支配收入的均值分別為6.09萬元和6.72萬元，家庭平均食品消費和耐用品消費分別為2.27萬元和3.16萬元；除房貸外，家庭平均負(fù)債水平為1185.78元，在本文中，若該變量取值為負(fù)時表示家庭對外凈債權(quán)；家庭住房持有率為83%，在持有住房的家庭中，22%的家庭持有2套或2套以上住房，這與我國住房市場當(dāng)前較高住房持有率的現(xiàn)狀相吻合。在持有住房的家庭中，21%的家庭采用貸款方式買房，家庭平均待償房貸余額為3.82萬元，家庭住房平均價值為59.09萬元，較高的標(biāo)準(zhǔn)差意味著不同家庭住房財富差距較大。本文采用2014～2016年房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)住宅平均銷售價格的平均值反映地區(qū)間房產(chǎn)價格的差異③，由表1可以看出， 住房價格平均值為6911.91元/平方米，標(biāo)準(zhǔn)差為4470.58，標(biāo)準(zhǔn)差較大說明地區(qū)間住房價格差異較大。

四、實證結(jié)果與分析

(一)住房“財富效應(yīng)”的實證分析結(jié)果

根據(jù)模型(3a)、(3b)和(3c)設(shè)定，本部分從家庭是否持有自有住房、持有自有住房的套數(shù)以及持有自有住房的價值3個維度研究住房財富對城鎮(zhèn)家庭消費的影響，Hausman檢驗的結(jié)果表明運用固定效應(yīng)模型進(jìn)行實證分析比較適宜，使用Stata13.1對固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析之后的結(jié)果如表2所示。

表2模型(3a)的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)其他條件不變時，有房家庭的日常消費彈性和耐用品消費彈性均高于無房家庭，但未通過顯著性檢驗；是否持有自有住房對家庭食品消費回歸的系數(shù)顯著為負(fù)，表示持有自有住房家庭的食品消費彈性顯著低于無自有住房的家庭，這與預(yù)期不一致，可能是由于未考慮住房信貸因素的影響，下文將進(jìn)一步考慮房款支付方式的影響。家庭可支配收入對日常消費的影響系數(shù)為0.181，這意味著家庭可支配收入每增加1%，家庭日常消費會隨之增加0.181%左右。對持有住房的家庭樣本進(jìn)一步考察住房套數(shù)對家庭消費的影響，模型(3b)的回歸結(jié)果顯示，相比于持有1套房產(chǎn)的家庭，持有2套及2套以上住房的家庭日常消費和耐用品消費彈性均顯著高于僅持有1套住房的家庭，且持有住房套數(shù)對家庭耐用品消費的影響最為明顯，系數(shù)為0.592，這是因為持有多套住房使得家庭有機(jī)會將多余的住房出租，租金收入成為兌現(xiàn)的“財富效應(yīng)”，促進(jìn)了家庭消費，而且更多的住房套數(shù)往往伴隨著更多的與之相匹配的家具耐用品支出。模型(3c)仍是以持有房產(chǎn)的家庭為回歸樣本，結(jié)果顯示住房的“財富效應(yīng)”顯著為正，影響系數(shù)為0.085，即住房價值提高1%時，家庭日常消費會提高0.085%左右，且住房價值提高會更多地促進(jìn)家庭的食品消費。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

表2 住房財富對家庭消費影響的回歸結(jié)果

注：(1)控制變量均包括戶主年齡、年齡平方、性別、婚姻狀況、受教育程度(文盲、小學(xué)、初中、高中、大學(xué)及以上)、家庭負(fù)債程度、東中西部地區(qū)的地區(qū)虛擬變量等；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差；(2)***、**、*分別表示在1%、5%與10%的顯著性水平上顯著；下表同。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探討家庭異質(zhì)性，即不同年齡組、不同收入水平組的家庭在住房“財富效應(yīng)”上的表現(xiàn)，考慮到不同地區(qū)房價的差異性，在模型(3c)的基礎(chǔ)上，本部分將樣本內(nèi)持有住房的家庭按照戶主年齡、家庭收入水平以及地區(qū)房價水平分組之后，仍然運用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3、表4和表5所示。

表3 家庭異質(zhì)性(年齡)與住房“財富效應(yīng)”的回歸結(jié)果

表4 家庭異質(zhì)性(收入)與住房“財富效應(yīng)”的回歸結(jié)果

表5 地區(qū)異質(zhì)性(房價)與住房“財富效應(yīng)”的回歸結(jié)果

通過對不同年齡組之間回歸結(jié)果(表3)的對比可以發(fā)現(xiàn)，住房“財富效應(yīng)”在中老年戶主家庭中的差異不大，影響系數(shù)均在0.106左右，且都在1%的顯著性水平上顯著。而年輕戶主家庭的住房“財富效應(yīng)”較小且在統(tǒng)計上不顯著，這主要是由中年戶主家庭特殊的人口結(jié)構(gòu)決定的。中年戶主家庭上有老下有小，同時面臨著家中老人的贍養(yǎng)問題和家中孩童的撫養(yǎng)問題，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)最重。因此，中年戶主家庭的消費對住房財富變化最為敏感，“財富效應(yīng)”最大。通過比較收入異質(zhì)性家庭住房“財富效應(yīng)”的結(jié)果(表4)可以發(fā)現(xiàn)，中等收入組和低收入組家庭的住房“財富效應(yīng)”均在1%的顯著性水平上顯著為正，且低收入組家庭住房價值對消費的彈性略高于中等收入組家庭，而住房價值提高對高收入家庭消費雖有一定的促進(jìn)作用，但在統(tǒng)計上不顯著。這表明，與高收入家庭相比，中等收入家庭和低收入家庭在收入約束效應(yīng)下對家庭住房財富的變化更為敏感，這顯然與家庭收入約束的程度相關(guān)，相比高收入家庭，中低收入家庭面臨更高的收入約束，住房價值的提高更能增強(qiáng)其消費能力。將樣本按照房價高低進(jìn)行分組回歸之后可以發(fā)現(xiàn)(如表5所示)，住房“財富效應(yīng)”仍然存在，且在中等房價、高房價地區(qū)更為明顯。

(二)“房奴效應(yīng)”與“財富效應(yīng)”對家庭消費的交互影響

為進(jìn)一步探討在考慮住房信貸的條件下，住房財富對城鎮(zhèn)居民家庭消費的影響，以及在這一影響中住房信貸(包括是否貸款買房以及待償房貸額)的作用，對模型(4a)、(4b)、(4c)運用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6報告了“房奴效應(yīng)”和住房“財富效應(yīng)”對家庭消費的交互影響，即考慮房款支付方式(全款買房或貸款買房)因素后，家庭住房財富對消費的影響?；貧w結(jié)果顯示，與無自有住房的家庭相比，全款買房的家庭對日常消費、食品消費和耐用品消費的彈性均較低，且未通過顯著性檢驗，而貸款買房家庭的日常消費彈性顯著高于無房家庭。綜合上文回歸結(jié)果可以得出：住房財富對家庭消費的影響受限于房款支付方式，對于全款購房的家庭而言，一次性大額房款的支出在很大程度上緊縮了家庭流動性約束，對家庭消費具有一定的擠出效應(yīng)；而貸款買房方式則避免了家庭全款買房時一次性大額款項的支出，緩解了家庭當(dāng)前的流動性約束，并且還款的經(jīng)濟(jì)壓力并未影響到家庭的日常消費?，F(xiàn)實中也常觀察到很多具有全款買房經(jīng)濟(jì)能力的家庭會選擇貸款買房，這一現(xiàn)象也很好地詮釋了如果家庭在全款和貸款二者之間選擇時會更傾向于貸款買房，以減輕家庭流動性約束。比較全款買房和貸款買房的家庭的回歸系數(shù)(-0.048和0.122)可以發(fā)現(xiàn)，貸款買房家庭的日常消費彈性高于采用全款買房家庭的日常消費彈性⑤，說明貸款買房的家庭對住房財富變化更加敏感，其消費高于全款買房的家庭。值得注意的是，在考慮房貸因素之后，與無自有住房的家庭相比，貸款買房家庭的食品消費彈性變?yōu)檎?，說明在其他條件相同時，貸款買房家庭的食品消費彈性高于無自有住房家庭的食品消費彈性，與表2模型(3a)得出的結(jié)論即持有自有住房家庭的食品消費彈性顯著低于無自有住房家庭的食品消費彈性相反，這說明在忽略房貸因素的情況下考察住房財富對消費的影響所得結(jié)論的準(zhǔn)確性存疑。進(jìn)一步以1991年之后購買并獲得自有住房產(chǎn)權(quán)的家庭為研究對象(模型4b)，與僅有1套住房且全款買房的家庭相比，持有1套住房且貸款買房家庭、持有2套及以上住房且貸款買房家庭的消費水平均顯著較高，雖然持有2套及以上住房且全款方式買房家庭的消費水平也較高，但統(tǒng)計上不顯著，這可能是由于家庭持有的房產(chǎn)數(shù)量雖然多，但其采用全款方式，大額款項的支出在很大程度上緊縮了家庭的流動性約束，導(dǎo)致這類家庭的消費水平?jīng)]能顯著提高。比較回歸系數(shù)的大小(0.160和0.197)可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)家庭均貸款買房時，持有2套及以上住房家庭的消費彈性高于僅持有1套住房家庭的消費彈性，這與表2財富效應(yīng)回歸結(jié)果一致。

表6 考慮住房信貸因素下住房財富對家庭消費的影響的回歸結(jié)果

進(jìn)一步引入待償房貸額以及待償房貸額與住房價值的交互項來分析待償房貸額對家庭消費的作用(模型4c)?？梢园l(fā)現(xiàn)，與表2模型(3c)得出的結(jié)論即住房價值提高對家庭日常消費和食品消費具有顯著的促進(jìn)作用大體一致，待償房貸額和住房價值的交互項雖然在統(tǒng)計上不顯著，但住房價值提高仍然對家庭日常消費和食品消費具有一定的促進(jìn)作用。待償房貸額對于消費的影響為正，這是由于較高的待償房貸額往往意味著家庭較低的首付，放松了家庭當(dāng)期的流動性約束，從而拉動家庭消費支出，這也佐證了模型(4a)和(4b)中得出的貸款買房方式對家庭消費具有帶動作用的結(jié)論；交互項為負(fù)且在統(tǒng)計上并不顯著意味著待償房貸額對于住房“財富效應(yīng)”的發(fā)揮具有一定的削弱作用，這一結(jié)論與李江一運用傾向匹配雙重差分模型和固定效應(yīng)模型所得出的結(jié)論相一致[7]。不難理解，雖然相對于全款購房，貸款購房方式在很大程度上減輕了家庭流動性約束，而且較高的待償房貸額往往意味著較低的首付或者較高的住房價值，從而拉動家庭消費支出，但對于家庭而言，待償房貸額仍然是一項負(fù)債的性質(zhì)并沒有發(fā)生變化，因此，“房奴效應(yīng)”會在一定程度上削弱住房“財富效應(yīng)”的發(fā)揮。

五、結(jié)論與啟示

住房“財富效應(yīng)”一直以來是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)心的重要問題，現(xiàn)有研究使用各國的宏觀層面數(shù)據(jù)或家庭微觀數(shù)據(jù)對住房“財富效應(yīng)”進(jìn)行檢驗，大量研究認(rèn)為擁有更高價值的房產(chǎn)或房價上漲并未抑制居民消費，反而會促進(jìn)家庭消費需求，宏觀經(jīng)濟(jì)仍可受益于房地產(chǎn)市場的蓬勃發(fā)展，由此提出采用積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策為房地產(chǎn)開發(fā)和銷售提供充足的流動性，加強(qiáng)房地產(chǎn)市場建設(shè)、適時推進(jìn)房市金融創(chuàng)新等手段以促進(jìn)消費增長。在我國特有的消費文化和居住文化背景下，近年來住房信貸市場蓬勃發(fā)展的經(jīng)濟(jì)環(huán)境帶來的一個問題是：消費者貸款買房是否會導(dǎo)致家庭承受過重的還貸壓力而降低消費，即“房奴效應(yīng)”是否會削弱“財富效應(yīng)”。以此為出發(fā)點，本文使用CFPS2014年和2016年的數(shù)據(jù)，引入購房方式相關(guān)因素對住房“財富效應(yīng)”進(jìn)行再檢驗。首先從是否持有自有住房、持有自有住房的套數(shù)以及持有自有住房價值3個方面證明了住房“財富效應(yīng)”的廣泛存在，特別是在中低收入家庭和中老年家庭中更為明顯；并進(jìn)一步論證了在脫離房貸因素情況下討論住房的“財富效應(yīng)”并不準(zhǔn)確，當(dāng)引入是否貸款買房以及待償房貸額變量后，發(fā)現(xiàn)無論家庭持有多少套房產(chǎn)、住房財富價值有多大，只要采用住房信貸支付方式，分期付款的延時現(xiàn)金流出均可以為家庭購房提供杠桿；貸款買房的家庭盡管面臨較高的還貸壓力，但由于家庭流動性約束得到緩解，因而家庭消費并未受到明顯的抑制作用，由此證明了“房奴效應(yīng)”較小，這種“房奴效應(yīng)”盡管對住房“財富效應(yīng)”具有一定的削弱作用，但這種削弱作用不足以抵消住房價值對家庭消費的促進(jìn)作用。

本文研究發(fā)現(xiàn)住房“財富效應(yīng)”廣泛存在，且貸款買房帶來的“房奴效應(yīng)”僅在很小程度上削弱了住房“財富效應(yīng)”，當(dāng)前繁榮發(fā)展的住房信貸市場并未明顯地抑制房產(chǎn)財富對消費需求的促進(jìn)作用，這對于從住房市場角度挖掘我國居民消費潛力、進(jìn)一步刺激居民消費需求等方面有重要的政策啟示：第一，由于相比全款買房家庭，貸款買房家庭的消費需求對住房財富在所持住房套數(shù)、所持住房價值等方面的變化更敏感，因此，創(chuàng)新金融市場住房貸款產(chǎn)品，放松家庭面臨的信貸約束，有利于緩解家庭由于購房帶來的經(jīng)濟(jì)壓力，促進(jìn)消費和拉動內(nèi)需；同時，可以根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)住房市場供需，當(dāng)通過降低房貸首付款或降低房貸利率刺激房產(chǎn)消費時，家庭貸款購房并不會帶來較大的“房奴效應(yīng)”，反而會促進(jìn)房產(chǎn)市場的發(fā)展和“財富效應(yīng)”，有利于宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二，針對現(xiàn)階段我國住房流通性差、變現(xiàn)周期較長的問題，如果能夠通過金融創(chuàng)新更好地提高我國住房市場的流動性，從而縮短住房財富變化與家庭消費之間的傳導(dǎo)距離將對提高家庭消費具有重要意義。例如，可以借鑒發(fā)達(dá)國家的“反向住房抵押貸款”⑥政策將住房資產(chǎn)化，使得住房財富增加時家庭可以經(jīng)由抵押房產(chǎn)獲得更多的資金從而得以平滑整個生命周期的消費。第三，不同年齡結(jié)構(gòu)和收入水平的異質(zhì)性家庭，其房產(chǎn)“財富效應(yīng)”具有明顯差異，盡管本文研究結(jié)果表明住房“財富效應(yīng)”在中低收入家庭和中老年家庭中更為明顯，但年輕家庭面臨更高的流動性約束和更大的購房壓力仍是一個重要的社會問題。由于中低收入組家庭住房“財富效應(yīng)”的邊際值更大，因此完善中低收入家庭購房需求的政策，更有利于刺激居民消費需求。2016～2018年房價上漲過快的趨勢在不斷調(diào)控后得到遏制，但堅持“房子是用來住的、不是用來炒”的根本定位沒有改變，需要落實好一城一策，因城施策，進(jìn)一步完善城市政府主體責(zé)任的長效調(diào)控機(jī)制，以促進(jìn)我國房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展，逐步改善居民的住房條件，實現(xiàn)安居樂業(yè)目標(biāo)。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理研究院院長甘犁發(fā)布的最新報告。

②本文借用了這一通俗的表述，是否嚴(yán)謹(jǐn)科學(xué)，仍有待推敲。

③數(shù)據(jù)來源：2014～2016年的《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》。

④在區(qū)分家庭是否持有自有住房時，為了保障最終所獲樣本的代表性，本文剔除了家庭成員擁有部分產(chǎn)權(quán)的家庭樣本，對于居住在親戚、朋友的房子的家庭，則依據(jù)其是否擁有除現(xiàn)住房以外的其他住房來辨別其是否有自有住房；受數(shù)據(jù)的限制，本文沒有有效區(qū)分出家庭中父母為子女購房或者為子女提供首付的樣本。

⑤當(dāng)以持有自有住房的家庭為樣本，以全款買房的家庭為對照組進(jìn)行回歸，貸款買房家庭的消費彈性仍在1%的顯著性水平上(p值為0.000)顯著高于全款買房家庭的消費彈性。

⑥反向住房抵押貸款是指家庭將自有住房抵押給銀行、保險公司等金融機(jī)構(gòu)，家庭在保持居住權(quán)的前提下定期從金融機(jī)構(gòu)獲得一筆資金。