■ 歐陽子云，周孟亮

一、引言

居民消費(fèi)關(guān)系著國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展。適度拉動(dòng)內(nèi)需、提升消費(fèi)，能夠有效促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)增長。相比于發(fā)達(dá)國家，中國居民儲(chǔ)蓄率偏高而消費(fèi)偏低。當(dāng)前復(fù)雜國際局勢的影響對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇和高質(zhì)量增長提出了更高要求，居民消費(fèi)的作用更顯重要。財(cái)富效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)是消費(fèi)增長的渠道。當(dāng)人們的財(cái)富與資產(chǎn)增加時(shí)，會(huì)意識(shí)到永久收入增加，從而會(huì)增加消費(fèi)支出。在以往消費(fèi)研究中，學(xué)者們著重研究各因素對(duì)消費(fèi)規(guī)模、結(jié)構(gòu)、種類的影響程度與機(jī)理，比如股市波動(dòng)、經(jīng)濟(jì)政策實(shí)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(jià)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(jià)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(cái)富水平看，中產(chǎn)家庭的財(cái)富增長中有77%來源于房屋資產(chǎn)的升值。

在現(xiàn)階段消費(fèi)不足的情況下，如何通過家庭房產(chǎn)來帶動(dòng)消費(fèi)？居民消費(fèi)行為與房屋價(jià)值有怎樣的關(guān)系？是否存在房屋財(cái)富效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)？不同居民的財(cái)富效應(yīng)會(huì)有差別嗎？對(duì)于這些問題的深入研究，有助于為制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供參考。

以往文獻(xiàn)從各方面考察居民房地產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響，但仍然存在一些不足。第一，大部分文獻(xiàn)主要從房價(jià)角度出發(fā)，忽視各地房產(chǎn)價(jià)值差異問題；第二，一部分文獻(xiàn)研究的財(cái)富效應(yīng)，實(shí)際上是同一時(shí)期不同家庭的財(cái)產(chǎn)差異帶來的消費(fèi)差異，應(yīng)為資產(chǎn)效應(yīng)。邊際貢獻(xiàn)在于：一是豐富了房地產(chǎn)資產(chǎn)效應(yīng)與財(cái)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(cái)富效應(yīng)的變化；三是進(jìn)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(jì)算得到實(shí)證數(shù)據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

家庭財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響研究有兩個(gè)層面：一是不同家庭的財(cái)產(chǎn)差異帶來的消費(fèi)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(cái)產(chǎn)變化引起的消費(fèi)差異，這種差異才是真正的“財(cái)富效應(yīng)”。作為兩種不同作用機(jī)制，家庭房產(chǎn)財(cái)富變化時(shí)帶來的消費(fèi)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(duì)消費(fèi)的影響；二是未預(yù)期到的房產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)從財(cái)富效應(yīng)途徑對(duì)消費(fèi)的影響，如房價(jià)上漲時(shí)意味著家庭住房財(cái)富增值，使家庭對(duì)未來預(yù)期變好，從而增加消費(fèi)。

由于社會(huì)總財(cái)富水平相對(duì)穩(wěn)定，研究政策價(jià)格波動(dòng)影響的財(cái)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(cái)富效應(yīng)。Carroll et al.（2011）發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價(jià)值高的家庭有更高的居民消費(fèi)水平，房價(jià)變化導(dǎo)致的資產(chǎn)價(jià)值意外變化將通過財(cái)富效應(yīng)影響家庭消費(fèi)。Cheng&Fung（2008）發(fā)現(xiàn)在房價(jià)上漲時(shí)，存在消費(fèi)的正向的財(cái)富效應(yīng)與負(fù)向的價(jià)格效應(yīng)。黃靜和屠梅曾（2009）發(fā)現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)將隨著房價(jià)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(cái)富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)對(duì)消費(fèi)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(duì)各類型支出的消費(fèi)意愿越大，但房價(jià)預(yù)期會(huì)減少家庭消費(fèi)支出。尹志超等（2021）認(rèn)為家庭房產(chǎn)財(cái)富上升時(shí)，將通過流動(dòng)性約束渠道來提高消費(fèi)水平。

房價(jià)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(duì)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(jià)值對(duì)消費(fèi)的影響將會(huì)由于“房奴效應(yīng)”的存在而減少。一方面，對(duì)于考慮購買住房的家庭來說，房價(jià)上升時(shí)將通過減少家庭消費(fèi)來積累購房款項(xiàng)，或者由于購房行為使當(dāng)前期消費(fèi)過高，后期的消費(fèi)也會(huì)下降（李濤和陳斌開，2014）。另一方面，若不考慮買房，房價(jià)上升所帶來的租金上漲同樣會(huì)導(dǎo)致家庭消費(fèi)減少。

Buiter（2008）發(fā)現(xiàn)房屋的財(cái)富效應(yīng)不明顯，房價(jià)上漲只使得那些擁有多套住房的人增加消費(fèi)，對(duì)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(fèi)。李濤和陳斌開（2014）發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)基本不明顯。陳斌開和楊汝岱（2013）認(rèn)為房價(jià)上漲時(shí)，居民將受房奴效應(yīng)影響削減消費(fèi)進(jìn)行大量儲(chǔ)蓄。楊贊等（2014）認(rèn)為住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)，一個(gè)重要原因是中國居民較強(qiáng)的再購房動(dòng)機(jī)。陳峰等（2013）探討了短期與長期的財(cái)富效應(yīng)，認(rèn)為消費(fèi)調(diào)整行為只存在于短期，長期看并不存在住房財(cái)富效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

根據(jù)永久收入的消費(fèi)理論，當(dāng)一個(gè)人的永久收入增加時(shí)，會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)。家庭住房對(duì)于消費(fèi)的影響也是如此，即國內(nèi)外學(xué)者提出的房屋財(cái)富效應(yīng)，當(dāng)家庭意識(shí)到自己凈資產(chǎn)增加時(shí)，會(huì)減少儲(chǔ)蓄并增加消費(fèi)。所以資產(chǎn)財(cái)富的增長會(huì)由于財(cái)富效應(yīng)提高公眾消費(fèi)意愿。對(duì)于大多數(shù)人來說，購買或者出售房屋的決策會(huì)對(duì)他們的永久收入引起極大變化，房產(chǎn)價(jià)值的上升使得居民對(duì)于自身收入的預(yù)期上升。在這個(gè)過程中，家庭的消費(fèi)是否會(huì)上升，或由于“房奴效應(yīng)”的影響導(dǎo)致消費(fèi)上升不多。據(jù)此提出假設(shè)1。

H1：住房價(jià)值可以通過資產(chǎn)效應(yīng)與財(cái)富效應(yīng)兩種機(jī)制影響居民家庭消費(fèi)，當(dāng)家庭房產(chǎn)價(jià)值上升時(shí)，居民家庭消費(fèi)增加。

住房財(cái)富對(duì)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(fèi)中實(shí)現(xiàn)恒久收入，使得財(cái)富效應(yīng)會(huì)更大。同時(shí)，沒有意愿出售房產(chǎn)的家庭有著很小的財(cái)富效應(yīng)。過往的文獻(xiàn)對(duì)于戶主年齡、房產(chǎn)數(shù)量等因素進(jìn)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(fèi)特征、預(yù)期未來收入下降的原因，房價(jià)上升更可能導(dǎo)致其減少當(dāng)期消費(fèi)而增加儲(chǔ)蓄。據(jù)此提出假設(shè)2。

H2：住房價(jià)值上升對(duì)于家庭消費(fèi)影響是異質(zhì)的，財(cái)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(yàn)“資產(chǎn)效應(yīng)”的程度，構(gòu)建如下實(shí)證模型：

選取家庭總支出為被解釋變量，總房屋價(jià)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(duì)家庭消費(fèi)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(fèi)習(xí)慣等遺漏變量的影響，在通過豪斯曼檢驗(yàn)后，建立面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)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(xiàng)，u為省份固定效應(yīng)，c為個(gè)體固定效應(yīng)，λ為時(shí)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(jìn)行一次，可以展現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、教育、健康等方面的變遷，樣本覆蓋31個(gè)省份?；?016年底各地推進(jìn)了第二輪房產(chǎn)限購、限貸政策，選用2014—2018年的家庭經(jīng)濟(jì)與家庭成員問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。

（三）變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

選取家庭總支出為被解釋變量，將家庭消費(fèi)分類為日常家庭消費(fèi)、非日常家庭消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)幫助消費(fèi)，將分別觀察房產(chǎn)價(jià)值對(duì)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(jì)問卷和個(gè)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(jià)值、家庭負(fù)債的部分調(diào)查結(jié)果僅給出變量的估計(jì)區(qū)間，選取平均數(shù)作為估計(jì)值進(jìn)行計(jì)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(jià)值進(jìn)行上下縮尾1%，剔除極端值的影響，最終選取三期共21835個(gè)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(gè)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(jì)看，其中城鎮(zhèn)居民共計(jì)10524個(gè)樣本，農(nóng)村居民共計(jì)11311個(gè)樣本。城鎮(zhèn)居民家庭過去12個(gè)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(jià)值上，城鄉(xiāng)差距較大，城鎮(zhèn)居民總房屋價(jià)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(shí)證結(jié)果

（一）住房資產(chǎn)效應(yīng)檢驗(yàn)

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(shí)，自有房屋數(shù)量和總房屋價(jià)值會(huì)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(huì)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(duì)于家庭消費(fèi)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(jià)值不高使得融資能力差，同時(shí)還可能存在農(nóng)民工進(jìn)城使得農(nóng)村房屋空置的原因?？偡课輧r(jià)值每上升1%，家庭總支出會(huì)上升6.6%，城市家庭會(huì)上升5.0%，農(nóng)村家庭會(huì)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(duì)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(duì)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(yàn)

續(xù)表2

列（4）—（6）報(bào)告了對(duì)日常消費(fèi)、非日常消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)幫助消費(fèi)等三種消費(fèi)類型的資產(chǎn)效應(yīng)，家庭住房財(cái)富增加后，在經(jīng)濟(jì)幫助消費(fèi)上增加的消費(fèi)較小，對(duì)日常消費(fèi)的促進(jìn)作用高于非日常消費(fèi)。表明當(dāng)房產(chǎn)升值使得人們?cè)谔嵘侨粘ＯM(fèi)的同時(shí)，家庭居民更愿意大幅提升日常消費(fèi)的生活品質(zhì)。

2.城鄉(xiāng)差距對(duì)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(jià)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(cái)富效應(yīng)逐漸超越城鎮(zhèn)家庭。費(fèi)舍爾檢驗(yàn)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(fèi)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(cái)富效應(yīng)檢驗(yàn)

1.主回歸結(jié)果

表4列（1）—（3）匯報(bào)了財(cái)富效應(yīng)的回歸結(jié)果，住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)在整體樣本與城鎮(zhèn)樣本中比較明顯，總房屋價(jià)值上升1%，家庭總支出會(huì)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(jià)值波動(dòng)對(duì)農(nóng)村家庭無明顯影響。自有房屋數(shù)量對(duì)消費(fèi)的影響同樣在農(nóng)村樣本中不顯著。列（4）—（6）報(bào)告了不同消費(fèi)類型的變化情況，房產(chǎn)價(jià)值上升僅僅對(duì)日常消費(fèi)和非日常消費(fèi)存在影響，日常消費(fèi)的提升高于非日常消費(fèi)，對(duì)經(jīng)濟(jì)幫助消費(fèi)無影響。

表4 城鎮(zhèn)與農(nóng)村的財(cái)富效應(yīng)檢驗(yàn)

2.城鄉(xiāng)居民財(cái)富效應(yīng)差距對(duì)比

加入年份與總房屋價(jià)值對(duì)數(shù)的交互項(xiàng)以及年份、總房屋價(jià)值對(duì)數(shù)和地區(qū)的三者交互項(xiàng)，以進(jìn)行城鎮(zhèn)與農(nóng)村家庭財(cái)富效應(yīng)的比較，如表5所示。

表5 房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)城鄉(xiāng)差距

在財(cái)富效應(yīng)比較中，發(fā)現(xiàn)相比于2014年的財(cái)富效應(yīng)，2016年和2018年的財(cái)富效應(yīng)都有所下降。在2016年，16年份虛擬變量、總房屋價(jià)值對(duì)數(shù)和地區(qū)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，與16年份虛擬變量和總房屋價(jià)值對(duì)數(shù)的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)符號(hào)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(cái)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(jià)值對(duì)數(shù)的交互項(xiàng)系數(shù)是顯著為負(fù)的，18年份虛擬變量、總房屋價(jià)值對(duì)數(shù)和地區(qū)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著。說明2018年和總房屋價(jià)值對(duì)數(shù)的交互項(xiàng)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(jìn)一步考察在不同異質(zhì)性條件下的財(cái)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）。可以發(fā)現(xiàn)，高年齡段家庭受到房屋價(jià)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(chǔ)蓄而減少消費(fèi)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(jià)值對(duì)于家庭總支出的影響都很顯著，但可以看出中產(chǎn)階級(jí)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(shí)投資屬性會(huì)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(huì)在房價(jià)上漲中出售閑置房產(chǎn)永久地增加財(cái)富，導(dǎo)致消費(fèi)增加，因此房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)會(huì)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(jià)值對(duì)消費(fèi)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(cái)富效應(yīng)差異性檢驗(yàn)

綜上所述，房屋的資產(chǎn)效應(yīng)與財(cái)富效應(yīng)對(duì)不同家庭存在一定差異?？傮w來看，那些年齡較大、收入較高的家庭的消費(fèi)更易受到房產(chǎn)價(jià)值的影響。對(duì)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(cái)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(yàn)

從房價(jià)角度構(gòu)造一個(gè)外生變量——住房限購政策，作為識(shí)別本地區(qū)總住房價(jià)值的工具變量。一方面，限購政策是政府根據(jù)實(shí)際市場情況推行政策。住建部也明確表示限購政策只對(duì)老百姓的過度投資需求有限制，對(duì)于消費(fèi)需求是沒有影響的，故政策對(duì)家庭當(dāng)年的消費(fèi)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(jià)值。

（二）工具變量的計(jì)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(xiàng)η×Z）作為總房產(chǎn)價(jià)值的工具變量，識(shí)別房產(chǎn)財(cái)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(jià)值的乘積（Z=T×Housevalue_2014），原因是房產(chǎn)限購政策對(duì)不同家庭的影響有差異，初始總房產(chǎn)價(jià)值高的家庭，進(jìn)行限購后對(duì)家庭房產(chǎn)價(jià)值的影響越大。

結(jié)果表明，總房產(chǎn)價(jià)值對(duì)其他因變量的影響在方向上和顯著性上都與前面財(cái)富效應(yīng)的結(jié)果相同?？偡课輧r(jià)值與自有房屋數(shù)量在整體樣本與城鎮(zhèn)樣本中對(duì)消費(fèi)的影響顯著，在農(nóng)村樣本中不顯著。在房產(chǎn)價(jià)值上升時(shí)，日常消費(fèi)顯著提高，對(duì)非日常消費(fèi)的影響不顯著。弱工具變量檢驗(yàn)合理，城鎮(zhèn)與農(nóng)村樣本的內(nèi)生性檢驗(yàn)通過，采用兩階段回歸的估計(jì)結(jié)果是可信的。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

利用李濤和陳斌開（2014）提出的財(cái)富效應(yīng)計(jì)算方法，即在計(jì)量模型中引入上期消費(fèi)水平來計(jì)算財(cái)富效應(yīng)。上文對(duì)于家庭消費(fèi)的定義，采用的是整年的總支出。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用尹志超等（2021）的定義方式，加總水、電、日用品、伙食費(fèi)等與居住相關(guān)的消費(fèi)作為家庭消費(fèi)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(fèi)，剔除無房樣本重新回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)仍具有顯著促進(jìn)作用，所有變量的符號(hào)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(diǎn)研究了房產(chǎn)價(jià)值對(duì)消費(fèi)的資產(chǎn)效應(yīng)與財(cái)富效應(yīng)。結(jié)果表明，通過資產(chǎn)效應(yīng)與財(cái)富效應(yīng)，家庭房產(chǎn)價(jià)值對(duì)于家庭消費(fèi)產(chǎn)生了顯著影響。具體而言，在資產(chǎn)效應(yīng)檢驗(yàn)中總房屋價(jià)值每上升1個(gè)單位，家庭總支出會(huì)上升6.6%，在財(cái)富效應(yīng)檢驗(yàn)中會(huì)上升5.5%。在房產(chǎn)價(jià)值上升時(shí)，日常消費(fèi)的開支增加會(huì)高于非日常消費(fèi)。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(cái)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(jià)值上升時(shí)，這類家庭的財(cái)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(fèi)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。