住房信貸會(huì)削弱“財(cái)富效應(yīng)”嗎？——基于CFPS數(shù)據(jù)對(duì)房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的再檢驗(yàn)

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(guó)經(jīng)濟(jì)已從高速增長(zhǎng)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(zhǎng)動(dòng)力的攻關(guān)期，過(guò)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(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)能力逐步降低。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，2018年全國(guó)實(shí)現(xiàn)社會(huì)消費(fèi)品零售總額38.1萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)9%，最終消費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到76.2%。消費(fèi)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主動(dòng)力作用進(jìn)一步鞏固。習(xí)近平總書(shū)記在十九大報(bào)告中提出“完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”；在慶祝改革開(kāi)放40周年大會(huì)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(zhǎng)動(dòng)力，積極擴(kuò)大內(nèi)需”。因此，如何彌補(bǔ)傳統(tǒng)消費(fèi)增長(zhǎng)空間的缺口，進(jìn)一步挖掘消費(fèi)潛力，進(jìn)而從消費(fèi)端發(fā)力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)成為當(dāng)前亟待解決的問(wèn)題。

Ando和Modigliani的生命周期模型提出家庭消費(fèi)的兩個(gè)關(guān)鍵決定因素是人力財(cái)富和家庭財(cái)富，其中人力財(cái)富用預(yù)期的終生收入的現(xiàn)值衡量，家庭財(cái)富主要用家庭資產(chǎn)及其相關(guān)收入來(lái)衡量[1]。作為家庭財(cái)富重要組成部分的住房財(cái)富是否會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)行為產(chǎn)生影響，這是本文考察的重點(diǎn)。中國(guó)傳統(tǒng)文化講究安居樂(lè)業(yè)，適宜的安居之處不僅是一個(gè)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(huì)階層。在中國(guó)特有的文化背景下，高價(jià)值房產(chǎn)往往是一個(gè)人成功的標(biāo)志，持有房產(chǎn)也會(huì)提高年輕人在婚戀市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力。從家庭資產(chǎn)配置角度來(lái)看，在城市化進(jìn)程帶來(lái)的房產(chǎn)巨大升值空間等因素的推動(dòng)下，房產(chǎn)成為最受城鎮(zhèn)家庭歡迎的投資對(duì)象。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示，2017年中國(guó)家庭住房擁有率達(dá)到92.8%，而同期美國(guó)這一比例僅為70%，德國(guó)為41%①。尤其對(duì)于持有兩套或兩套以上房產(chǎn)的家庭來(lái)說(shuō)，房租收入將釋放家庭收入約束，可能也會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響?！?018中國(guó)城市家庭財(cái)富健康報(bào)告》顯示，在家庭資產(chǎn)配置中，住房財(cái)富占比已高達(dá)77.7%，遠(yuǎn)高于美國(guó)同期的34.6%。由此可見(jiàn)，住房財(cái)富在中國(guó)家庭財(cái)富中的地位不容小覷。大量研究證明，擁有房產(chǎn)財(cái)富越多的家庭消費(fèi)越高[2][3][4]，房?jī)r(jià)上漲也將促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)，即住房資產(chǎn)具有顯著的“財(cái)富效應(yīng)”[5][6][7]，由此提出了通過(guò)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(fèi)、帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策建議。自1991年住房信貸政策實(shí)施后，使用按揭貸款支付房款的方式逐漸普及。據(jù)東方財(cái)富Choice數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，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(shí)僅為6%左右，美國(guó)在金融危機(jī)前的2005年達(dá)到峰值時(shí)也僅為11.2%?！吨袊?guó)金融穩(wěn)定報(bào)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(gòu)房避免了全款購(gòu)房時(shí)的一次性大額支出，家庭當(dāng)期流動(dòng)性約束得以緩解進(jìn)而增加消費(fèi)，但同時(shí)也可能因?yàn)榘唇屹J款購(gòu)房給未來(lái)帶來(lái)的還貸壓力而緊縮消費(fèi)，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(guò)抑制住房“財(cái)富效應(yīng)”間接降低消費(fèi)[8]。因而，考慮住房信貸因素之后，住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響取決于“房奴效應(yīng)”和住房“財(cái)富效應(yīng)”的凈效應(yīng)，即家庭消費(fèi)的變化取決于這兩種效應(yīng)的程度對(duì)比[9]。

綜上所述，“財(cái)富效應(yīng)”源自住房?jī)r(jià)值變動(dòng)引起家庭住房財(cái)富持有變化進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)，而較高的房?jī)r(jià)或房產(chǎn)財(cái)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(wèn)題是：“房奴效應(yīng)”是否會(huì)削弱住房“財(cái)富效應(yīng)”的發(fā)揮？為了研究這一問(wèn)題，本文采用2014年和2016年兩期中國(guó)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(jià)值3個(gè)方面實(shí)證分析住房“財(cái)富效應(yīng)”的存在性；其次探討住房“財(cái)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?jī)r(jià)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(duì)家庭消費(fèi)的影響以及“房奴效應(yīng)”是否會(huì)削弱住房“財(cái)富效應(yīng)”，在考慮“房奴效應(yīng)”的背景下對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”進(jìn)行再檢驗(yàn)。

二、文獻(xiàn)回顧

Ludwing 和Slok最早提出住房財(cái)富主要通過(guò)6種不同的作用機(jī)制影響家庭消費(fèi)，分別是：能促進(jìn)消費(fèi)的“兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)”“未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)”“流動(dòng)性約束效應(yīng)”和“信心效應(yīng)”以及抑制家庭消費(fèi)的“預(yù)算約束效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”[10]。對(duì)于不同住房持有情況的家庭而言，住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的作用機(jī)制存在差異。具體地，對(duì)于住房持有者來(lái)說(shuō)，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，他們可以將所持住房以更高的價(jià)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(fèi)的增加，此即“兌現(xiàn)的財(cái)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(cái)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(fèi)的增加[11]，此即“未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)”。此外，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，家庭的資產(chǎn)組合價(jià)值發(fā)生變化，住房持有者陷入財(cái)務(wù)困境的可能性隨之降低，家庭消費(fèi)水平提高[12][13][14]，此即“流動(dòng)性約束效應(yīng)”。而且由于住房?jī)r(jià)格上漲，家庭預(yù)期自己比以前更加富有，對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)利好充滿信心，當(dāng)期消費(fèi)增加[15]，此即“信心效應(yīng)”。對(duì)于無(wú)自有住房且租房居住的家庭而言，房?jī)r(jià)上漲使得他們面臨更高的房租支出，預(yù)算更加緊張，未來(lái)將面臨購(gòu)房成本上升的問(wèn)題，因此不得不增加儲(chǔ)蓄[16]，削減當(dāng)期消費(fèi)，此即“預(yù)算約束效應(yīng)”?！疤娲?yīng)”則是指由于房?jī)r(jià)的上升帶來(lái)購(gòu)房成本的上漲，無(wú)自有住房而又有買(mǎi)房計(jì)劃的家庭只能選擇縮減家庭消費(fèi)或者未來(lái)購(gòu)買(mǎi)較小的房產(chǎn)[17]。

學(xué)術(shù)界曾針對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，其中國(guó)外研究主要集中于對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”大小的估計(jì)[5][7]、住房“財(cái)富效應(yīng)”與金融資產(chǎn)“財(cái)富效應(yīng)”的大小比較[18][19][20]以及不同國(guó)家之間住房“財(cái)富效應(yīng)”大小的比較三個(gè)方面[21]。大量研究表明，住房?jī)r(jià)值增加對(duì)家庭消費(fèi)具有促進(jìn)作用，尤其一些發(fā)達(dá)國(guó)家的“再按揭—再融資”政策將住房財(cái)富證券化，從而使得這些國(guó)家的住房?jī)r(jià)值增加對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用更為明顯。近幾年國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)住房“財(cái)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?jī)r(jià)格上漲，家庭預(yù)期會(huì)比以前更加富有，對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)充滿信心。宋勃的研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是從長(zhǎng)期還是短期來(lái)看，認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲均是居民消費(fèi)增加的Granger原因[15]。趙楊等實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的“財(cái)富效應(yīng)”，認(rèn)為房地產(chǎn)市場(chǎng)確實(shí)存在著正向的“財(cái)富效應(yīng)”，而且這種正向效應(yīng)在長(zhǎng)期要大于短期[23]。因此，我國(guó)住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)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(guó)住房主要用于家庭自住，住房?jī)r(jià)格上漲并不會(huì)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(gòu)房成本，還包括家庭尚未償還的住房貸款而擠出家庭消費(fèi)。裴育和徐煒?shù)h的研究發(fā)現(xiàn)，住房?jī)r(jià)格上漲并不存在“財(cái)富效應(yīng)”，相反，因購(gòu)房而產(chǎn)生的借款對(duì)家庭消費(fèi)具有較強(qiáng)的擠出效應(yīng)[3]?？梢?jiàn)，我國(guó)住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響[25][26]。

還有一些研究表明，雖然住房?jī)r(jià)格上漲會(huì)促進(jìn)有自有住房家庭的消費(fèi)，但也會(huì)抑制無(wú)自有住房家庭的消費(fèi)，因此，總體而言住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)無(wú)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(fèi)屬性和投資屬性，當(dāng)住房?jī)H用于家庭居住時(shí)，無(wú)論住房?jī)r(jià)值如何變化，家庭收支都不會(huì)隨之發(fā)生變化，而當(dāng)住房用于投資(出售、出租等)時(shí)，家庭經(jīng)濟(jì)損益會(huì)隨著住房?jī)r(jià)值的變動(dòng)而變動(dòng)，進(jìn)而作用于家庭消費(fèi)[27][28]。因此，房?jī)r(jià)上漲對(duì)家庭財(cái)富水平的影響實(shí)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(shí)施之后，貸款購(gòu)房方式逐漸普及，住房與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系變得更加復(fù)雜。顏色和朱國(guó)鐘指出，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，家庭便會(huì)同時(shí)面臨因資產(chǎn)增值所形成的“財(cái)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(fèi)的變化則取決于這兩種效應(yīng)的程度對(duì)比[9]。但這篇文章僅從理論層面對(duì)這一問(wèn)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(gòu)房動(dòng)機(jī)和償還住房貸款兩個(gè)維度實(shí)證考察“房奴效應(yīng)”對(duì)家庭消費(fèi)的影響，最終得出“房奴效應(yīng)”對(duì)家庭消費(fèi)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(shí)卻忽視了住房的“財(cái)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(duì)住房“財(cái)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(diǎn)是對(duì)“房奴效應(yīng)”的理論分析，或雖實(shí)證分析“房奴效應(yīng)”，但又舍棄了“財(cái)富效應(yīng)”。然而，二者是同時(shí)存在的，住房對(duì)消費(fèi)的影響本質(zhì)上是二者的凈效應(yīng)，當(dāng)前，按揭貸款購(gòu)房已成為主流購(gòu)房方式，關(guān)注住房“財(cái)富效應(yīng)”的同時(shí)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(gè)方面有所創(chuàng)新：第一，國(guó)內(nèi)有關(guān)住房財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)影響的研究主要是基于全國(guó)總體宏觀數(shù)據(jù)考察房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)家庭消費(fèi)的影響，容易導(dǎo)致“加總謬誤”問(wèn)題。鑒于此，本文選用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)兩期微觀數(shù)據(jù)研究住房財(cái)富對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響。第二，隨著貸款購(gòu)房方式的普及，家庭既可能由于住房信貸避免了購(gòu)房時(shí)一次性大額款項(xiàng)的支出，家庭流動(dòng)性約束得以緩解進(jìn)而提高消費(fèi)水平，也可能由于未來(lái)面臨的還貸壓力而緊縮消費(fèi)，在脫離了住房信貸的背景下考察住房“財(cái)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(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的影響同時(shí)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(duì)樣本進(jìn)行分類(lèi)時(shí)，綜合考慮了現(xiàn)實(shí)生活中家庭對(duì)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(lái)源

(一)模型選擇

本文使用Blanchard和Fisher的生命周期—持久收入假說(shuō)(LC-PIH)作為實(shí)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(fèi)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(yùn)用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，與初始模型相對(duì)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(gè)家庭，屬于截面維度標(biāo)識(shí)；t表示時(shí)間，屬于時(shí)間維度標(biāo)識(shí)；同時(shí)為了減小極值對(duì)分析結(jié)果的影響，對(duì)收入、消費(fèi)、財(cái)富等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)取對(duì)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(fèi)、食品消費(fèi)或耐用品消費(fèi)，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(cái)富，Hit表示與家庭住房財(cái)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(jià)值)，Xit為人口統(tǒng)計(jì)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(gè)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(duì)于無(wú)自有住房的家庭，持有自有住房的家庭與其在消費(fèi)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(duì)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(duì)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(fèi)支出上的差異；模型(3c)中VHit表示家庭持有自有住房的總價(jià)值，回歸系數(shù)β3c體現(xiàn)了住房?jī)r(jià)值變化對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)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(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的影響，其實(shí)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(mǎi)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(gè)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(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China family panel studies，CFPS)。該數(shù)據(jù)庫(kù)是北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的微觀數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、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(fèi)的問(wèn)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(wú)效樣本之后，共獲得2097個(gè)有效家庭樣本。由于我國(guó)是在1991年開(kāi)始實(shí)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(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

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(lè)休閑、出行、通信等在內(nèi)的日常消費(fèi)支出，并進(jìn)一步分為家庭食品消費(fèi)支出和耐用品消費(fèi)支出兩類(lèi)。為了詳細(xì)考察家庭住房財(cái)富的不同狀態(tài)，在模型中引入住房財(cái)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(jià)值，并引入是否貸款買(mǎi)房、待償房貸額變量來(lái)細(xì)致考察住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的影響、“房奴效應(yīng)”和住房“財(cái)富效應(yīng)”對(duì)消費(fèi)的交互影響。在對(duì)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(duì)消費(fèi)的影響時(shí)，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(chǔ)蓄存款余額、股票等金融資產(chǎn)價(jià)值、人口規(guī)模、負(fù)債情況等。

表1匯報(bào)了本文的變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，家庭日常消費(fèi)和可支配收入的均值分別為6.09萬(wàn)元和6.72萬(wàn)元，家庭平均食品消費(fèi)和耐用品消費(fèi)分別為2.27萬(wàn)元和3.16萬(wàn)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(shí)表示家庭對(duì)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(guó)住房市場(chǎng)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(mǎi)房，家庭平均待償房貸余額為3.82萬(wàn)元，家庭住房平均價(jià)值為59.09萬(wàn)元，較高的標(biāo)準(zhǔn)差意味著不同家庭住房財(cái)富差距較大。本文采用2014～2016年房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)住宅平均銷(xiāo)售價(jià)格的平均值反映地區(qū)間房產(chǎn)價(jià)格的差異③，由表1可以看出， 住房?jī)r(jià)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(shuō)明地區(qū)間住房?jī)r(jià)格差異較大。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)住房“財(cái)富效應(yīng)”的實(shí)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(jià)值3個(gè)維度研究住房財(cái)富對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響，Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果表明運(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析比較適宜，使用Stata13.1對(duì)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(shí)，有房家庭的日常消費(fèi)彈性和耐用品消費(fèi)彈性均高于無(wú)房家庭，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；是否持有自有住房對(duì)家庭食品消費(fèi)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(fèi)彈性顯著低于無(wú)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(duì)日常消費(fèi)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(fèi)會(huì)隨之增加0.181%左右。對(duì)持有住房的家庭樣本進(jìn)一步考察住房套數(shù)對(duì)家庭消費(fèi)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(fèi)和耐用品消費(fèi)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(duì)家庭耐用品消費(fèi)的影響最為明顯，系數(shù)為0.592，這是因?yàn)槌钟卸嗵鬃》渴沟眉彝ビ袡C(jī)會(huì)將多余的住房出租，租金收入成為兌現(xiàn)的“財(cái)富效應(yīng)”，促進(jìn)了家庭消費(fèi)，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(cái)富效應(yīng)”顯著為正，影響系數(shù)為0.085，即住房?jī)r(jià)值提高1%時(shí)，家庭日常消費(fèi)會(huì)提高0.085%左右，且住房?jī)r(jià)值提高會(huì)更多地促進(jìn)家庭的食品消費(fèi)。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

表2 住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)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(hào)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(cái)富效應(yīng)”上的表現(xiàn)，考慮到不同地區(qū)房?jī)r(jià)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?jī)r(jià)水平分組之后，仍然運(yùn)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(cái)富效應(yīng)”的回歸結(jié)果

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

表5 地區(qū)異質(zhì)性(房?jī)r(jià))與住房“財(cái)富效應(yīng)”的回歸結(jié)果

通過(guò)對(duì)不同年齡組之間回歸結(jié)果(表3)的對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，住房“財(cái)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(cái)富效應(yīng)”較小且在統(tǒng)計(jì)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(shí)面臨著家中老人的贍養(yǎng)問(wèn)題和家中孩童的撫養(yǎng)問(wèn)題，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)最重。因此，中年戶主家庭的消費(fèi)對(duì)住房財(cái)富變化最為敏感，“財(cái)富效應(yīng)”最大。通過(guò)比較收入異質(zhì)性家庭住房“財(cái)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(cái)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?jī)r(jià)值對(duì)消費(fèi)的彈性略高于中等收入組家庭，而住房?jī)r(jià)值提高對(duì)高收入家庭消費(fèi)雖有一定的促進(jìn)作用，但在統(tǒng)計(jì)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(duì)家庭住房財(cái)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?jī)r(jià)值的提高更能增強(qiáng)其消費(fèi)能力。將樣本按照房?jī)r(jià)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(cái)富效應(yīng)”仍然存在，且在中等房?jī)r(jià)、高房?jī)r(jià)地區(qū)更為明顯。

(二)“房奴效應(yīng)”與“財(cái)富效應(yīng)”對(duì)家庭消費(fèi)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(cái)富對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)的影響，以及在這一影響中住房信貸(包括是否貸款買(mǎi)房以及待償房貸額)的作用，對(duì)模型(4a)、(4b)、(4c)運(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6報(bào)告了“房奴效應(yīng)”和住房“財(cái)富效應(yīng)”對(duì)家庭消費(fèi)的交互影響，即考慮房款支付方式(全款買(mǎi)房或貸款買(mǎi)房)因素后，家庭住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響。回歸結(jié)果顯示，與無(wú)自有住房的家庭相比，全款買(mǎi)房的家庭對(duì)日常消費(fèi)、食品消費(fèi)和耐用品消費(fèi)的彈性均較低，且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而貸款買(mǎi)房家庭的日常消費(fèi)彈性顯著高于無(wú)房家庭。綜合上文回歸結(jié)果可以得出：住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的影響受限于房款支付方式，對(duì)于全款購(gòu)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(dòng)性約束，對(duì)家庭消費(fèi)具有一定的擠出效應(yīng)；而貸款買(mǎi)房方式則避免了家庭全款買(mǎi)房時(shí)一次性大額款項(xiàng)的支出，緩解了家庭當(dāng)前的流動(dòng)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(fèi)?，F(xiàn)實(shí)中也常觀察到很多具有全款買(mǎi)房經(jīng)濟(jì)能力的家庭會(huì)選擇貸款買(mǎi)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(shí)會(huì)更傾向于貸款買(mǎi)房，以減輕家庭流動(dòng)性約束。比較全款買(mǎi)房和貸款買(mǎi)房的家庭的回歸系數(shù)(-0.048和0.122)可以發(fā)現(xiàn)，貸款買(mǎi)房家庭的日常消費(fèi)彈性高于采用全款買(mǎi)房家庭的日常消費(fèi)彈性⑤，說(shuō)明貸款買(mǎi)房的家庭對(duì)住房財(cái)富變化更加敏感，其消費(fèi)高于全款買(mǎi)房的家庭。值得注意的是，在考慮房貸因素之后，與無(wú)自有住房的家庭相比，貸款買(mǎi)房家庭的食品消費(fèi)彈性變?yōu)檎?，說(shuō)明在其他條件相同時(shí)，貸款買(mǎi)房家庭的食品消費(fèi)彈性高于無(wú)自有住房家庭的食品消費(fèi)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(fèi)彈性顯著低于無(wú)自有住房家庭的食品消費(fèi)彈性相反，這說(shuō)明在忽略房貸因素的情況下考察住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)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(gòu)買(mǎi)并獲得自有住房產(chǎn)權(quán)的家庭為研究對(duì)象(模型4b)，與僅有1套住房且全款買(mǎi)房的家庭相比，持有1套住房且貸款買(mǎi)房家庭、持有2套及以上住房且貸款買(mǎi)房家庭的消費(fèi)水平均顯著較高，雖然持有2套及以上住房且全款方式買(mǎi)房家庭的消費(fèi)水平也較高，但統(tǒng)計(jì)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(xiàng)的支出在很大程度上緊縮了家庭的流動(dòng)性約束，導(dǎo)致這類(lèi)家庭的消費(fèi)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(mǎi)房時(shí)，持有2套及以上住房家庭的消費(fèi)彈性高于僅持有1套住房家庭的消費(fèi)彈性，這與表2財(cái)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(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)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?jī)r(jià)值的交互項(xiàng)來(lái)分析待償房貸額對(duì)家庭消費(fèi)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?jī)r(jià)值提高對(duì)家庭日常消費(fèi)和食品消費(fèi)具有顯著的促進(jìn)作用大體一致，待償房貸額和住房?jī)r(jià)值的交互項(xiàng)雖然在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但住房?jī)r(jià)值提高仍然對(duì)家庭日常消費(fèi)和食品消費(fèi)具有一定的促進(jìn)作用。待償房貸額對(duì)于消費(fèi)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(dòng)性約束，從而拉動(dòng)家庭消費(fèi)支出，這也佐證了模型(4a)和(4b)中得出的貸款買(mǎi)房方式對(duì)家庭消費(fèi)具有帶動(dòng)作用的結(jié)論；交互項(xiàng)為負(fù)且在統(tǒng)計(jì)上并不顯著意味著待償房貸額對(duì)于住房“財(cái)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(yùn)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(duì)于全款購(gòu)房，貸款購(gòu)房方式在很大程度上減輕了家庭流動(dòng)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?jī)r(jià)值，從而拉動(dòng)家庭消費(fèi)支出，但對(duì)于家庭而言，待償房貸額仍然是一項(xiàng)負(fù)債的性質(zhì)并沒(méi)有發(fā)生變化，因此，“房奴效應(yīng)”會(huì)在一定程度上削弱住房“財(cái)富效應(yīng)”的發(fā)揮。

五、結(jié)論與啟示

住房“財(cái)富效應(yīng)”一直以來(lái)是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)心的重要問(wèn)題，現(xiàn)有研究使用各國(guó)的宏觀層面數(shù)據(jù)或家庭微觀數(shù)據(jù)對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”進(jìn)行檢驗(yàn)，大量研究認(rèn)為擁有更高價(jià)值的房產(chǎn)或房?jī)r(jià)上漲并未抑制居民消費(fèi)，反而會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)需求，宏觀經(jīng)濟(jì)仍可受益于房地產(chǎn)市場(chǎng)的蓬勃發(fā)展，由此提出采用積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)和銷(xiāo)售提供充足的流動(dòng)性，加強(qiáng)房地產(chǎn)市場(chǎng)建設(shè)、適時(shí)推進(jìn)房市金融創(chuàng)新等手段以促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)。在我國(guó)特有的消費(fèi)文化和居住文化背景下，近年來(lái)住房信貸市場(chǎng)蓬勃發(fā)展的經(jīng)濟(jì)環(huán)境帶來(lái)的一個(gè)問(wèn)題是：消費(fèi)者貸款買(mǎi)房是否會(huì)導(dǎo)致家庭承受過(guò)重的還貸壓力而降低消費(fèi)，即“房奴效應(yīng)”是否會(huì)削弱“財(cái)富效應(yīng)”。以此為出發(fā)點(diǎn)，本文使用CFPS2014年和2016年的數(shù)據(jù)，引入購(gòu)房方式相關(guān)因素對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”進(jìn)行再檢驗(yàn)。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?jī)r(jià)值3個(gè)方面證明了住房“財(cái)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(cái)富效應(yīng)”并不準(zhǔn)確，當(dāng)引入是否貸款買(mǎi)房以及待償房貸額變量后，發(fā)現(xiàn)無(wú)論家庭持有多少套房產(chǎn)、住房財(cái)富價(jià)值有多大，只要采用住房信貸支付方式，分期付款的延時(shí)現(xiàn)金流出均可以為家庭購(gòu)房提供杠桿；貸款買(mǎi)房的家庭盡管面臨較高的還貸壓力，但由于家庭流動(dòng)性約束得到緩解，因而家庭消費(fèi)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(duì)住房“財(cái)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?jī)r(jià)值對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用。

本文研究發(fā)現(xiàn)住房“財(cái)富效應(yīng)”廣泛存在，且貸款買(mǎi)房帶來(lái)的“房奴效應(yīng)”僅在很小程度上削弱了住房“財(cái)富效應(yīng)”，當(dāng)前繁榮發(fā)展的住房信貸市場(chǎng)并未明顯地抑制房產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)需求的促進(jìn)作用，這對(duì)于從住房市場(chǎng)角度挖掘我國(guó)居民消費(fèi)潛力、進(jìn)一步刺激居民消費(fèi)需求等方面有重要的政策啟示：第一，由于相比全款買(mǎi)房家庭，貸款買(mǎi)房家庭的消費(fèi)需求對(duì)住房財(cái)富在所持住房套數(shù)、所持住房?jī)r(jià)值等方面的變化更敏感，因此，創(chuàng)新金融市場(chǎng)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(gòu)房帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)壓力，促進(jìn)消費(fèi)和拉動(dòng)內(nèi)需；同時(shí)，可以根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)住房市場(chǎng)供需，當(dāng)通過(guò)降低房貸首付款或降低房貸利率刺激房產(chǎn)消費(fèi)時(shí)，家庭貸款購(gòu)房并不會(huì)帶來(lái)較大的“房奴效應(yīng)”，反而會(huì)促進(jìn)房產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展和“財(cái)富效應(yīng)”，有利于宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二，針對(duì)現(xiàn)階段我國(guó)住房流通性差、變現(xiàn)周期較長(zhǎng)的問(wèn)題，如果能夠通過(guò)金融創(chuàng)新更好地提高我國(guó)住房市場(chǎng)的流動(dòng)性，從而縮短住房財(cái)富變化與家庭消費(fèi)之間的傳導(dǎo)距離將對(duì)提高家庭消費(fèi)具有重要意義。例如，可以借鑒發(fā)達(dá)國(guó)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(cái)富增加時(shí)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(gè)生命周期的消費(fèi)。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(cái)富效應(yīng)”具有明顯差異，盡管本文研究結(jié)果表明住房“財(cái)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(dòng)性約束和更大的購(gòu)房壓力仍是一個(gè)重要的社會(huì)問(wèn)題。由于中低收入組家庭住房“財(cái)富效應(yīng)”的邊際值更大，因此完善中低收入家庭購(gòu)房需求的政策，更有利于刺激居民消費(fèi)需求。2016～2018年房?jī)r(jià)上漲過(guò)快的趨勢(shì)在不斷調(diào)控后得到遏制，但堅(jiān)持“房子是用來(lái)住的、不是用來(lái)炒”的根本定位沒(méi)有改變，需要落實(shí)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(zhǎng)效調(diào)控機(jī)制，以促進(jìn)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)平穩(wěn)健康發(fā)展，逐步改善居民的住房條件，實(shí)現(xiàn)安居樂(lè)業(yè)目標(biāo)。

注釋?zhuān)?/p>

①數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理研究院院長(zhǎng)甘犁發(fā)布的最新報(bào)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(lái)源：2014～2016年的《中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

④在區(qū)分家庭是否持有自有住房時(shí)，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(duì)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(lái)辨別其是否有自有住房；受數(shù)據(jù)的限制，本文沒(méi)有有效區(qū)分出家庭中父母為子女購(gòu)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(mǎi)房的家庭為對(duì)照組進(jìn)行回歸，貸款買(mǎi)房家庭的消費(fèi)彈性仍在1%的顯著性水平上(p值為0.000)顯著高于全款買(mǎi)房家庭的消費(fèi)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(xiǎn)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。