中國房價與家庭消費關(guān)系的主導(dǎo)機制識別*
——基于生命周期模式的證據(jù)

楊銳鋒，何興強

一、引 言

房價上漲是否促進了居民消費？該問題一直倍受學(xué)界和政策制定者的關(guān)注，也是當(dāng)前我國促進消費、擴大內(nèi)需，暢通國內(nèi)經(jīng)濟大循環(huán)要直面的重要問題。英美等國普遍表現(xiàn)為高房價與高消費率并存（Attanasio etal.，2009）。有研究發(fā)現(xiàn)我國的高房價卻并沒有帶來高消費率①1998年商品房改革以來，房價從1998年的2063元上漲到了2018年的8737元，年均增長7.64%。同期的消費收入比（人均收入中消費占比）從80%到了63.26%。（張浩等2017；何興強和楊銳鋒，2019），甚至有發(fā)現(xiàn)房價上漲擠出了家庭消費（胡穎之和袁宇菲，2017），顏色和朱國鐘（2013）還認為我國存在“房奴效應(yīng)”。

關(guān)于房價或房產(chǎn)財富與家庭消費的關(guān)系，在理論詮釋上主要可歸結(jié)為財富效應(yīng)、信貸約束效應(yīng)和共同因素效應(yīng)三種機制（Khorunzhina，2021），不同機制下兩者之間的關(guān)系將呈現(xiàn)出不同的生命周期模式。根據(jù)財富效應(yīng)機制，房價上漲房產(chǎn)財富增加，老年家庭傾向于增加更多的消費。且房價上漲對有房家庭消費的促進，還應(yīng)該顯著大于無房家庭，嚴格來說還會擠出無房家庭的消費（Campbell&Cocco，2007）。但黃靜和屠梅曾（2009）、楊耀武等（2013）等在考察房產(chǎn)財富對不同年齡段家庭消費的影響時，卻發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)財富對老年家庭消費的促進效應(yīng)，居然小于年輕家庭。毛中根等（2017）發(fā)現(xiàn)房價上漲對有房家庭消費的促進效應(yīng)，并沒有顯著大于無房家庭。上述發(fā)現(xiàn)與財富效應(yīng)的理論預(yù)測相悖。

信貸約束效應(yīng)是房價或房產(chǎn)財富促進家庭消費的另一個重要渠道或機制。根據(jù)信貸約束效應(yīng)的邏輯，房價上漲住房價值增加，增強了有信貸約束家庭獲取抵押貸款的能力，放松了流動性約束，從而促進家庭消費（Windsor etal.，2015；Atalay etal.，2016）。國內(nèi)文獻較少論及住房財富在家庭消費決策中的信貸約束效應(yīng)，可能是由于我國房產(chǎn)抵押再融資機制還不夠暢通，金融體系也不夠完善。

現(xiàn)實數(shù)據(jù)呈現(xiàn)的房價與家庭消費的顯著正相關(guān)關(guān)系，也可能是受共同因素如預(yù)期收入變動的驅(qū)動（Attanasio&Weber，1994；Attanasio etal.，2009）。自1998年以來，我國普遍經(jīng)歷了房價快速上漲，同期經(jīng)濟的快速增長也不容忽視，如1998—2018年人均GDP年均增長達到了8.36%①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。。在經(jīng)濟持續(xù)快速增長的過程中，家庭會形成對未來收入的樂觀預(yù)期，不僅會增加消費，也會提升對房產(chǎn)的需求。若住房供給相對穩(wěn)定，則房價上漲。共同因素如典型的預(yù)期收入機制，可能才是我國房價與消費正相關(guān)關(guān)系一個更合理的理解，但當(dāng)前研究還沒有對此進行嚴謹深入的探討。

本文綜合借鑒Attanasio etal.（2009）、Windsor etal.（2015）和Atalay etal.（2016）等識別上述三種機制或渠道的方法，利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），對我國房價和房產(chǎn)財富與家庭消費關(guān)系的主導(dǎo)機制進行系統(tǒng)的實證識別。與此前文獻的主要區(qū)別在于：首先，綜合探討了我國房價與家庭消費關(guān)系的包括財富效應(yīng)和信貸約束效應(yīng)的因果機制，以及共同因素如預(yù)期收入機制，有助于多維度深入理解兩者之間的關(guān)系。第二，對我國房價與家庭消費關(guān)系的主導(dǎo)機制進行系統(tǒng)的實證識別，并結(jié)合我國的經(jīng)濟發(fā)展背景、制度特征和家庭行為特征對實證發(fā)現(xiàn)進行分析。最后，本文共同因素的預(yù)期收入機制才是核心主導(dǎo)機制的發(fā)現(xiàn)，為我國房價與家庭消費的關(guān)系提供了一個新視角詮釋。

文章的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻綜述；第三部分為數(shù)據(jù)說明與模型構(gòu)建；第四部分為實證分析，系統(tǒng)探討房產(chǎn)財富和房價、預(yù)期和未預(yù)期房價與不同年齡段有房和無房家庭消費關(guān)系的差異，對我國房價與家庭消費關(guān)系的主導(dǎo)機制進行實證識別，并分析實證結(jié)論的原因；第五部分為結(jié)論和建議。

二、文獻綜述

現(xiàn)有文獻關(guān)于房產(chǎn)財富或房價與家庭消費關(guān)系的研究，主要基于生命周期理論（Life-cycleModel：LC）和持久性收入假說（Permanent Income Hypothesis：PIH）的基礎(chǔ)框架。基于此經(jīng)典框架，家庭消費是資產(chǎn)財富和一生總收入的一個比例，該比例與戶主可以享用的時限有關(guān)，時限越長該比例越小。該框架并未區(qū)分資產(chǎn)的類型，后續(xù)研究區(qū)分了金融資產(chǎn)（包括風(fēng)險和無風(fēng)險金融資產(chǎn)）和住房資產(chǎn)（Bostic et al.，2009）、甚至生產(chǎn)性資產(chǎn)（李濤和陳斌開，2014）、養(yǎng)老金財富（孟醒和申曙光，2016）等類型。資產(chǎn)價格沖擊會通過改變家庭的持久性財富水平進而影響消費，如房價上漲增加了住房擁有者一生的資源或財富水平進而促進消費（Campbell&Cocco，2007；Attanasio etal.，2009），即通過財富效應(yīng)渠道影響家庭的消費決策。并且，住房資產(chǎn)與傳統(tǒng)的金融資產(chǎn)不同，兼具資產(chǎn)和消費雙重屬性，還可用于抵押融資，可通過信貸約束效應(yīng)影響家庭消費（Windsor etal.，2015；Atalay etal.，2016）。最近的研究表明，房產(chǎn)財富增加或房價上漲，的確增強了有房家庭的抵押獲貸能力（DeFusco，2018；Cloyne etal.，2019）。

也有文獻認為，房產(chǎn)財富或房價與家庭消費并沒有直接的因果關(guān)系，兩者呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系或相同的趨勢，只是因為同時受共同因素如預(yù)期收入的驅(qū)動（Muellbauer&Murphy，1990；Attanasio&Weber，1994；Attanosio etal.，2009）。有學(xué)者早在1990年就提出了消費和房價受未來收入預(yù)期調(diào)整共同驅(qū)動的觀點，認為房價上漲與消費增加之間顯著的正相關(guān)關(guān)系，并不一定意味著兩者之間存在著因果關(guān)系。消費者基于當(dāng)前和預(yù)期生產(chǎn)率提高，對未來收入預(yù)期的樂觀修正，會同時推動增加家庭的住房需求（若供給相對穩(wěn)定則房價上漲）和消費需求（Muellbauer&Murphy，1990）。

關(guān)于房價或房產(chǎn)財富與家庭消費的正相關(guān)關(guān)系，在理論詮釋上可主要歸結(jié)為財富效應(yīng)、信貸約束效應(yīng)和共同因素三種主要機制（如Campbell&Cocco，2007；Attanasio etal.，2009；Khorunzhina，2021等）。Attanasio etal.（2011）認為，現(xiàn)實數(shù)據(jù)中房價與收入沖擊存在較強的相關(guān)性，實證研究中很難區(qū)分兩者的獨立影響。Campbell&Cocco（2007）、Attanasio etal.（2009）、Windsor etal.（2015）、Atalay etal.（2016）等基于三種機制下房價或房產(chǎn)財富與家庭消費所表現(xiàn)出來的不同生命周期模式，嘗試對兩者之間關(guān)系的主導(dǎo)機制進行系統(tǒng)的實證識別，但未形成一致的結(jié)論。

（1）財富效應(yīng)。房價上漲房產(chǎn)財富增加，老年家庭的財富享用期更短、且一般為房產(chǎn)盈余者，房價上漲房產(chǎn)財富增加對其預(yù)期持久性財富的提升效應(yīng)更大，老年家庭傾向于增加更多的消費（Campbell&Cocco，2007）。Campbell&Cocco（2007）采用英國1988—2000年的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)（FES），發(fā)現(xiàn)房價上漲對老年有房家庭消費的促進效應(yīng)最大，對年輕租房家庭消費的影響效應(yīng)很小、甚至沒有顯著影響，認為財富效應(yīng)發(fā)揮著主導(dǎo)作用。他們還指出，在財富效應(yīng)機制下，房價上漲對有房家庭消費的促進，還應(yīng)該顯著大于無房家庭。如果按照嚴格的財富效應(yīng)，房價上漲對年輕租房家庭的消費應(yīng)該有顯著負影響。研究發(fā)現(xiàn)的微弱促進效應(yīng)，意味著可能還存在其他影響因素，如共同因素等。

（2）信貸約束效應(yīng)。信貸約束效應(yīng)典型地表現(xiàn)為中年有房家庭的效應(yīng)最大，或年輕有房家庭顯著大于無房家庭。相比老年家庭，中年和年輕有房家庭更可能是受信貸約束者（Disney etal.，2010）。雖然年輕和中年家庭都可能是受信貸約束者，但年輕家庭可能面臨收入和財富的約束，即使房價上漲放松了抵押信貸約束，獲取抵押信貸的能力也相對較弱，消費增加的幅度也小于中年家庭（Windsor et al.，2015；Atalay etal.，2016）。Windsor etal.（2015）運用2003—2010年澳大利亞家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)家庭自我報告房價對年輕家庭消費的促進效應(yīng)最大，總量房價上漲對年輕有房和租房家庭的消費均有顯著促進，但對有房家庭的促進效應(yīng)大于租房家庭。表明房價影響消費的主導(dǎo)機制是信貸約束效應(yīng)，但存在一定的共同影響因素效應(yīng)。

（3）共同因素如預(yù)期收入影響機制。年輕家庭有更長的預(yù)期工作年限，從未來預(yù)期收入增長中獲益更大，因而年輕家庭消費對房價的反應(yīng)最大（Attanasio etal.，2009；Attanasio etal.，2011）。而且，如果是共同因素如預(yù)期收入機制主導(dǎo)，則房價與租房和有房家庭消費的相關(guān)性幾乎是無差異的。Attanasio et al.（2009）基于1978—2000年英國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)（FES），發(fā)現(xiàn)房價上漲與年輕家庭消費的相關(guān)性大于老年家庭，但租房和有房家庭之間幾乎無差異，支持共同因素主導(dǎo)機制。進一步區(qū)分了地區(qū)房價變動中可被收入和實際利率等解釋的預(yù)期和未預(yù)期成分，發(fā)現(xiàn)預(yù)期房價與三個年齡段家庭消費均顯著正相關(guān)且相關(guān)性類似。他們還發(fā)現(xiàn)未預(yù)期房價與年輕家庭消費的相關(guān)性最強，認為未預(yù)期房價蘊含了家庭未來預(yù)期收入更多新信息，進一步驗證了共同因素的預(yù)期收入主導(dǎo)機制。

國內(nèi)不少文獻研究了房產(chǎn)財富或房價與家庭消費的關(guān)系，但主要嘗試從財富效應(yīng)機制理解兩者之間的關(guān)系，較少涉及信貸約束機制，更鮮有深入探討兩者之間關(guān)系的共同因素機制。有的研究發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)財富或房價對家庭消費有擠出效應(yīng)（胡穎之和袁宇菲，2017）。顏色和朱國鐘（2013）采用數(shù)值模擬的方法，認為我國房價不可能持續(xù)上漲，房價上漲導(dǎo)致的“房奴效應(yīng)”將成為主導(dǎo)，會擠出消費。上述發(fā)現(xiàn)主要是針對計劃購房或換房家庭，房價上漲增加了未來的購房或換房成本，會降低家庭未來的總財富水平從而擠出消費，本質(zhì)上也符合財富效應(yīng)機制的理論預(yù)測。

多數(shù)文獻發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)財富或房價與家庭消費有顯著的正相關(guān)關(guān)系，認為房價或房產(chǎn)財富促進了家庭消費，并主要從財富效應(yīng)視角來理解和分析。雖然有與財富效應(yīng)理論預(yù)測不一致的發(fā)現(xiàn)，甚至符合共同因素如預(yù)期收入機制的理論預(yù)測，但沒有嘗試從該角度去分析原因。如黃靜和屠梅曾（2009）采用“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”（CHNS）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)財富對家庭消費有顯著的促進效應(yīng)，對年輕有房家庭的促進效應(yīng)居然大于老年有房家庭，“租私人的”、“免費居住的”和“部分產(chǎn)權(quán)”的住房與商品房的消費影響沒有顯著的差異，有悖于財富效應(yīng)的預(yù)測，甚至符合共同因素的理論預(yù)測，但他們沒有進一步探討和驗證其中的原因。毛中根等（2017）采用2011年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)房價上漲對無房家庭的促進效應(yīng)居然最大，也和共同因素的理論預(yù)測有相似之處。但他們認為是房價上漲使得無房家庭的購房意愿下降，進而減少購房儲蓄增加消費，沒有分析可能的其他原因，也未能提供進一步的實證證據(jù)。

總體而言，國內(nèi)探討房產(chǎn)財富或房價與家庭消費關(guān)系的研究，主要從財富效應(yīng)角度嘗試解釋兩者之間的正相關(guān)關(guān)系。國外研究基于財富效應(yīng)、信貸約束效應(yīng)及共同因素如預(yù)期收入三種機制下，房價或房產(chǎn)財富與家庭消費的關(guān)系將呈現(xiàn)出不同生命周期模式的推斷，系統(tǒng)識別了兩者關(guān)系的主導(dǎo)機制。雖然國內(nèi)也有研究涉及了房產(chǎn)財富或房價對不同年齡段、有房和無房家庭消費的影響差異。但主要是從某一特殊視角嘗試解釋兩者之間的關(guān)系，并主要從財富效應(yīng)機制尋找其中的原因，還未系統(tǒng)識別我國房價與家庭消費的主導(dǎo)機制。本文從房產(chǎn)財富和房價與家庭消費關(guān)系生命周期模式的視角，利用我國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)系統(tǒng)識別我國房價與家庭消費關(guān)系的主導(dǎo)機制，并結(jié)合中國現(xiàn)實分析其原因。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

如前所述，在不同主導(dǎo)機制下房產(chǎn)財富或房價與家庭消費的關(guān)系呈現(xiàn)出不同的生命周期模式。本文的識別思路主要是基于LC/PIH基礎(chǔ)框架，綜合借鑒Attanasio etal.（2009）、Windsor etal.（2015）和At?alay etal.（2016）等的方法，采用如下基礎(chǔ)模型：

其中，Cit為家庭i在時期t的消費。我們將資產(chǎn)財富分為三類：住房資產(chǎn)H、金融資產(chǎn)Wf和其他資產(chǎn)Wot。Zit為一系列家庭控制變量。εit為沖擊擾動項，以刻畫未預(yù)期和未觀測到的影響因素，如未預(yù)期到的持久性收入變動和當(dāng)前收入的暫時性沖擊等。本文主要基于生命周期模式識別我國房價與家庭消費關(guān)系的主導(dǎo)機制。具體實證方法是在模型（1）的基礎(chǔ)上引入年輕（Dy）、中年（Dm）和老年（Do）三個年齡段虛擬變量與房產(chǎn)財富（或房價）指標的交乘項，分析與不同年齡段家庭消費關(guān)系的效應(yīng)差異，見如下的模型（2）：

根據(jù)前面的分析，我們還需要進一步對比分析有房和無房家庭的差異。先借鑒Attanasio etal.（2009）的方法，引入房價與有房（Dow）和無房（Dre）家庭虛擬變量的交乘項，然后借鑒Windsor et al.（2015）的方法，引入房價、有房和無房虛擬變量、與三個年齡段虛擬變量的交乘項，分析房價與有房和無房家庭、及不同年齡段有房和無房家庭消費關(guān)系的差異。最后，將房價分解為可由當(dāng)前收入和利率解釋的預(yù)期房價和未預(yù)期房價成分，分析預(yù)期和未預(yù)期房價與三個年齡段家庭消費關(guān)系的差異。

（二）樣本來源與指標說明

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS），數(shù)據(jù)樣本包括了2010、2012、2014、2016、2018年五個年份，涵蓋我國25個省/市/自治區(qū)，包括144個樣本區(qū)縣、640個村居。使用的主要指標說明如下：

（1）家庭總消費。家庭總消費主要包括家庭衣食住行等日常開銷，具體包括食品、衣著、居住性支出（如物業(yè)、取暖支出，不包括住房租金支出和住房按揭支出）、家庭設(shè)備及用品、交通通訊、文教娛樂、醫(yī)療保健、其他消費性支出八項子類。

（2）房產(chǎn)財富和房價指標。房產(chǎn)財富包括現(xiàn)居住房產(chǎn)和其他房產(chǎn)總價值，該房產(chǎn)價值為家庭自我報告價值。我們采用區(qū)縣樣本家庭自我報告房價中位數(shù)作為區(qū)縣房價的一個替代指標①區(qū)縣樣本房價為調(diào)查樣本數(shù)據(jù)中各區(qū)縣城鎮(zhèn)家庭自我報告房價的中位數(shù)。具體構(gòu)造時，剔除區(qū)縣住房面積與自我報告房價最大和最小的1%的樣本，考慮到社區(qū)數(shù)據(jù)中提供的每平米的建筑成本最低為500元，我們也剔除了自我報告房價小于500元的樣本。家庭自我報告房價根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)城鎮(zhèn)家庭房產(chǎn)價值除以住房建筑面積計算。。有房（Dow）和無房（Dre）虛擬變量根據(jù)家庭是否擁有當(dāng)前住房或其他住房構(gòu)造。

（3）不同年齡段劃分。根據(jù)戶主的年齡將樣本劃分年輕（Dy）、中年（Dm）和老年（Do）家庭?，F(xiàn)有文獻對于年齡組的劃分并未達成一個統(tǒng)一標準，結(jié)合文獻及我國的具體情況，本文將戶主年齡20—40歲為年輕家庭，40—60歲為中年家庭，60—80歲為老年家庭。

（3）金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)和收入。金融資產(chǎn)包括存款、股票、基金、債券、金融衍生品、其他金融產(chǎn)品及借款。其他資產(chǎn)包括土地、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和耐用消費品。收入指標為家庭總收入。與住房資產(chǎn)相對應(yīng)的還有家庭的住房負債。

（4）控制變量。借鑒Windsor etal.（2015）等的做法，采用家庭成年人數(shù)和未成年人數(shù)（0—15周歲）作為家庭規(guī)模和結(jié)構(gòu)方面的控制變量。少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比。戶主的婚姻狀況，1為在婚即處于結(jié)婚且配偶健在，0為其他。戶主的性別，1為男性，0為女性。戶主的受教育年限，為戶主的實際受教育年限。戶主是否為中共黨員，1為是，0為其他。戶主的健康感受，根據(jù)身體狀況評價分別賦值1到5，該變量取值越高意味著戶主的健康狀況感受越差。借鑒Campbell&Cocco（2007）的研究，還進一步采用省級失業(yè)登記人數(shù)、省級GDP和省級人口數(shù)作為區(qū)域經(jīng)濟特征的控制變量。

（三）主要變量的基本描述性統(tǒng)計

主要變量的基本描述統(tǒng)計見表1。借鑒Campbell&Cocco（2007）、張浩等（2017）、何興強和楊銳鋒（2019）等的做法，在實證分析中我們采用省級CPI對總消費和總收入進行平減。得到家庭總消費為41 912元，總收入為43 173元。有房家庭占比達88.6%，家庭平均房產(chǎn)均值約42萬元，住房負債平均約為1 050元。采用樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建的區(qū)縣房價為3 901元。家庭的金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn)均值分別為73 492和60 496元。年輕家庭占比20.7%，中年家庭占比53.3%，老年家庭占比26.1%。家庭的成年人數(shù)平均為2.65個，未成年人數(shù)約為0.63個。戶主處于在婚的家庭占比為87.6%。戶主的健康感受平均為2.96，處于比較健康和一般之間。戶主為黨員的占比為5.2%。戶主的平均受教育年限為7.09。男性戶主占比為56.2%。

四、實證分析

（一）房價與家庭消費關(guān)系的基礎(chǔ)生命周期模式

首先，根據(jù)模型（1）考察房產(chǎn)財富與家庭消費的相關(guān)關(guān)系，然后根據(jù)模型（2）探討家庭房產(chǎn)財富與家庭消費的生命周期模式。其中，房產(chǎn)財富度量指標先采用家庭房產(chǎn)自我報告價值，然后采用區(qū)縣房價進行驗證。具體回歸結(jié)果見表2和表3所示。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）房產(chǎn)財富或房價與家庭消費存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。在表2第（1）列顯示家庭消費關(guān)于自我報告房產(chǎn)價值的彈性系數(shù)為0.0874，在1%統(tǒng)計水平上顯著，列（2）和（3）逐步加入家庭控制變量和省級宏觀變量得到一致結(jié)論，表明自我報告房產(chǎn)價值與家庭總消費有顯著正相關(guān)關(guān)系。表2列（4）—（6）采用區(qū)縣房價的回歸結(jié)果，也發(fā)現(xiàn)房價與家庭消費存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。該結(jié)果與國內(nèi)多數(shù)學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)相類似，如萬曉莉等（2017）為0.07，張浩等（2017）約為0.09，何興強和楊銳鋒（2019）約為0.05。

（2）房產(chǎn)財富或房價與年輕家庭消費的正相關(guān)效應(yīng)，顯著大于中年和老年家庭。在表3列（1）中家庭自我報告房產(chǎn)價值與三個年齡段家庭的消費均有顯著的正相關(guān)關(guān)系，家庭總消費關(guān)于房產(chǎn)財富的彈性系數(shù)分別為0.0963、0.0875和0.0777，均在1%統(tǒng)計水平上顯著，列（2）和（3）逐步加入家庭控制變量和省級宏觀變量，依然表現(xiàn)為與年輕家庭消費的正相效應(yīng)最大、中年家庭次之、老年家庭最小。關(guān)于三個估計彈性系數(shù)是否相等的檢驗，表明年輕家庭的彈性系數(shù)顯著大于中年和老年家庭。表3列（4）—（6）采用區(qū)縣房價指標的結(jié)果也表明年輕家庭顯著大于中年和老年家庭。該發(fā)現(xiàn)與黃靜和屠梅曾（2 0 0 9）、楊耀武等（2 0 1 3）的研究結(jié)果類似，但他們沒有再進一步進行系統(tǒng)的機制分析和實證識別。

表1 主要變量的基本描述統(tǒng)計

表2 房產(chǎn)財富或房價與家庭消費的關(guān)系分析

表3 房價對不同年齡段家庭消費的影響分析

此處發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)財富或房價與老年家庭消費的正相關(guān)效應(yīng)，居然小于中年或年輕家庭，有悖于財富效應(yīng)的理論預(yù)測。我國缺少遺產(chǎn)稅、家庭遺贈動機又普遍較強，很少在生命結(jié)束前變現(xiàn)房產(chǎn)，即使提前減持房產(chǎn)也多是用于資助子女，因而我國房產(chǎn)財富或房價與老年家庭消費的正相關(guān)性較小，在一定程度上是可以理解的。值得注意的是，年輕家庭消費對房產(chǎn)財富或房價的反應(yīng)較大，可能是因為信貸約束效應(yīng)，年輕家庭更傾向于進行房產(chǎn)抵押融資增加消費，也可能是因為共同因素如預(yù)期收入機制，由于我國的經(jīng)濟增長較快，年輕家庭從未來預(yù)期收入增長中獲益更多，因而增加消費更多。但究竟是信貸約束效應(yīng)占主導(dǎo)，還是共同因素占主導(dǎo)，還需要進一步識別。

另外，當(dāng)期收入顯著促進家庭消費，影響的彈性系數(shù)約為0.08。住房負債對家庭消費的影響彈性系數(shù)約為0.008，住房負債拓展了家庭的資金獲取能力，促進了消費。金融資產(chǎn)的影響并不顯著。其他資產(chǎn)的彈性系數(shù)為0.05左右。成年和未成年人數(shù)多的家庭消費水平都顯著更高。少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比均顯著擠出了家庭總消費。戶主在婚、中共黨員、受教育水平較高等家庭的消費水平均更高。我們也發(fā)現(xiàn)戶主的健康水平較差的家庭消費水平也相對較高。

（二）房價與有房和無房不同年齡段家庭消費的關(guān)系差異分析

接下來，先借鑒Attanasio etal.（2009）的方法，引入房價與有房和無房家庭虛擬變量的交乘項，然后借鑒Windsor etal.（2015）的方法，引入房價、有房和無房虛擬變量、與三個年齡段虛擬變量的交乘項，分析房價與有房和無房家庭、及不同年齡段有房和無房家庭消費的相關(guān)性差異，并控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，回歸結(jié)果見表4。

研究發(fā)現(xiàn)，房價與有房和無房家庭消費的相關(guān)性幾乎無差異，與三個年齡段有房和無房家庭消費均顯著正相關(guān)且無顯著差異。在表4第（1）列得到有房和無房家庭消費關(guān)于房價的估計彈性系數(shù)分別為0.0666和0.0631，均在1%的水平上顯著。列（2）增加控制了家庭控制變量，兩者的系數(shù)分別為0.0452和0.0467，均在1%的水平上顯著，列（3）增加了省級宏觀變量的控制，兩者系數(shù)分別為0.0344和0.0358，關(guān)于兩個系數(shù)是否相等的t統(tǒng)計量結(jié)果為0.75，在統(tǒng)計上并不顯著，接受兩者相等的原假設(shè)，表明兩者的相關(guān)效應(yīng)幾乎無差異。在表4列（4）得到有房年輕家庭消費關(guān)于區(qū)縣房價的估計彈性為0.0782，中年家庭為0.0638，老年家庭為0.0463，均在1%水平上統(tǒng)計顯著。顯示年輕家庭的彈性系數(shù)顯著大于中年和老年家庭。房價與無房家庭的正相關(guān)關(guān)系也表現(xiàn)為年輕家庭最大。三個年齡段無房家庭消費關(guān)于房價的估計彈性系數(shù)分別為0.0709、0.0630和0.0414，均在1%水平上統(tǒng)計顯著。列（5）和（6）逐步加入家庭控制變量和省級宏觀變量，得到一致結(jié)論。同時，三個年齡段有房和無房系數(shù)是否相同的t統(tǒng)計量分別為0.34、0.75和0.72，且均在統(tǒng)計上不顯著，均接受兩者相等的原假設(shè)，顯示有房和無房沒有顯著的差異。

此處，房價與有房和無房家庭消費的相關(guān)性幾乎無差異，與三個年齡段有房和無房家庭消費均無顯著差異的發(fā)現(xiàn)，拒絕信貸約束效應(yīng)的理論預(yù)測。結(jié)合前面的分析，信貸約束效應(yīng)典型地表現(xiàn)為中年有房家庭的效應(yīng)最大，或年輕有房家庭顯著大于無房家庭（Windsor etal.，2015；Atalay etal.，2016）。上述房價與有房和無房家庭消費相關(guān)性幾乎無差異的發(fā)現(xiàn)，也反映了我國的金融發(fā)展水平還相對較低，住房資產(chǎn)抵押再融資渠道還不暢通。上述發(fā)現(xiàn)意味著，我國房價與家庭消費兩者之間呈現(xiàn)的顯著正相關(guān)關(guān)系，可能是由于同時受共同因素如預(yù)期收入驅(qū)動。

表4 房價對不同年齡段有房和無房家庭消費的影響分析

（三）預(yù)期和未預(yù)期房價與家庭消費關(guān)系的差異分析

前面的研究發(fā)現(xiàn)，我國房價與家庭消費的關(guān)系，拒絕了財富效應(yīng)和信貸約束效應(yīng)的理論預(yù)測，可能是由于同時受共同因素如預(yù)期收入驅(qū)動。我們進一步借鑒Attanasio etal.（2009）的方法，檢驗共同因素的預(yù)期收入機制。具體地，我們先將區(qū)縣房價分解為可由區(qū)縣家庭收入中位數(shù)、實際利率、區(qū)縣固定效應(yīng)解釋的預(yù)期房價與未預(yù)期房價兩個部分。在此基礎(chǔ)上，采用有房家庭的數(shù)據(jù)，分析預(yù)期和未預(yù)期房價與不同年齡段有房家庭消費的相關(guān)性差異，并控制個體和時間固定效應(yīng)，回歸結(jié)果見表5。

研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)期房價與三個年齡段家庭消費的相關(guān)性均不顯著，未預(yù)期房價僅與年輕家庭消費顯著正相關(guān)，且強于中年和老年家庭。在表5的回歸結(jié)果中，列（1）發(fā)現(xiàn)預(yù)期房價與三個年齡段家庭消費的均有顯著正向相關(guān)關(guān)系，列（2）和（3）逐步加入了不包含家庭當(dāng)期收入的家庭控制變量和省級宏觀變量，依然得到預(yù)期房價有顯著正相關(guān)關(guān)系。在Attanasio etal.（2009）的研究中，沒有控制家庭的當(dāng)期收入，預(yù)期房價可能包含了一定的當(dāng)期收入信息。Windsor etal.（2015）的研究中則控制了家庭的當(dāng)期收入，我們進一步控制了家庭收入的影響，結(jié)果如列（4）所示，發(fā)現(xiàn)預(yù)期房價與三個年齡段的消費的相關(guān)性均不顯著。同時，從表5的所有回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)未預(yù)期房價僅與年輕家庭的消費顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)均大于中年和老年家庭。此處發(fā)現(xiàn)年輕家庭消費的未預(yù)期房價效應(yīng)最大，主要可能是因為未預(yù)期房價中包含家庭未來預(yù)期收入的更多新信息，年輕家庭可以從未來預(yù)期收入增加中獲得更多收益，因此傾向于增加更多的消費（Attanasio etal.，2009；Attanasio etal.，2011）。該發(fā)現(xiàn)驗證了共同因素典型的預(yù)期收入主導(dǎo)的結(jié)論。

本文的研究發(fā)現(xiàn)意味著，我國經(jīng)濟高速持續(xù)發(fā)展帶來的未來預(yù)期收入增長，才是造就我國家庭消費與房價關(guān)系最核心的主導(dǎo)機制。1998—2018年間我國人均GDP年均增長達到8.36%，年輕家庭更可能從經(jīng)濟快速發(fā)展中獲得更大的收益，從而傾向于增加更多的消費。此處的發(fā)現(xiàn)與Attanasio etal.（2009）一致，也在一定程度上驗證了Attanasio etal.（2011）的理論分析，他們認為房價沖擊對老年家庭消費影響效應(yīng)最大，而收入沖擊則對年輕家庭消費的影響效應(yīng)最大。經(jīng)濟高速增長使得家庭不斷調(diào)節(jié)未來的預(yù)期收入，從而提高了家庭對房產(chǎn)（如果住房供給保持相對穩(wěn)定，房價會上漲）和消費的需求，因此房價與消費表現(xiàn)出同向增長，即房價或房產(chǎn)財富與家庭消費關(guān)系的主導(dǎo)機制為共同因素。這為我國文獻發(fā)現(xiàn)“年輕家庭消費的房產(chǎn)財富效應(yīng)大于老年家庭”（黃靜和屠梅曾，2009；楊耀武等，2013）、以及“房價對無房家庭的消費促進效應(yīng)居然大于有房家庭”（毛中根等，2017）提供了另一種可能的解釋。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了增強研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們進行了以下三個方面的穩(wěn)健性檢驗。

（1）歐拉方程替代消費函數(shù)。Campbell&Cocco（2007）采用歐拉方程近似替代消費函數(shù)。前面主要是采用生命周期模型消費函數(shù)，這里我們采用消費歐拉方程方法，重新回歸分析。結(jié)果同樣表明房產(chǎn)財富變化對年輕家庭消費的影響效應(yīng)最大，支持共同影響因素主導(dǎo)機制。（2）減少家庭收入控制。Attana?sio etal.（2009）的研究模型則未加入收入項，認為預(yù)期收入的影響已經(jīng)包含在常數(shù)項中，未預(yù)期收入的影響則體現(xiàn)在擾動項中，因此回歸方程中沒有加入家庭收入?；诖耍疚脑趯嵶C回歸方程中不加入當(dāng)期的家庭收入，重新回歸分析。得出的結(jié)論與前面完全一致，驗證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。（3）改變年齡劃分方法。由于國內(nèi)在劃分不同年齡組時還未考慮到我國現(xiàn)行男女退休標準存在差異，因此本文進一步采用區(qū)分男女戶主年齡的劃分方法進行回歸，具體的劃分方法為“戶主年齡20—40歲為年輕組，女性戶主40至54歲為中年，55歲及以上為老年，男性戶主40至59為中年，60以上為老年。”重新回歸分析，得出的結(jié)論基本一致，進一步驗證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性①限于篇幅本文在此處未報告穩(wěn)健檢驗的結(jié)果，讀者若有興趣我們樂意提供。。

表5 預(yù)期與未預(yù)期房價與家庭消費關(guān)系的差異

五、結(jié)論與建議

本文運用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），基于不同理論機制主導(dǎo)下房產(chǎn)財富和房價與家庭消費之間的關(guān)系、將呈現(xiàn)出不同生命周期模式的理論推斷，通過實證探測房產(chǎn)財富和房價、預(yù)期和未預(yù)期房價與不同年齡段有房和無房家庭消費關(guān)系的差異，對財富效應(yīng)、信貸約束效應(yīng)和共同因素效應(yīng)三種機制中的主導(dǎo)機制進行系統(tǒng)的實證識別。

研究發(fā)現(xiàn)：房產(chǎn)財富或房價總體顯著促進了家庭消費，生命周期模式表現(xiàn)為年輕家庭強于中年和老年家庭，拒絕財富效應(yīng)的理論預(yù)測。財富效應(yīng)預(yù)測房產(chǎn)財富或房價對老年家庭消費的影響效應(yīng)最大。進一步考察房價對有房和無房、以及不同年齡段有房和無房家庭消費的影響，發(fā)現(xiàn)房價對有房和無房家庭消費的影響幾乎無差異，與三個年齡段有房和無房家庭消費的影響也均無顯著差異，拒絕信貸約束效應(yīng)的理論預(yù)測。信貸約束效應(yīng)預(yù)測中年有房家庭的效應(yīng)最大、或年輕有房家庭顯著大于無房家庭，支持共同因素的預(yù)期收入機制。這也意味著我國金融市場還不夠完善，房產(chǎn)抵押再融資機制還不夠不暢通。最后，進一步將房價分解為可由收入和利率等解釋的預(yù)期和未預(yù)期成分，發(fā)現(xiàn)預(yù)期房價與三個年齡段家庭消費的相關(guān)性均不顯著，未預(yù)期房價僅與年輕家庭消費顯著正相關(guān)、且大于中年和老年家庭，表明共同因素的預(yù)期收入影響機制，才是我國房價與家庭消費之間關(guān)系的主導(dǎo)機制。伴隨我國經(jīng)濟快速增長的未來收入預(yù)期增加，是推動房價與消費同向增長的主要動力。

上述發(fā)現(xiàn)也有較豐富的政策含義。僅房價上漲，對家庭消費的促進效應(yīng)是有限的。我國經(jīng)濟快速持續(xù)發(fā)展帶來的未來預(yù)期收入增長，才是推動我國房價或房產(chǎn)財富與家庭消費同向增長的核心主導(dǎo)機制，居民未來預(yù)期收入的增加是實現(xiàn)美好生活向往的重要保證，是推動國內(nèi)經(jīng)濟良性內(nèi)循環(huán)的重要動力。深化金融制度改革，適時推進和暢通房產(chǎn)抵押再融資制度，是促進中青年家庭消費的有效手段。