購(gòu)房意愿與家庭消費(fèi)

張 琪,閆娜娜,杭 斌

(山西財(cái)經(jīng)大學(xué) a.財(cái)政與公共經(jīng)濟(jì)學(xué)院;b.統(tǒng)計(jì)學(xué)院,山西 太原 030006)

一、引言

黨的十九大報(bào)告明確指出:“新時(shí)代中國(guó)社會(huì)主要矛盾是人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”。發(fā)展不平衡的主要表現(xiàn)之一是居民收入不平衡,即居民收入在不同群體間存在較大差距[1-2]。截至2018年,中國(guó)基尼系數(shù)仍高達(dá)0.468,而居民消費(fèi)支出占GDP的比重不足40%,居民收入不平衡及居民消費(fèi)不足問(wèn)題值得關(guān)注。

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明,盡管中國(guó)商品房?jī)r(jià)格連年上漲,但是城鎮(zhèn)居民人均住房建筑面積也在不斷增加。2000年,中國(guó)商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格為2 112元/平方米,到2018年已上漲至8 737元/平方米,城鎮(zhèn)居民人均住房建筑面積也從10.3平方米增至39平方米,而同期中國(guó)的基尼系數(shù)也由0.417攀升為0.468。既然房子越來(lái)越貴,為什么人們依然趨之若鶩呢?一個(gè)重要原因是:住房是典型的能夠彰顯社會(huì)地位的商品。高收入家庭的住房消費(fèi)會(huì)對(duì)收入相對(duì)較低的家庭產(chǎn)生示范效應(yīng),導(dǎo)致家庭購(gòu)房意愿增強(qiáng)。而房?jī)r(jià)上漲意味著買(mǎi)房者的購(gòu)房負(fù)擔(dān)增加,許多家庭為了購(gòu)房不得不竭力增加儲(chǔ)蓄,從而對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生長(zhǎng)期壓抑作用。這種壓抑作用既包括家庭在買(mǎi)房前為了積攢首付款對(duì)消費(fèi)的擠出,也包括家庭在購(gòu)房后因?yàn)檫€貸壓力對(duì)消費(fèi)的長(zhǎng)期抑制。

購(gòu)房意愿增強(qiáng)會(huì)強(qiáng)化低收入家庭的流動(dòng)性約束。流動(dòng)性約束包括外生流動(dòng)性約束和內(nèi)生流動(dòng)性約束。前者與信貸約束有關(guān),后者反映了消費(fèi)者的謹(jǐn)慎心態(tài)。例如,收入風(fēng)險(xiǎn)升高會(huì)加大借貸風(fēng)險(xiǎn),從而降低人們的借貸意愿,有些家庭為了平滑未來(lái)消費(fèi)寧可現(xiàn)在過(guò)“緊日子”也不愿意借錢(qián),即流動(dòng)性約束是內(nèi)生的。另外,房?jī)r(jià)上漲也會(huì)產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)[3]。但由于中國(guó)住房金融發(fā)展滯后等原因,住房資產(chǎn)的流動(dòng)性很弱,難以充分發(fā)揮其防范和抵御風(fēng)險(xiǎn)的作用。受以上因素影響,大多數(shù)家庭仍需通過(guò)儲(chǔ)蓄來(lái)平滑消費(fèi)。一方面,“首付+房貸”的支付方式有助于降低家庭的購(gòu)房?jī)?chǔ)蓄目標(biāo),縮短家庭為購(gòu)房而儲(chǔ)蓄的時(shí)間,但另一方面,家庭每月還貸支出占收入的比重越高,可自由支配的收入就越少,對(duì)消費(fèi)的負(fù)向影響越大。此外,個(gè)人住房按揭貸款屬于中長(zhǎng)期貸款,還貸期越長(zhǎng),未來(lái)收入和支出的不確定性(如失業(yè)、經(jīng)營(yíng)失敗、生大病等等)越大,為了降低斷供風(fēng)險(xiǎn),還貸壓力大的家庭消費(fèi)行為會(huì)更加謹(jǐn)慎。

二、文獻(xiàn)回顧

示范效應(yīng)(demonstration effect)是由Duesenberry于1935年提出的,他認(rèn)為,人們的消費(fèi)行為并非相互獨(dú)立的,而是會(huì)受到周?chē)后w消費(fèi)水平的影響[4]。然而,就示范效應(yīng)的本質(zhì)而言,它并不能對(duì)所有類(lèi)別的商品都產(chǎn)生同等效力,地位性商品比非地位性商品受到的示范效應(yīng)更強(qiáng),進(jìn)而會(huì)影響居民的消費(fèi)模式?！暗匚恍陨唐贰?positional goods)是指能夠反映家庭社會(huì)地位的商品。對(duì)于這一概念,Hirsch和Frank分別給出了不同的解釋。前者強(qiáng)調(diào)商品的稀缺性,即“物以稀為貴”[5];后者兼顧了商品的稀缺性和可觀測(cè)性,例如住房具有看得見(jiàn)、對(duì)比性強(qiáng)的特點(diǎn),因而是典型的地位性商品,家庭儲(chǔ)蓄存款別人看不見(jiàn),無(wú)法比較,所以不是地位性商品[6]。

地位性商品的效用函數(shù)可以表示為:

不同消費(fèi)理論對(duì)收入不平衡與消費(fèi)或儲(chǔ)蓄關(guān)系有不同的解釋。按照絕對(duì)收入假說(shuō),家庭收入越高,邊際儲(chǔ)蓄傾向也越高[7]。收入不平衡意味著更多的收入向最富裕的家庭集中,因而會(huì)提高全社會(huì)的儲(chǔ)蓄率。主流消費(fèi)理論如理性預(yù)期持久收入假說(shuō)和理性預(yù)期生命周期假說(shuō),都認(rèn)為個(gè)人消費(fèi)行為與他人完全無(wú)關(guān)[8]。與主流消費(fèi)理論不同,相對(duì)收入假說(shuō)認(rèn)為,收入分布的明顯改變會(huì)影響家庭的消費(fèi)決策。該理論的基本思想是,在一個(gè)群體中,個(gè)體收入水平高低是相對(duì)的,家庭消費(fèi)率取決于家庭的相對(duì)收入水平。高收入家庭的消費(fèi)水平會(huì)對(duì)低收入家庭產(chǎn)生示范效應(yīng),最終將導(dǎo)致整個(gè)社會(huì)的儲(chǔ)蓄率下降[4]。Frank用“支出瀑布”理論描述了收入不平衡與消費(fèi)的關(guān)系。即家庭的攀比對(duì)象是相對(duì)收入較高且收入水平比較接近的人群,也即相對(duì)收入最高的家庭對(duì)其他家庭消費(fèi)的影響存在從高到低的階梯效應(yīng)[9]。Rajan認(rèn)為,在居民收入不平衡的背景下,美國(guó)對(duì)低收入家庭實(shí)施的過(guò)度寬松的信貸政策達(dá)到了刺激消費(fèi)的目的[10]。Leigh等的研究也表明,收入不平衡與消費(fèi)的關(guān)系與金融市場(chǎng)的發(fā)達(dá)程度有關(guān)[11-12]。如果金融市場(chǎng)高度發(fā)達(dá),則收入差距擴(kuò)大最有可能抑制的是儲(chǔ)蓄,因?yàn)槿藗兛梢酝ㄟ^(guò)負(fù)債來(lái)追趕富人的生活水平。

國(guó)內(nèi)有關(guān)收入不平衡與消費(fèi)的關(guān)系的文獻(xiàn)較多,但大多數(shù)研究都沒(méi)有考慮家庭消費(fèi)偏好的非獨(dú)立性。金燁等的研究表明,收入不平衡會(huì)強(qiáng)化家庭對(duì)社會(huì)地位的關(guān)注,進(jìn)而擠出除教育之外的消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄[13]。劉雯等的實(shí)證研究顯示,受地位尋求動(dòng)機(jī)影響,城鎮(zhèn)家庭的住房面積會(huì)隨著周?chē)彝テ骄》棵娣e的增加而增加,且中等收入家庭的地位尋求動(dòng)機(jī)最強(qiáng)烈[14]。

高房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)皆有促進(jìn)效應(yīng)(財(cái)富效應(yīng))和擠出效應(yīng),且促進(jìn)效應(yīng)對(duì)不同收入群體的影響是存在差異的。例如,Khalifa選取2011、2013和2015年P(guān)SID數(shù)據(jù),以家庭收入作為門(mén)限變量,利用門(mén)限估計(jì)方法將樣本劃分為三個(gè)不同收入群體。估計(jì)結(jié)果表明,住房財(cái)富對(duì)中間收入群體的消費(fèi)影響最大,其次是低收入群體,這一影響在高收入群體中并不顯著[15]。李劍等利用2004—2011年中國(guó)24個(gè)省市的面板數(shù)據(jù),估計(jì)了房?jī)r(jià)上漲對(duì)五等分收入法下不同收入組居民消費(fèi)的影響。GMM估計(jì)結(jié)果表明,房?jī)r(jià)上漲會(huì)對(duì)低收入組居民的消費(fèi)產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng),而對(duì)中等收入群體的消費(fèi)存在顯著的財(cái)富效應(yīng),其余收入組居民的消費(fèi)受到的正向影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著[16]。

本文認(rèn)為,購(gòu)房意愿與家庭消費(fèi)的關(guān)系和居民收入不平衡導(dǎo)致的住房攀比有關(guān)。高收入家庭住房條件的改善會(huì)對(duì)相對(duì)收入較低的家庭產(chǎn)生示范效應(yīng),使其購(gòu)房意愿增強(qiáng),進(jìn)而抑制非住房性消費(fèi)。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比,本文的主要貢獻(xiàn)是:首次基于居民收入不平衡視角,分析了購(gòu)房意愿與家庭消費(fèi)的關(guān)系。用家庭“手存現(xiàn)金”(cash on hand)測(cè)度流動(dòng)性約束程度,并對(duì)所有家庭進(jìn)行分組,研究了不同收入群體購(gòu)房意愿對(duì)消費(fèi)的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

中國(guó)家庭歷來(lái)有瞻前顧后、未雨綢繆的傳統(tǒng),因而是前瞻性消費(fèi)者,與理性預(yù)期持久收入假說(shuō)等主流消費(fèi)理論的根本差別是:首先,中國(guó)不存在完善的資本市場(chǎng),家庭主要是依靠較高的儲(chǔ)蓄率來(lái)平滑消費(fèi)的。其次,家庭消費(fèi)偏好并不是彼此獨(dú)立的,高收入家庭的消費(fèi)模式會(huì)對(duì)低收入家庭產(chǎn)生示范效應(yīng)。因此,收入分布的改變會(huì)影響人們的消費(fèi)行為。有鑒于此,本文的分析框架主要是基于相對(duì)收入假說(shuō),從兩個(gè)層面研究了收入不平衡對(duì)購(gòu)房意愿與家庭消費(fèi)的影響,研究思路如下:首先,證明居民收入不平衡導(dǎo)致的住房攀比會(huì)增強(qiáng)家庭的購(gòu)房意愿;然后,分析購(gòu)房意愿增強(qiáng)對(duì)消費(fèi)的影響;最后,以家庭“手存現(xiàn)金”的中位數(shù)作為分組標(biāo)志,把家庭分為兩組,研究不同收入群體購(gòu)房意愿對(duì)消費(fèi)的影響。

命題1:居民收入不平衡會(huì)導(dǎo)致住房攀比,使得家庭購(gòu)房意愿增強(qiáng)。為此,本文構(gòu)建了以下模型:

Pr(buyit=1)=f(α0+α1Wjt+α2hpricejt+α3lnhassetit+α4ageit)+εit

(1)

其中,i代表家庭,j代表省(份),t為年份。buyit是表示家庭購(gòu)房意愿的虛擬變量。hpricejt表示各省(份)的平均住宅價(jià)格變動(dòng)率,lnhassetit為家庭住房總資產(chǎn)的對(duì)數(shù),ageit代表戶(hù)主年齡,εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于CFPS數(shù)據(jù)中部分縣(區(qū))樣本很小(樣本戶(hù)數(shù)小于等于5的縣(區(qū))有403個(gè)),因此本文最終選擇省(份)為參照組。Wjt表示參照組家庭平均住房面積變動(dòng)率,即家庭本期平均住房面積與前一期平均住房面積之比。如果α1>0,則表明家庭存在住房攀比,即家庭購(gòu)房意愿與周?chē)巳鹤》棵娣e的變化有關(guān)。如前所述,收入不平衡會(huì)導(dǎo)致住房攀比,最終使得全社會(huì)的平均住房面積不斷攀升,即各地區(qū)家庭平均住房面積的增長(zhǎng)率與該地區(qū)的收入不平衡程度正相關(guān)。為了證明這一點(diǎn),本文還將用上一期各地區(qū)基尼系數(shù)替換家庭平均住房面積變動(dòng)率,直接估計(jì)收入不平衡對(duì)家庭購(gòu)房意愿的影響。此處使用上一期而非當(dāng)期基尼系數(shù),是考慮到收入不平衡對(duì)全社會(huì)平均住房面積的影響并非一蹴而就,而是存在時(shí)滯。

命題2:購(gòu)房意愿增強(qiáng)將顯著抑制消費(fèi)。相應(yīng)的模型為:

(2)

其中,lnyit為家庭消費(fèi)的對(duì)數(shù),lnhassetit為家庭住房總資產(chǎn)的對(duì)數(shù),lnfassetit為家庭金融總資產(chǎn)的對(duì)數(shù),lnincomit為家庭純收入的對(duì)數(shù),lnhdebtit為家庭房貸債務(wù)余額的對(duì)數(shù),incomegapjt為各地區(qū)居民收入不平衡程度,zit是其它控制變量,uit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文預(yù)期β1顯著為負(fù)。

命題3:房?jī)r(jià)上漲背景下購(gòu)房會(huì)使得低收入家庭面臨更強(qiáng)的流動(dòng)性約束,因而不同收入群體購(gòu)房意愿對(duì)消費(fèi)的影響存在差異。

為了比較不同收入群體購(gòu)房意愿對(duì)消費(fèi)的影響,本文用家庭手存現(xiàn)金中位數(shù)作為分組標(biāo)志,定義手存現(xiàn)金低于中位數(shù)的家庭為強(qiáng)流動(dòng)性約束家庭,手存現(xiàn)金高于中位數(shù)的家庭為弱流動(dòng)性約束家庭,并基于模型(2)分別估計(jì)和比較兩組家庭的消費(fèi)行為。

四、數(shù)據(jù)與變量說(shuō)明

(一)數(shù)據(jù)

本文采用的是2010—2018年CFPS數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心和美國(guó)密西根大學(xué)調(diào)查研究中心等機(jī)構(gòu)合作完成,是兩年一期的家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。這項(xiàng)調(diào)查已于2010年、2012年、2014年、2016年和2018年開(kāi)展了五期。從調(diào)查單位層級(jí)來(lái)分,CFPS訪問(wèn)問(wèn)卷包括3種,即社區(qū)(村居)問(wèn)卷、家庭問(wèn)卷和個(gè)人問(wèn)卷。該數(shù)據(jù)調(diào)查范圍覆蓋面廣,有效樣本包含了除內(nèi)蒙古、海南、西藏、青海、寧夏及新疆以外的25個(gè)省/直轄市/自治區(qū),跟蹤調(diào)查的城鄉(xiāng)住戶(hù)有10 000多個(gè),所含指標(biāo)也比較全面,包括了家庭或個(gè)人的人口統(tǒng)計(jì)特征和生活、工作的各個(gè)方面,如:消費(fèi)、收入、財(cái)產(chǎn)、借貸、就業(yè)等等。

(二)相關(guān)變量

1.因變量

家庭購(gòu)房意愿。CFPS問(wèn)卷設(shè)置了問(wèn)項(xiàng)“您家現(xiàn)在居住的這所房子是哪一年買(mǎi)的或建的?”。由此,本文定義了家庭購(gòu)房意愿buyit。如果家庭i在第t+1年及之后年份買(mǎi)過(guò)房,則認(rèn)為該家庭在t年有明確的購(gòu)房意愿,此時(shí)buyit取值為1,否則取值為0。例如,在樣本期2009—2017年內(nèi),如果家庭購(gòu)房時(shí)間在2009年之后,則認(rèn)為該家庭在2009年有明確的購(gòu)房意愿。

家庭消費(fèi)。本文的家庭消費(fèi)是指非耐用消費(fèi)品及服務(wù)支出。非耐用消費(fèi)品及服務(wù)支出=家庭消費(fèi)總支出-耐用消費(fèi)品支出。在2010年之后的四輪調(diào)查中,CFPS整理并給出了耐用消費(fèi)品及服務(wù)支出的數(shù)據(jù),但2010年調(diào)查的數(shù)據(jù)沒(méi)有“耐用消費(fèi)品支出”這個(gè)指標(biāo),為此本文將2010年的家庭日常生活支出定義為家庭非耐用消費(fèi)品及服務(wù)支出,包括食品、醫(yī)療保健、文教娛樂(lè)、衣著、居住和其他商品及服務(wù)共6類(lèi)消費(fèi)支出。

2.解釋變量

家庭純收入incomit。除2010年外,其余年份的CFPS數(shù)據(jù)只包含了家庭純收入,因此本文選取了家庭純收入這一指標(biāo),用于測(cè)度家庭收入。

家庭住房總資產(chǎn)hassetit。CFPS問(wèn)卷中包含問(wèn)項(xiàng)“您家現(xiàn)有住房的市場(chǎng)總價(jià)是多少?”。由于該問(wèn)項(xiàng)反映的是采訪年份的住房資產(chǎn)價(jià)值,而家庭消費(fèi)和家庭收入等變量反映的是“上一年”或“過(guò)去12個(gè)月”的情況,因此,文中不能直接使用采訪年份的住房資產(chǎn)價(jià)值這一指標(biāo)。參考杭斌等的做法[17],本文將其調(diào)整為上一年年初的家庭住房總資產(chǎn)。

家庭金融總資產(chǎn)fassetit。與家庭住房資產(chǎn)類(lèi)似,CFPS數(shù)據(jù)中的家庭金融產(chǎn)品總價(jià)值反映的是采訪年份的家庭金融資產(chǎn),不可直接使用,需調(diào)整為上一年年初的家庭金融總資產(chǎn)。

家庭房貸債務(wù)余額hdebtit。房貸本身有助于降低家庭的購(gòu)房?jī)?chǔ)蓄目標(biāo),有平滑消費(fèi)的作用,但另一方面家庭每月還貸支出與收入之比越高,可以自由支配的資金就越少,從而對(duì)消費(fèi)又有擠出效應(yīng)。因此,變量hdebtit的回歸系數(shù)反映的是房貸對(duì)消費(fèi)的“凈”影響。

各地區(qū)居民收入不平衡程度incomegapjt。基尼系數(shù)是測(cè)度收入不平衡程度的常用指標(biāo),因此本文選擇各省(份)基尼系數(shù)來(lái)測(cè)度各地區(qū)的居民收入不平衡程度。

本文以2009年為基期對(duì)價(jià)值型數(shù)據(jù)進(jìn)行了價(jià)格平減,剔除價(jià)格變動(dòng)因素對(duì)結(jié)果的影響。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。筆者發(fā)現(xiàn)了一個(gè)值得特別關(guān)注的現(xiàn)象是,各地區(qū)家庭平均住房面積是逐期增加的。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證分析

(一)收入不平衡與購(gòu)房意愿

模型(1)中的因變量為二元虛擬變量,本文選用面板Logit模型和面板Probit模型分別進(jìn)行回歸,估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

隨著認(rèn)識(shí)的深入和檢測(cè)手段的進(jìn)步，生長(zhǎng)痛也被認(rèn)為與兒童的痛閾密切相關(guān)——就這個(gè)觀點(diǎn)而言，筆者覺(jué)得特像一句廢話(huà)，這個(gè)世界上似乎還沒(méi)哪種疼痛與痛閾是無(wú)關(guān)的呢，這句話(huà)用非學(xué)術(shù)語(yǔ)言來(lái)講就是，生長(zhǎng)痛跟孩子怕疼不怕疼有關(guān)！

表2 家庭購(gòu)房意愿的面板二值選擇模型

為了解釋清楚收入不平衡與家庭購(gòu)房意愿的關(guān)系,本文還估計(jì)了以下模型:housearea_rcjt=δ0+δ1ginijt-1+δ2income_rjt+δ3lnhpricejt+υjt

(3)

其中,housearea_rcjt表示各省(份)家庭平均住房面積變動(dòng)率,ginijt-1為上一期各省(份)基尼系數(shù),lnhpricejt是各地區(qū)房?jī)r(jià)水平的對(duì)數(shù),υjt是誤差項(xiàng)。高收入地區(qū)通常也是高房?jī)r(jià)地區(qū),為了避免嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性,本文用各省(份)家庭平均收入增長(zhǎng)率income_rjt代替了平均收入水平。

由表2可知,面板Logit模型和面板Probit模型的估計(jì)結(jié)果一致表明:

第一,家庭購(gòu)房意愿會(huì)因?yàn)橹車(chē)巳旱淖》棵娣e擴(kuò)大而增強(qiáng),即中國(guó)家庭住房消費(fèi)存在示范效應(yīng)。用上一期各地區(qū)基尼系數(shù)替換家庭平均住房面積變動(dòng)率后,得到的結(jié)果顯示:收入不平衡與家庭購(gòu)房意愿之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系。這是因?yàn)?家庭平均住房面積增大與收入不平衡緊密相關(guān)。由于住房是典型的地位性商品,當(dāng)收入分布發(fā)生改變時(shí),高收入家庭率先改善住房條件的行為會(huì)對(duì)低收入家庭產(chǎn)生強(qiáng)烈的示范效應(yīng),最終導(dǎo)致全社會(huì)平均住房面積不斷攀升(見(jiàn)表1)。

表3 收入不平衡對(duì)各地區(qū)家庭平均住房面積變動(dòng)率的影響

第二,家庭購(gòu)房意愿與家庭住房總資產(chǎn)之間為顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。也就是說(shuō),如果目前家庭住房的市值較高(如有多套住房、住房面積較大、位置較好等等),近期購(gòu)房的概率就會(huì)降低,反之購(gòu)房概率就會(huì)增加。這一結(jié)果反映出,對(duì)多數(shù)家庭而言,住房仍屬于剛需。

第三,家庭購(gòu)房意愿與各地區(qū)平均住宅價(jià)格變動(dòng)率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,反映出住房具有一定的投資品屬性。住房資產(chǎn)會(huì)隨著房?jī)r(jià)持續(xù)上漲而不斷升值,家庭因此將更富有,這也是人們購(gòu)房的一個(gè)重要?jiǎng)訖C(jī)。另外,房?jī)r(jià)持續(xù)上漲會(huì)使人們產(chǎn)生房?jī)r(jià)“只漲不落”的心理,認(rèn)為購(gòu)房時(shí)間越早成本越低。

(二)購(gòu)房意愿與家庭消費(fèi)

本文在研究購(gòu)房意愿與家庭消費(fèi)時(shí),只考慮了有房家庭的樣本,剔除了無(wú)房家庭樣本,原因如下:一是本文的解釋變量包括了家庭住房總資產(chǎn),對(duì)于無(wú)房戶(hù)來(lái)說(shuō),該指標(biāo)取值為0;二是從消費(fèi)行為方面考慮,有房戶(hù)和無(wú)房戶(hù)的消費(fèi)行為存在顯著差異。對(duì)于有房戶(hù)而言,房?jī)r(jià)上漲能夠產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng);而無(wú)房戶(hù)的居住成本則可能會(huì)因房?jī)r(jià)上漲而增加;三是從樣本結(jié)構(gòu)考慮,CFPS數(shù)據(jù)顯示,樣本期內(nèi)大多數(shù)家庭都有住房,無(wú)房戶(hù)的占比僅為8.22%。

如上分析證明了命題1成立,即收入不平衡增強(qiáng)了家庭的購(gòu)房意愿。本文的第二個(gè)命題是:購(gòu)房意愿增強(qiáng)導(dǎo)致家庭在購(gòu)房前(積攢首付階段)和購(gòu)房后(償付房貸階段)均會(huì)顯著降低消費(fèi)。為了驗(yàn)證命題2,本文估計(jì)了模型(2)。

Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明應(yīng)拒絕原假設(shè),因此本文建立面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸,并從如下兩個(gè)方面檢驗(yàn)了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性:一方面,考慮到CFPS中許多家庭的住房是在2009年之前獲得的,本文分別以1997年之后購(gòu)房的家庭和2008年之后購(gòu)房的家庭為樣本估計(jì)了模型(2)。這是因?yàn)?中國(guó)住房體制的全面改革始于1998年,而房?jī)r(jià)的加速上漲則是從2009年開(kāi)始的。另一方面,由于北京、上海等直轄市的家庭的住房需求明顯有別于其他普通縣市家庭的住房需求,本文剔除了北京、上海的樣本,以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷倪m用性。

1.對(duì)估計(jì)結(jié)果的分析

由表4第1欄可知,所有解釋變量的影響均在1%的顯著性水平下顯著。其中:

表4 購(gòu)房意愿與家庭消費(fèi)(含穩(wěn)健性檢驗(yàn))

各地區(qū)與收入不平衡有關(guān)的平均住房面積變動(dòng)率(δ1ginijt-1)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。該系數(shù)值在一定程度上反映了因收入不平衡導(dǎo)致的購(gòu)房意愿增強(qiáng)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的影響。如果家庭有購(gòu)房打算,必然會(huì)盡力積攢首付,而首付會(huì)隨著房?jī)r(jià)上漲而增加。對(duì)理性消費(fèi)者而言,還須考慮未來(lái)的還貸壓力和違約風(fēng)險(xiǎn)。因此,大幅度減少當(dāng)前消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄是家庭的必然選擇。

家庭純收入、家庭住房總資產(chǎn)和金融總資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)都有顯著的促進(jìn)作用,與家庭金融資產(chǎn)相比,家庭住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響更小。這可能是由于大多數(shù)城鎮(zhèn)家庭只擁有一套住房,人們更多是將其視作消費(fèi)品而非投資品,加之中國(guó)住房資產(chǎn)變現(xiàn)難以及住房遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)的存在,導(dǎo)致住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)減弱。

家庭房貸債務(wù)余額這一變量的系數(shù)反映了房貸對(duì)消費(fèi)的“凈”影響。一方面,住房信貸有助于平滑消費(fèi);但另一方面,還貸支出占比過(guò)高又可能會(huì)擠出家庭消費(fèi)。估計(jì)結(jié)果顯示,房貸對(duì)消費(fèi)的凈影響顯著為正,但系數(shù)值很小,僅為0.020。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由表4第2至第4欄可知,排除1997年以前購(gòu)房的家庭后,樣本觀測(cè)值由原先的7 551個(gè)減少至現(xiàn)在的5 571個(gè),進(jìn)一步排除了2009年以前購(gòu)房的家庭后,樣本觀測(cè)值縮減為3 096個(gè),但結(jié)論與全樣本的回歸結(jié)果仍然是一致的。

從樣本中剔除北京、上海后,大多數(shù)變量的系數(shù)變化很小,家庭純收入、家庭住房總資產(chǎn)和金融總資產(chǎn)的系數(shù)幾乎沒(méi)有變化,說(shuō)明參數(shù)估計(jì)對(duì)橫截面單位的變動(dòng)不敏感。由此筆者認(rèn)為,模型的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)不同收入群體購(gòu)房意愿對(duì)消費(fèi)的影響

如前所述,在房?jī)r(jià)上漲的背景下購(gòu)房會(huì)導(dǎo)致低收入家庭面臨更強(qiáng)的流動(dòng)性約束。流動(dòng)性約束程度可用手存現(xiàn)金來(lái)測(cè)度,手存現(xiàn)金可定義為家庭可以自由支配的資金(家庭手存現(xiàn)金=家庭財(cái)富+家庭可支配收入)[18]?？紤]到中國(guó)住房資產(chǎn)的流動(dòng)性很弱,本文用家庭金融總資產(chǎn)替換了家庭財(cái)富,即:家庭手存現(xiàn)金=家庭金融總資產(chǎn)+家庭可支配收入。平均而言,手存現(xiàn)金多的家庭即為高收入家庭,反之則為低收入家庭。本文以家庭手存現(xiàn)金的中位數(shù)作為分組標(biāo)志,將家庭分為強(qiáng)流動(dòng)性約束組(家庭手存現(xiàn)金低于中位數(shù))和弱流動(dòng)性約束組(家庭手存現(xiàn)金高于中位數(shù)),據(jù)此驗(yàn)證命題3。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 不同收入群體購(gòu)房意愿對(duì)消費(fèi)的影響

由表5可知:

一是各地區(qū)與收入不平衡有關(guān)的平均住房面積變動(dòng)率對(duì)兩組家庭消費(fèi)的影響存在明顯差異,回歸系數(shù)分別為-0.115和-0.105,說(shuō)明收入不平衡導(dǎo)致的購(gòu)房意愿增強(qiáng)對(duì)低收入家庭的消費(fèi)的抑制作用更大,命題3得以證實(shí)。

二是強(qiáng)流動(dòng)性約束組和弱流動(dòng)性約束組的收入彈性分別為0.354、0.344,說(shuō)明前者對(duì)同期收入更敏感。

三是與弱流動(dòng)性約束組的家庭相比,強(qiáng)流動(dòng)性約束組的家庭對(duì)金融總資產(chǎn)更為敏感,其原因是,金融總資產(chǎn)(特別是儲(chǔ)蓄存款)有較強(qiáng)的流動(dòng)性,可以直接用于消費(fèi)。值得注意的是,住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)在兩組家庭之間存在差異(系數(shù)值分別為0.074和0.061)?？赡艿脑蚴?有多套住房的家庭更容易通過(guò)住房出租、抵押等方式獲得現(xiàn)金。CFPS數(shù)據(jù)顯示,擁有兩套及兩套以上住房的家庭在高手存現(xiàn)金組和低手存現(xiàn)金組的占比分別為23.58%、10.33%。

四是手存現(xiàn)金少的家庭比手存現(xiàn)金多的家庭的房貸的凈效應(yīng)更小,說(shuō)明房貸平滑其消費(fèi)的能力較弱。

六、結(jié)論

本文基于相對(duì)收入假說(shuō),從收入不平衡視角研究了購(gòu)房意愿對(duì)家庭消費(fèi)的影響。利用2010—2018年的CFPS數(shù)據(jù),建立了面板二元選擇模型和面板固定效應(yīng)模型,分別考察了居民收入不平衡對(duì)購(gòu)房意愿的影響、購(gòu)房意愿對(duì)家庭消費(fèi)的影響,研究得到的結(jié)論如下:第一,中國(guó)家庭住房消費(fèi)存在示范效應(yīng)。居民收入不平衡會(huì)對(duì)家庭購(gòu)房意愿產(chǎn)生顯著的正向影響,當(dāng)居民收入出現(xiàn)不平衡時(shí),高收入家庭率先改善住房條件的行為會(huì)對(duì)低收入家庭產(chǎn)生示范效應(yīng),導(dǎo)致全社會(huì)平均住房面積不斷增大,進(jìn)而增強(qiáng)家庭購(gòu)房意愿。此外,家庭住房總資產(chǎn)會(huì)對(duì)家庭購(gòu)房意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響,而各地區(qū)平均住宅價(jià)格變動(dòng)率的影響是正向的。第二,購(gòu)房意愿增強(qiáng)會(huì)顯著抑制家庭消費(fèi)。如果家庭有購(gòu)房打算,必然會(huì)盡力積攢首付,而首付會(huì)隨著房?jī)r(jià)上漲而增加。對(duì)理性消費(fèi)者而言,還須考慮未來(lái)的還貸壓力和違約風(fēng)險(xiǎn)。因此,家庭必然大幅度減少當(dāng)前消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄。第三,不同收入群體購(gòu)房意愿對(duì)家庭消費(fèi)的影響存在顯著差異。房?jī)r(jià)上漲背景下購(gòu)房會(huì)導(dǎo)致低收入家庭面臨更強(qiáng)的流動(dòng)性約束,因此,可從家庭受到的流動(dòng)性約束程度的強(qiáng)弱來(lái)對(duì)比不同收入家庭消費(fèi)受購(gòu)房意愿影響的大小。本文依據(jù)家庭手存現(xiàn)金中位數(shù)將家庭分為強(qiáng)流動(dòng)性約束組和弱流動(dòng)性約束組,分組回歸的結(jié)果表明,與手存現(xiàn)金多的家庭相比,手存現(xiàn)金少的家庭的消費(fèi)受購(gòu)房意愿的負(fù)向影響更大,對(duì)家庭金融總資產(chǎn)和同期收入也更加敏感。

總之,以上結(jié)論表明,居民收入不平衡引發(fā)的住房攀比導(dǎo)致家庭購(gòu)房意愿增強(qiáng),進(jìn)而對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了抑制作用,且不同收入群體的消費(fèi)受到的影響存在顯著差異。近年來(lái),居民收入不平衡問(wèn)題已經(jīng)有所緩解,但仍值得關(guān)注。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示,2009年中國(guó)的基尼系數(shù)高達(dá)0.490,截止到2018年已下降為0.468。從長(zhǎng)期考慮,要完善社會(huì)保障制度,避免因病致貧和因病返貧現(xiàn)象的發(fā)生,增加就業(yè)機(jī)會(huì),努力提高低收入群體的收入水平,從而逐步實(shí)現(xiàn)居民收入平衡增長(zhǎng),弱化中國(guó)家庭住房消費(fèi)的示范效應(yīng);近期應(yīng)該加大經(jīng)濟(jì)適用房的建設(shè)力度,緩解低收入家庭因購(gòu)房意愿增強(qiáng)導(dǎo)致的流動(dòng)性約束,進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)穩(wěn)定增長(zhǎng)。