“此錢非彼錢”：拆遷沖擊下的家庭消費(fèi)

袁微 黃蓉

內(nèi)容提要：房屋拆遷事件在快速發(fā)展的國(guó)家極為普遍，但其對(duì)于當(dāng)事家庭經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生影響的認(rèn)識(shí)還不能僅僅停留在一般經(jīng)驗(yàn)感知的層面，其作用機(jī)理、影響因素需要深入分析，作用效果也需要檢驗(yàn)，以利于指導(dǎo)、引導(dǎo)家庭合理管理相關(guān)財(cái)富，也為政府部門的相關(guān)工作提供理論參考，促進(jìn)社會(huì)和諧、穩(wěn)定發(fā)展。因此，基于心理賬戶和資源保存理論，本文利用2011年《中國(guó)家庭金融調(diào)查》微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證考察房屋拆遷對(duì)家庭消費(fèi)的影響機(jī)制。在排除樣本自選擇問(wèn)題的基礎(chǔ)上，經(jīng)實(shí)證檢驗(yàn)得到的穩(wěn)健研究結(jié)果表明：房屋拆遷顯著提高家庭的消費(fèi)，即拆遷家庭的消費(fèi)顯著高于非拆遷家庭。但是，該影響作用不僅受到家庭財(cái)富的顯著正向調(diào)節(jié)，而且受到健康狀況的顯著正向調(diào)節(jié)。進(jìn)一步的異質(zhì)性研究表明：相對(duì)于非拆遷家庭，房屋拆遷顯著提高有房拆遷家庭的消費(fèi)，卻并未顯著提高無(wú)房拆遷家庭的消費(fèi)。

關(guān)鍵詞：房屋拆遷;家庭消費(fèi);家庭財(cái)富;健康狀況;心理賬戶;資源保存理論

中圖分類號(hào)：F0632 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-148X（2018）03-0067-09

收稿日期：2017-12-27

作者簡(jiǎn)介：袁微（1990-），女，湖南永州人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院博士研究生，研究方向：消費(fèi)者行為學(xué);黃蓉（1973-），女，長(zhǎng)沙人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院副教授，博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，研究方向：消費(fèi)者行為學(xué)。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：71472115;上海財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生創(chuàng)新基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：2017110403。

隨著城市化快速發(fā)展，不斷增加的城市建設(shè)用地需求使得房屋拆遷數(shù)量和規(guī)模變得越來(lái)越大。房屋拆遷是否會(huì)影響家庭消費(fèi)？其影響機(jī)制是什么？厘清房屋拆遷下的經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的影響及影響機(jī)制，不僅有助于深化理解家庭消費(fèi)行為，而且能為政府部門制定消費(fèi)政策或企業(yè)制定市場(chǎng)戰(zhàn)略提供理論支撐。因此，本文以經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)和心理學(xué)相融合的視角，基于心理賬戶和資源保存理論，利用2011年《中國(guó)家庭金融調(diào)查》微觀數(shù)據(jù)，探討房屋拆遷對(duì)家庭消費(fèi)的影響及影響機(jī)制。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）、房屋拆遷與家庭消費(fèi)

心理賬戶（Mental Account）是個(gè)體和家庭在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策時(shí)，從心理上對(duì)財(cái)富的來(lái)源和支付方式進(jìn)行編碼、記錄、分類和估價(jià)的心理認(rèn)知過(guò)程（李愛(ài)梅等，2014）。它對(duì)來(lái)源方式不同的金錢賦予不同估價(jià)，使個(gè)體心中產(chǎn)生“此錢非彼錢”感受（Sonan & Cheema，2001），從而影響個(gè)體理性決策。Ran（1999）依據(jù)金錢來(lái)源方式，將心理賬戶劃分為意外收入和固定收入兩類。固定收入是個(gè)體勞動(dòng)所得，它“來(lái)之不易”，實(shí)屬意料之中的收入;相反，意外收入是個(gè)體非勞動(dòng)所得，它更貼近于“不勞而獲”，實(shí)屬意料之外的收入（Ran，1999）。由于二者在個(gè)體付出的努力程度和獲取難度兩方面存在顯著差異，所以個(gè)體往往對(duì)“來(lái)之不易”的固定收入估價(jià)更高，而對(duì)“不勞而獲”的意外收入估價(jià)更低（李愛(ài)梅等，2007），即“此錢非彼錢”。

Hobfoll（1989）提出資源保存理論（Conservation of Resources theory， COR），將資源界定為“那些對(duì)個(gè)體有價(jià)值的東西，或能為個(gè)體帶來(lái)這些有價(jià)值的東西的方式”。他認(rèn)為，越珍貴的資源獲得的難度就越大，個(gè)體對(duì)其損失就越為敏感。資源保存理論假設(shè)：個(gè)體總傾向于努力維持、保護(hù)或構(gòu)建那些自身認(rèn)為珍貴的資源，而這些資源潛在或?qū)嶋H的損失對(duì)個(gè)體而言是一種威脅。固定收入“來(lái)之不易”，它在個(gè)體心中擁有較高感知價(jià)值;對(duì)個(gè)體而言，固定收入實(shí)屬珍貴資源，個(gè)體對(duì)其損失極為敏感。相反，意外收入貼近“不勞而獲”，它在個(gè)體心中擁有較低感知價(jià)值;對(duì)個(gè)體而言，意外收入實(shí)屬非珍貴資源，對(duì)其損失敏感度低。個(gè)體傾向于將固定收入用于儲(chǔ)蓄，將意外收入用于消費(fèi);在消費(fèi)過(guò)程中，個(gè)體用意外收入進(jìn)行消費(fèi)時(shí)表現(xiàn)更為隨意，用固定收入進(jìn)行消費(fèi)時(shí)表現(xiàn)更為謹(jǐn)慎（李愛(ài)梅等，2014）。

拆遷家庭和非拆遷家庭在金錢來(lái)源方式上具有差異性。非拆遷家庭金錢來(lái)源方式主要是固定收入，而拆遷家庭金錢來(lái)源方式除固定收入還有意外收入（指拆遷補(bǔ)償金）。非拆遷家庭傾向于將珍貴資源固定收入用于儲(chǔ)蓄;相反，拆遷家庭傾向于將非珍貴資源意外收入用于消費(fèi)。因此，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：房屋拆遷顯著提高家庭消費(fèi)。

（二）房屋拆遷、家庭財(cái)富與家庭消費(fèi)

當(dāng)個(gè)體資源豐富時(shí)，則不易于被資源損失攻擊，并且獲取資源的能力表現(xiàn)更強(qiáng);相反，當(dāng)個(gè)體資源匱乏時(shí)，則易于遭受資源損失引發(fā)的壓力，并且此壓力會(huì)加速資源損失（Dohrenwend，1978）。財(cái)富屬于能源性資源，它是能幫助個(gè)體獲取物質(zhì)性資源、條件性資源和人格特質(zhì)資源①的一種重要且較為特殊的資源（Lee & Ashforth，1996）。消費(fèi)是一種變相的財(cái)富損失。當(dāng)個(gè)體擁有較多財(cái)富時(shí)，則個(gè)體不懼怕財(cái)富遭受損失，并且對(duì)財(cái)富損失持有較高心理承受能力;相反，當(dāng)個(gè)體擁有較少財(cái)富時(shí)，則個(gè)體懼怕財(cái)富遭受損失，并且對(duì)財(cái)富損失持有較低心理承受能力。由此類推，在消費(fèi)過(guò)程中，家庭擁有越多財(cái)富，其越不易于受到財(cái)富損失的約束，其更傾向于將更多財(cái)富用于消費(fèi);相反，家庭擁有越少財(cái)富，其越易于受到財(cái)富損失的約束，其更傾向于將更少財(cái)富用于消費(fèi)。由此可見(jiàn)，家庭財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)存在顯著正向影響（Dynan & Maki，2001;張大永和曹紅，2012）。

通常而言，經(jīng)歷房屋拆遷的家庭可以獲得一筆較為可觀的拆遷補(bǔ)償額②。在其他條件一致的情況下③，經(jīng)歷過(guò)房屋拆遷的家庭（即拆遷家庭）在財(cái)富擁有量方面顯著高于沒(méi)有經(jīng)歷過(guò)房屋拆遷的家庭（即非拆遷家庭）。本文提出第二個(gè)假設(shè)：

假設(shè)2：家庭財(cái)富在房屋拆遷與家庭消費(fèi)關(guān)系中起顯著正向調(diào)節(jié)作用。

（三）房屋拆遷、健康狀況與家庭消費(fèi)

健康與財(cái)富之間的關(guān)系可以表述為三種情況：第一種情況，健康狀況變化影響財(cái)富量變化;第二種情況，財(cái)富量變化影響健康狀況;第三種情況，其他因素同時(shí)影響健康狀況和財(cái)富量（吳衛(wèi)星等，2011）④。Michaud & Soest（2008）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況顯著影響財(cái)富量，但是財(cái)富量對(duì)健康狀況影響不顯著。Rosen & Wu（2004）指出，健康狀況影響家庭消費(fèi)。對(duì)于健康狀況、財(cái)富量和家庭消費(fèi)三者的關(guān)系，Berkowitz & Qiu（2006）通過(guò)實(shí)證研究揭示，健康狀況和家庭消費(fèi)之間并無(wú)直接聯(lián)系，但是健康狀況可以通過(guò)影響財(cái)富擁有量間接對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響。由此可見(jiàn)，健康狀況影響家庭消費(fèi)依賴于家庭財(cái)富狀況（何興強(qiáng)和史衛(wèi)，2014）。

Kadiyala等（2011）通過(guò)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，家庭主要成員的死亡不僅顯著負(fù)向影響家庭消費(fèi)水平，而且顯著負(fù)向影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)，并且其負(fù)效應(yīng)在貧困家庭消費(fèi)上體現(xiàn)更為明顯。除此之外，還有眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)健康沖擊對(duì)家庭消費(fèi)存在顯著負(fù)向影響（Wagstaff，2005; Islam & Maitra，2012）。為保存財(cái)富量以應(yīng)對(duì)健康沖擊，家庭傾向于降低消費(fèi)。但是在降低消費(fèi)的傾向性方面，財(cái)富量豐富的家庭顯著低于財(cái)富量匱乏的家庭。鑒于在其他條件一致的情況下，拆遷家庭要比非拆遷家庭擁有更為豐富的財(cái)富。因此，為保存財(cái)富量以應(yīng)對(duì)健康沖擊，在降低消費(fèi)的傾向性方面，財(cái)富量相對(duì)較多的拆遷家庭明顯低于財(cái)富量相對(duì)較少的非拆遷家庭。本文提出第三個(gè)假設(shè)：

假設(shè)3：健康狀況在房屋拆遷與家庭消費(fèi)關(guān)系中起顯著正向調(diào)節(jié)作用。

二、數(shù)據(jù)描述、變量定義和模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2011年《中國(guó)家庭金融調(diào)查》（China Household Finance Survey， 簡(jiǎn)稱CHFS）⑤。CHFS（2011）是由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織調(diào)研，它以隨機(jī)抽樣的方法訪問(wèn)被調(diào)查者，被調(diào)查者的足跡遍布全國(guó)25個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、80個(gè)縣和320個(gè)社區(qū)。本文從該調(diào)查中提取有關(guān)房屋拆遷、家庭消費(fèi)、16-69歲的戶主特征⑥、家庭特征以及家庭所在地區(qū)等信息，通過(guò)數(shù)據(jù)整理最終得到6000余份樣本。

（二）變量定義和數(shù)據(jù)處理

1.被解釋變量的說(shuō)明

家庭消費(fèi)是本文設(shè)置的被解釋變量。本文用CHFS（2011）問(wèn)卷調(diào)查中的消費(fèi)性支出（單位：萬(wàn)元）衡量家庭消費(fèi)。其中消費(fèi)性支出主要包含伙食費(fèi)、住房租金、家政服務(wù)費(fèi)、教育培訓(xùn)費(fèi)、和衣著飾品費(fèi)等消費(fèi)。

2.核心解釋變量的說(shuō)明

本文選取的核心解釋變量是房屋拆遷。本文將CHFS（2011）問(wèn)卷調(diào)查中經(jīng)歷過(guò)房屋拆遷的家庭視為拆遷家庭，并對(duì)其賦值為1;相反，將CHFS（2011）問(wèn)卷調(diào)查中未經(jīng)歷過(guò)房屋拆遷的家庭視為非拆遷家庭，并對(duì)其賦值為0。

3.調(diào)節(jié)變量的說(shuō)明

本文選取的調(diào)節(jié)變量有兩個(gè)，它們分別是家庭財(cái)富和健康狀況。其中，家庭財(cái)富主要包含金融和非金融資產(chǎn)兩部分，本文將家庭財(cái)富加1后，再取自然對(duì)數(shù)。對(duì)于健康狀況的界定，本文參照吳衛(wèi)星等人（2011）做法，將戶主健康狀況為“非常不好”、“較差”的界定為健康狀況不好，并賦值為1;相反，將戶主健康狀況為“一般”、“好”和“非常好”的界定為健康狀況良好，并賦值為0。

4.控制變量的說(shuō)明

在借鑒以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上（例如，白重恩等，2012;顏色和朱國(guó)鐘，2013;雷瀟雨和龔六堂，2014），本文主要設(shè)置如下控制變量：

（1）家庭收入。包含工資收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入等。本文將家庭收入加1后，再取自然對(duì)數(shù)。

（2）房子數(shù)量。指家庭擁有產(chǎn)權(quán)房屋的具體數(shù)量。若家庭不擁有產(chǎn)權(quán)房屋，則被賦值為0。

（3）戶主性別。若戶主為男性，則被賦值為1;相反，若戶主為女性，則被賦值為0。

（4）戶主年齡。指戶主的實(shí)際年齡。

（5）戶主教育年限。0代表從未上過(guò)學(xué)，6代表小學(xué)，9代表初中，12代表高中，13代表中專或職高，15代表大?；蚋呗殻?6代表大學(xué)本科，19代表碩士研究生，22代表博士研究生。

（6）婚姻狀況。若戶主的婚姻情況為“已婚”、“離異”和“喪偶”，則被界定為“已婚”，并賦值為1;相反，若戶主的婚姻情況為“未婚”和“同居”，則被界定為“未婚”，并賦值為0。

除以上變量之外，本文還對(duì)省份虛變量進(jìn)行控制。

（三）模型設(shè)定

1.主效應(yīng)模型設(shè)定

考慮到房屋拆遷此變量可能是家庭自我選擇（Self Selection）的結(jié)果⑦，若直接使用多元OLS模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，可是會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)果產(chǎn)生偏誤。對(duì)此，為確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文采用PSM方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

但是考慮到PSM方法無(wú)法驗(yàn)證調(diào)節(jié)效應(yīng)，所以基于研究需要，本文還參照 Cao等人（2017）和賀小剛等人（2015）的做法，在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前先采用PSM方法篩選數(shù)據(jù)，然后再基于排除選擇偏差的樣本進(jìn)行相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)。

總而言之，本文主要采用以上兩種方法檢驗(yàn)主效應(yīng)。首先，本文用PSM方法檢驗(yàn)拆遷家庭和非拆遷家庭二者在消費(fèi)上的差異性;其次，本文基于篩選后的數(shù)據(jù)，在控制戶主特征、家庭特征和家庭所在地區(qū)特征的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下模型（1）。通過(guò)對(duì)比基于兩種不同方法得到的結(jié)果，可以判別主效應(yīng)結(jié)果的穩(wěn)健性。

Coni=β0+β1Demi+γXi+ε（1）

其中，被解釋變量Con是家庭消費(fèi)，它為連續(xù)型變量;核心解釋變量Dem是房屋拆遷的虛變量;X為控制變量;β0、β1和γ是回歸系數(shù);i指每一個(gè)家庭;ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)家庭財(cái)富是否對(duì)房屋拆遷與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，本文基于采用PSM方法篩選后的數(shù)據(jù)，在式（1）的基礎(chǔ)上，引入共同經(jīng)過(guò)中心化處理的核心解釋變量房屋拆遷和家庭財(cái)富的交互項(xiàng)。同時(shí)，為檢驗(yàn)健康狀況是否也對(duì)房屋拆遷與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，本文也基于采用PSM方法篩選后的數(shù)據(jù)，在式（1）的基礎(chǔ)上，引入共同經(jīng)過(guò)中心化處理的核心解釋變量房屋拆遷和健康狀況的交互項(xiàng)。本文事先對(duì)以上變量進(jìn)行中心化處理，其目的為了避免在模型中引入二者的交互項(xiàng)之后會(huì)出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題。構(gòu)建的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型如下：

Coni=β0+β1Dem_zi+β2Wea_zi+β3Dem_zi×Wea_zi+γXi+ε（2）

Coni=β0+β1Dem_zi+β2Hea_zi+β3Dem_zi×Hea_zi+γXi+ε（3）

Coni=β0+β1Dem_zi+β2Wea_zi+β3Dem_zi×Wea_zi+β4Hea_zi+β5Dem_zi×Hea_zi+γXi+ε（4）

其中，Dem_z為經(jīng)過(guò)中心化處理之后的核心解釋變量房屋拆遷;Wea_z為經(jīng)過(guò)中心化處理之后的調(diào)節(jié)變量家庭財(cái)富;Hea_z為經(jīng)過(guò)中心化處理之后的調(diào)節(jié)變量健康狀況;X等設(shè)定如式（1）。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，家庭消費(fèi)的均值是1490，房屋拆遷的均值是0096，交叉項(xiàng)1（即房屋拆遷與家庭財(cái)富的交叉項(xiàng)）的均值是負(fù)0003，交叉項(xiàng)2（即房屋拆遷與健康狀況的交叉項(xiàng)）的均值是0001。從表1相關(guān)性分析結(jié)果來(lái)看，房屋拆遷與家庭消費(fèi)（p<001）、交叉項(xiàng)1（p<01）和交叉項(xiàng)2（p<005）均顯著正相關(guān);交叉項(xiàng)1與家庭消費(fèi)（p<001）顯著正相關(guān);交叉項(xiàng)2與家庭消費(fèi)（p<005）顯著正相關(guān)。為進(jìn)一步分析上述變量之間的關(guān)系，下文將做進(jìn)一步檢驗(yàn)。

三、實(shí)證結(jié)果與討論

（一）主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)顯著性水平為10%的逐步回歸法得到的估計(jì)結(jié)果，本文最終選擇的匹配變量為：性別、年齡、教育年限、婚姻狀況、房子數(shù)量、家庭收入、家庭財(cái)富以及城市虛變量。通過(guò)處理，本文最終保留3851個(gè)樣本。其中，370個(gè)樣本為拆遷家庭，3481個(gè)樣本為非拆遷家庭。采用PSM模型最為常用的“最近鄰匹配方法”⑧（Nearest Neighbor Matching），對(duì)拆遷家庭組和非拆遷家庭組的傾向得分值（即PS值）進(jìn)行1：1的匹配，其匹配效果同時(shí)滿足平衡性假設(shè)（Balance Test）和共同支撐假設(shè)（Common Support）。表2是采用“最近鄰匹配方法”得到的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，ATT的統(tǒng)計(jì)量T值為204，表明在5%的顯著性水平下，房屋拆遷與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)，即房屋拆遷顯著提高家庭消費(fèi)。此結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。

雖然以上方法能在一定程度上確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，但是其也存在一個(gè)弊端，即此方法無(wú)法檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)。為檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)，同時(shí)為檢驗(yàn)上述主效應(yīng)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文基于采用PSM方法篩選后的數(shù)據(jù)，分別利用設(shè)定的式（1）-式（4）進(jìn)行相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)。

表3是基于匹配樣本得到的回歸結(jié)果。表中列（1）結(jié)果顯示，在不控制省份虛變量的情況下，房屋拆遷與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)（beta=0420，p<001）;列（2）結(jié)果顯示，在控制省份虛變量的情況下，房屋拆遷與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)（beta=0409，p<001）。以上結(jié)果說(shuō)明，無(wú)論是否控制省份虛變量，房屋拆遷均與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)，即房屋拆遷顯著提高家庭消費(fèi)。此結(jié)果與表2的結(jié)果保持一致。這也再次驗(yàn)證本文的假設(shè)1。產(chǎn)生此結(jié)果的原因是：拆遷家庭和非拆遷家庭的金錢來(lái)源方式存在差異。非拆遷家庭的金錢來(lái)源方式是固定收入，而拆遷家庭除了固定收入還有意外收入（指拆遷補(bǔ)償額）。在心理賬戶作用下，家庭對(duì)固定收入的估計(jì)價(jià)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于意外收入，形成“此錢非彼錢”意識(shí)。在此意識(shí)進(jìn)一步作用下，家庭更傾向于將“不值錢”的意外收入用于消費(fèi)。正因如此，拆遷家庭和非拆遷家庭在消費(fèi)方面出現(xiàn)顯著差異，表現(xiàn)為拆遷家庭要比非拆遷家庭消費(fèi)更多。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

表3中的列（3）結(jié)果顯示，房屋拆遷與家庭財(cái)富的交互項(xiàng)與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)（beta=0660，p<001）;列（4）結(jié)果顯示，房屋拆遷與健康狀況的交互項(xiàng)與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)（beta=0723，p<01）;列（5）房屋拆遷與家庭財(cái)富的交互項(xiàng)與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)（beta=0693，p<001），同時(shí)房屋拆遷與健康狀況的交互項(xiàng)與家庭消費(fèi)也顯著正相關(guān)（beta=1014，p<005）。以上結(jié)果說(shuō)明，家庭財(cái)富和健康狀況均對(duì)房屋拆遷與家庭消費(fèi)的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。具體來(lái)講，一方面，相對(duì)于非拆遷家庭，拆遷家庭擁有越多的財(cái)富，拆遷家庭消費(fèi)的越多;另一方面，對(duì)于身體健康狀況不好的家庭而言，房屋拆遷明顯提高該類家庭的消費(fèi)。至此，本文的假設(shè)2和假設(shè)3均得到驗(yàn)證。導(dǎo)致以上結(jié)果的主要原因是：房屋拆遷使得拆遷家庭和非拆遷家庭在財(cái)富擁有量方面出現(xiàn)顯著差異。具體來(lái)講：（1）財(cái)富屬于能源性資源。家庭擁有的財(cái)富越多，其越不易于受到財(cái)富損失的約束。由于房屋拆遷使得拆遷家庭要比非拆遷家庭擁有更多財(cái)富，所以拆遷家庭受到的財(cái)富損失約束明顯少于非拆遷家庭。消費(fèi)是一種變相的財(cái)富損失。在財(cái)富損失約束的作用下，拆遷家庭要比非拆遷家庭更傾向于將更多財(cái)富用于消費(fèi)。（2）健康沖擊對(duì)家庭消費(fèi)存在顯著負(fù)向影響，但是該影響效應(yīng)卻依賴于家庭財(cái)富狀況。為保存財(cái)富量以應(yīng)對(duì)健康沖擊，家庭傾向于降低消費(fèi)。但是在降低消費(fèi)的傾向性方面，財(cái)富量豐富的家庭顯著低于財(cái)富量匱乏的家庭。然而，在其他條件一致的情況下，房屋拆遷使得拆遷家庭要比非拆遷家庭擁有更多財(cái)富。因此，為保存財(cái)富量以應(yīng)對(duì)健康沖擊，在降低消費(fèi)的傾向性方面，財(cái)富量相對(duì)較多的拆遷家庭明顯低于財(cái)富量相對(duì)較少的非拆遷家庭。

（三）異質(zhì)性研究結(jié)果與討論

房子是中國(guó)城市居民家庭最重要的資產(chǎn)（吳曉瑜等，2014）。目前，已有眾多學(xué)者從房?jī)r(jià)視角側(cè)面指出，房子影響居民消費(fèi)行為（例如，顏色和朱國(guó)鐘，2013）。不同家庭的房子情況存在差異性，即不同家庭具有異質(zhì)性。鑒于此，為進(jìn)一步深入理解房屋拆遷與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系，本文對(duì)異質(zhì)性拆遷家庭和非拆遷家庭在消費(fèi)方面的差異進(jìn)行區(qū)分。具體研究方法和研究結(jié)果如下：

本文將非拆遷家庭看成一個(gè)整體，根據(jù)“是否擁有房子”將拆遷家庭細(xì)分為“無(wú)房拆遷家庭”和“有房拆遷家庭”。在細(xì)分的基礎(chǔ)上，本文利用前文構(gòu)建的式（1）分別區(qū)分非拆遷家庭與“無(wú)房拆遷家庭”以及“有房拆遷家庭”在消費(fèi)方面的差異。表4是異質(zhì)性拆遷家庭和非拆遷家庭在消費(fèi)方面差異對(duì)比結(jié)果。表中列（1）結(jié)果顯示，房屋拆遷與家庭消費(fèi)相關(guān)不顯著（beta=-0080，p>01），即無(wú)房拆遷家庭和非拆遷家庭在消費(fèi)方面不存在顯著差異。列（2）結(jié)果顯示，房屋拆遷與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)（beta=0332，p<001），即有房拆遷家庭和非拆遷家庭在消費(fèi)方面差異顯著，前者要比后者多消費(fèi)約3330元。

以上結(jié)果說(shuō)明，雖然房屋拆遷能顯著提高家庭消費(fèi)（前文已經(jīng)證實(shí)），但是該效應(yīng)受到拆遷家庭房屋情況的影響。確切來(lái)說(shuō)，相對(duì)于非拆遷家庭而言，房屋拆遷顯著提高了有房拆遷家庭的消費(fèi)，卻并未顯著提高無(wú)房拆遷家庭的消費(fèi)。產(chǎn)生此結(jié)果的具體原因可能是：在其他條件一致的情況下，雖然房屋拆遷伴隨的拆遷補(bǔ)償額，使得拆遷家庭要比非拆遷家庭擁有更多財(cái)富，但是拆遷家庭也因此喪失房子。房子對(duì)家庭而言至關(guān)重要。吳曉瑜等（2014）指出，住房被認(rèn)為是體現(xiàn)社會(huì)地位最重要的物品，通常而言，擁有住房是結(jié)婚的一個(gè)必要條件。對(duì)于無(wú)房拆遷家庭，這類家庭很有可能會(huì)為未來(lái)購(gòu)置新房產(chǎn)而選擇將拆遷補(bǔ)償額暫時(shí)儲(chǔ)蓄起來(lái)。此時(shí)，無(wú)房拆遷家庭對(duì)意外收入——拆遷補(bǔ)償額的估計(jì)價(jià)值發(fā)生變化。其表現(xiàn)在估計(jì)價(jià)值方面，意外收入與固定收入差異不顯著。對(duì)此，無(wú)房拆遷家庭同非拆遷家庭一樣，二者均不傾向于將財(cái)富用于消費(fèi)，則二者在消費(fèi)方面差異不顯著。對(duì)于有房拆遷家庭，這類家庭可能不需要為未來(lái)購(gòu)置新房產(chǎn)而進(jìn)行儲(chǔ)蓄。拆遷補(bǔ)償額屬于意外收入。由于有房拆遷家庭對(duì)此意外收入的估計(jì)價(jià)值要低于固定收入，所以該類家庭更傾向于將“不值錢”的意外收入用于消費(fèi)。然而，非拆遷家庭因金錢來(lái)源方式是固定收入，對(duì)固定收入估計(jì)價(jià)值高，則其不傾向于將“值錢”的固定收入用于消費(fèi)。正因如此，有房拆遷家庭和非拆遷家庭在消費(fèi)方面出現(xiàn)顯著差異，具體表現(xiàn)為前者要顯著比后者消費(fèi)更多。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證研究結(jié)論的可靠性，本文從以下兩個(gè)方面展開(kāi)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）更改模型設(shè)定

本文基于前輩們的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)依據(jù)數(shù)據(jù)可得性原則，在模型設(shè)定中控制了若干有關(guān)個(gè)體、家庭特征的變量和城市虛變量。但為避免因控制變量選取問(wèn)題致使研究結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文在原先的模型設(shè)定中加入額外的控制變量以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。鑒于戶口狀況、家庭成員數(shù)和社會(huì)保險(xiǎn)狀況均可能會(huì)影響家庭消費(fèi)。對(duì)此，本文在前文構(gòu)建的模型中，將“戶口狀況”、“家庭成員數(shù)”和“社會(huì)保險(xiǎn)狀況”三個(gè)變量作為新的控制變量。其中，對(duì)于戶口狀況的界定，本文用1代表農(nóng)業(yè)戶口，用0代表非農(nóng)戶口。對(duì)于家庭成員數(shù)，其主要指家庭總的成員數(shù)量。對(duì)于社會(huì)保險(xiǎn)的界定，本文參照吳衛(wèi)星等（2011）做法，若家庭參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)或商業(yè)健康保險(xiǎn)中的任何一項(xiàng)保險(xiǎn)，則視為家庭持有社會(huì)保險(xiǎn)，并賦值為1;否則視為家庭不持有社會(huì)保險(xiǎn)，并賦值為0。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

雖然房屋拆遷是國(guó)家政策下的產(chǎn)物，從表面來(lái)看其為外生解釋變量。但是結(jié)合我國(guó)以往有關(guān)房屋拆遷的狀況來(lái)看，房屋拆遷在本文的模型設(shè)定中可能是一個(gè)內(nèi)生解釋變量。其原因是，房屋拆遷可能與家庭消費(fèi)之間存在反向因果關(guān)系。在理論分析與研究假設(shè)部分，本文已經(jīng)論證房屋拆遷顯著提高了家庭消費(fèi)水平。相反，家庭消費(fèi)水平也可能會(huì)影響家庭房屋拆遷決策⑨。具體來(lái)看，家庭是否需要依靠房屋拆遷以獲得拆遷補(bǔ)償額來(lái)保障或提高生活水平，其在一定程度上決定了家庭房屋拆遷的決策。然而，家庭的生活水平，尤其是家庭的物質(zhì)生活水平需要通過(guò)金錢消費(fèi)來(lái)保障或提升。消費(fèi)水平與家庭生活水平存在緊密聯(lián)系。通常而言，在其他條件一致的情況下，家庭生活水平高，則該家庭的消費(fèi)水平也較高。因此，家庭消費(fèi)水平對(duì)家庭房屋拆遷決策具有重要的影響。

綜合以上所述可知，房屋拆遷影響家庭消費(fèi)水平;相反，家庭消費(fèi)水平又影響房屋拆遷。這說(shuō)明房屋拆遷與家庭消費(fèi)水平之間可能存在反向因果關(guān)系。鑒于反向因果關(guān)系可能會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，致使本文研究結(jié)果產(chǎn)生偏誤。因此，為確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文將各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量作為房屋拆遷的工具變量。對(duì)于各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量的界定，本文用CHFS（2011）調(diào)查數(shù)據(jù)中各省市的拆遷家庭數(shù)量加1后再取自然對(duì)數(shù)的值衡量。本文將各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量作為房屋拆遷的工具變量的理由如下：一方面，各地區(qū)的家庭經(jīng)歷房屋拆遷與否對(duì)該地區(qū)拆遷家庭的數(shù)量具有決定作用。這反映出房屋拆遷與各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量高度相關(guān)。另一方面，教育年數(shù)、性別、家庭收入和家庭財(cái)產(chǎn)等有關(guān)個(gè)體或家庭特征的因素，可能會(huì)直接影響家庭消費(fèi)水平。然而，各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量作為一個(gè)省市級(jí)層面非個(gè)體或家庭特征因素，其可能不會(huì)直接影響家庭消費(fèi)水平。由此可見(jiàn)，各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量符合工具變量的兩個(gè)要求⑩。此外，通過(guò)弱工具識(shí)別檢驗(yàn)和外生性檢驗(yàn)，本文證實(shí)各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量是一個(gè)有效且強(qiáng)的工具變量。

表5匯報(bào)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。無(wú)論是采用更改后的模型設(shè)定得到的回歸結(jié)果，還是內(nèi)生性檢驗(yàn)得到的回歸結(jié)果，二者均一致顯示：（1）房屋拆遷與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)，假設(shè)1同樣得到支持;（2）房屋拆遷與家庭財(cái)產(chǎn)的交叉項(xiàng)與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)，即家庭財(cái)產(chǎn)對(duì)房屋拆遷與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)2同樣得到支持;（3）房屋拆遷與健康狀況的交叉項(xiàng)與家庭消費(fèi)顯著正相關(guān)，即健康狀況對(duì)房屋拆遷與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)3同樣得到支持。

五、結(jié)論與啟示

房屋拆遷問(wèn)題不僅關(guān)系著社會(huì)和諧、穩(wěn)定與發(fā)展，還關(guān)系著新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型與可持續(xù)發(fā)展。因此，房屋拆遷對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為，尤其是對(duì)家庭消費(fèi)的影響應(yīng)受到學(xué)術(shù)界和社會(huì)的關(guān)注。本文基于心理賬戶和資源保存理論，采用PSM方法對(duì)從《中國(guó)家庭金融調(diào)查》提取的數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，在排除樣本自選擇問(wèn)題的基礎(chǔ)上，得到的研究結(jié)果表明：房屋拆遷顯著提高家庭的消費(fèi)，但是該影響效應(yīng)受到家庭財(cái)富和健康狀況的顯著正向調(diào)節(jié)。導(dǎo)致以上結(jié)果的主要原因是，在其他條件一致的情況下，房屋拆遷使得拆遷家庭和非拆遷家庭在金錢來(lái)源方式和金錢擁有量方面出現(xiàn)顯著差異。此外，為進(jìn)一步揭示房屋拆遷和家庭消費(fèi)的關(guān)系，本文還進(jìn)行異質(zhì)性研究，研究結(jié)果顯示：相對(duì)于非拆遷家庭，房屋拆遷顯著提高有房拆遷家庭的消費(fèi)，卻并未顯著提高無(wú)房拆遷家庭的消費(fèi)?？偠灾?，基于不同的模型設(shè)定和不同檢驗(yàn)方法，得到的估計(jì)結(jié)果均保持一致，并且其穩(wěn)健的研究結(jié)果均驗(yàn)證本文提出的三個(gè)假設(shè)。

本文的政策啟示主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，研究結(jié)果表明，拆遷家庭要比非拆遷家庭顯著消費(fèi)更多。鑒于此，國(guó)家可以改善消費(fèi)環(huán)境，為拆遷家庭提供更好的消費(fèi)環(huán)境，從而刺激拆遷家庭消費(fèi)、提高企業(yè)收益和推動(dòng)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平。第二，研究證實(shí)，家庭財(cái)富和健康狀況均對(duì)房屋拆遷與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系起顯著正向調(diào)節(jié)作用。因此，要促進(jìn)消費(fèi)市場(chǎng)的繁榮和發(fā)展，一方面我國(guó)需要深化收入分配制度改革，提高居民收入和財(cái)富水平;另一方面，鑒于醫(yī)療保險(xiǎn)能有效降低健康沖擊（例如，白重恩等，2012），我國(guó)政府部門可以從社會(huì)保險(xiǎn)制度為切入點(diǎn)，致力于促進(jìn)社會(huì)保險(xiǎn)制度的完善和發(fā)展。第三，異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，有房拆遷家庭要比非拆遷家庭顯著消費(fèi)更多，而無(wú)房拆遷家庭與非拆遷家庭在消費(fèi)方面差異不顯著。由此可見(jiàn)，在拆遷沖擊的條件下，住房依然是影響家庭消費(fèi)的重要因素。對(duì)此，要刺激家庭消費(fèi)，我國(guó)政府依然要關(guān)注房?jī)r(jià)問(wèn)題。

注釋：

① 資源保存理論將資源分為四大類，它們分別是：物質(zhì)性資源、條件性資源、人格特質(zhì)資源和能源性資源。

② 本文主要考慮拆遷家庭因房屋拆遷能獲得拆遷補(bǔ)償額的情況，而不考慮拆遷家庭因房屋拆遷而無(wú)法獲得任何拆遷補(bǔ)償額這種特殊情況。其中，對(duì)于房屋拆遷而給予住房補(bǔ)償或其他補(bǔ)償這種情況，其也是在本文考慮范圍之內(nèi)。其原因是，住房補(bǔ)償也可以屬于財(cái)富補(bǔ)償。

③ “在其他條件一致的情況下”主要指除去拆遷家庭因房屋拆遷而獲得拆遷補(bǔ)償額外，拆遷家庭和非拆遷家庭在財(cái)富擁有量方面具有一致性。

④ 根據(jù)本文研究情境，第三種情況不考慮。

⑤ 詳見(jiàn)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心的網(wǎng)站http：//chfsswufeeducn。

⑥ 本文參照吳曉瑜等（2014）做法，選擇樣本的年齡區(qū)間。

⑦ 通常而言，家庭因房屋拆遷能獲得一定拆遷補(bǔ)償。雖然房屋拆遷計(jì)劃是國(guó)家相關(guān)政府部門制定或推行，但是家庭可以依據(jù)自身情況，選擇服從政府部門的拆遷計(jì)劃，或選擇不服從政府部門的拆遷家庭。由此可見(jiàn)，家庭是否為拆遷家庭在一定程度上存在自我選擇或自我決定現(xiàn)象。然而，樣本自我選擇（Self Selection）的結(jié)果會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏誤。

⑧ 本文還采用半徑匹配（Radius Matching）和核匹配（Kernel Matching）方法進(jìn)行實(shí)證分析，其分析結(jié)果與采用最近鄰匹配得到的結(jié)果類似。

⑨ 因城市規(guī)劃等因素，國(guó)家相關(guān)部門在某地區(qū)實(shí)施房屋拆遷計(jì)劃。在此情況下，位于拆遷計(jì)劃內(nèi)的區(qū)域的家庭是選擇遵從該拆遷計(jì)劃，成為拆遷家庭？還是選擇拒絕遵從該拆遷計(jì)劃，成為釘子戶？這兩種不同的選擇或決定則構(gòu)成這里所說(shuō)的房屋拆遷決策。

⑩ 尋找的工具變量應(yīng)滿足以下兩個(gè)要求：第一，尋找的工具變量與內(nèi)生解釋變量高相關(guān);第二，尋找的工具變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)低相關(guān)。

參考文獻(xiàn)：

[1] Berkowitz M K， Qiu J. A further look at household portfolio choice and health status[J].Journal of Banking & Finance， 2006， 30（4）：1201-1217.

[2] Cao X， Pan X， Qian M， et al. Political capital and CEO entrenchment： Evidence from CEO turnover in Chinese non-SOEs [J].Journal of Corporate Finance， 2017，42：1-14.

[3] Dohrenwend B S， Dohrenwend B P. Some issues in research on stressful life events[J].Journal of Nervous & Mental Disease， 1978， 166（1）：7-15.

[4] Dynan K E， Maki D M. Does Stock Market Wealth Matter for Consumption？[J].Ssrn Electronic Journal， 2001.

[5] Hobfoll S E. Conservation of resources. A new attempt at conceptualizing stress.[J].American Psychologist， 1989， 44（3）：513.

[6] Islam A， Maitra P. Health shocks and consumption smoothing in rural households： Does microcredit have a role to play？ [J].Journal of Development Economics， 2012， 97（2）：232-243.

[7] Kadiyala S， Rogers B， Quisumbing A， et al. The effect of prime age adult mortality on household composition and consumption in rural Ethiopia[J].Food Policy， 2011， 36（5）：646-654.

[8] Lee R T， Ashforth B E. A meta-analytic examination of the correlates of the three dimensions of job burnout[J].Journal of Applied Psychology， 1996， 81（2）：123.

[9] Michaud P C， Van Soest A. Health and Wealth of Elderly Couples[J].Journal of Parasitology， 2008， 86（4）：657-63.

[10]Ran K. Advances in Research on Mental Accounting and Reason-Based Choice[J].Marketing Letters， 2005， 10（3）：249-266.

[11]Rosen H S， Wu S. Portfolio choice and health status[J].Journal of Financial Economics， 2004， 72（3）：457-484.

[12]Soman D， Cheema A. The Effect of Windfall Gains on the Sunk-Cost Effect[J].Marketing Letters， 2001，12（1）：51-62.

[13]Wagstaff A. The economic consequences of health shocks： evidence from Vietnam.[J].Policy Research Working Paper， 2007，26（1）：82.

[14]白重恩，李宏彬，吳斌珍.醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi)：來(lái)自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（2）：41-53.

[15]柴國(guó)俊. 房屋拆遷能夠提高家庭消費(fèi)水平嗎？——基于中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2014（2）：41-51.

[16]何興強(qiáng)，史衛(wèi). 健康風(fēng)險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（5）：34-48.

[17]賀小剛，鄧浩，吳詩(shī)雨，等. 趕超壓力與公司的敗德行為——來(lái)自中國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)分析[J].管理世界，2015（9）：104-124.

[18]雷瀟雨，龔六堂.城鎮(zhèn)化對(duì)于居民消費(fèi)率的影響：理論模型與實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（6）：44-57.

[19]李愛(ài)梅，李斌，許華，等.心理賬戶的認(rèn)知標(biāo)簽與情緒標(biāo)簽對(duì)消費(fèi)決策行為的影響[J].心理學(xué)報(bào)，2014（7）：976-986.

[20]李愛(ài)梅，凌文輇，方俐洛，等.中國(guó)人心理賬戶的內(nèi)隱結(jié)構(gòu)[J].心理學(xué)報(bào)，2007（4）：706-714.

[21]吳衛(wèi)星，榮蘋(píng)果，徐芊.健康與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（S1）：43-54.

[22]吳曉瑜，王敏，李力行. 中國(guó)的高房?jī)r(jià)是否阻礙了創(chuàng)業(yè)？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（9）：121-134.

[23]顏色，朱國(guó)鐘.“房奴效應(yīng)”還是“財(cái)富效應(yīng)”？——房?jī)r(jià)上漲對(duì)國(guó)民消費(fèi)影響的一個(gè)理論分析[J].管理世界，2013（3）：34-47.

[24]張大永，曹紅. 家庭財(cái)富與消費(fèi)：基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012，47（S1）：53-65.

Family Consumption under the Impact of Demolition： An Analysis of Moderating

Effect of Family Wealth and Health

YUAN Wei， HUANG Rong

（College of Business， Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433，China）

Abstract：Based on the Theory of Mental Account and Conservation of Resources Theory， this paper uses the data of “China Household Finance Survey” in 2011 to examine the impact and mechanism of house demolition on family consumption. On the basis of the problem of eliminating the sample self-selection， the robust research results obtained by the empirical test show that house demolition significantly increases the level of family consumption. That is， the consumption of demolition family is significantly higher than that of non-demolition family. However， family wealth and health have a significantly positive regulating effect on the relationship between house demolition and family consumption. Through further heterogeneity research， this paper also finds that relative to non-demolition families， housing demolition significantly improves the consumption of relocate households with houses， but does not significantly increase the consumption of relocate households without houses. This paper analyzes the impact of house demolition on family consumption from the perspective of sociology， economics and psychology， reveals its impact mechanism， provides new insights for human economic behavior and results， and fills the existing theoretical vacancies. At the same time， the findings of this paper have important reference value and guiding significance for the government to formulate consumption policies and promote economic growth.

Key words：house demolition; family consumption; family wealth; health; mental account; Conservation of Resources Theory