房價波動對城鎮(zhèn)居民消費結構升級的影響
——基于中部地區(qū)的分析

徐 淼，劉曉英

（鄭州大學 管理學院，河南 鄭州 450001）

一、引言

2022 年12 月，由中共中央、國務院印發(fā)的《擴大內需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035 年）》指出，“堅定實施擴大內需戰(zhàn)略、培育完整內需體系，是加快構建新發(fā)展格局的必然選擇”。而促進居民消費是實施擴大內需戰(zhàn)略的重要抓手，但目前中國居民消費率依然顯著低于世界平均水平和中等偏上經濟體的平均水平[1]，尚未充分發(fā)揮消費對經濟發(fā)展的基礎性作用，不利于國民經濟的良性循環(huán)。居住消費是居民消費的重要組成部分[2]，我國房價自1998 年住房制度改革后持續(xù)上漲，居住類消費比重提高，住房消費逐漸占據居民收入的絕大部分，擠出非住房消費，影響消費結構升級。因此，立足于國內經濟逐漸回歸常態(tài)發(fā)展軌道的背景，在恢復和擴大消費投資、大力促進居民消費提質升級及房地產市場平穩(wěn)健康發(fā)展的總基調下，研究房價波動對居民消費結構升級的影響具有重要意義，可以為房地產相關調控政策的完善、居民消費結構升級進程的推進提供理論依據。

一般而言，居民消費水平的提高往往伴隨著消費結構的升級。目前，國內外學者關于房價對居民消費結構升級影響的研究結論總體上可以概括為兩類：第一類是房價上漲會促進居民消費結構升級。Windsor 等（2015）[3]認為房價上漲會增加居民發(fā)展型和享受型消費意愿，進而推動居民消費結構向高級方向升級。李劍和臧旭恒（2015）[4]認為房價上升對“享受型”消費支出表現出顯著的促進作用。余華義等（2020）[5]研究發(fā)現房價上升會明顯促進我國東部和中部地區(qū)大部分城市的居民消費。第二類是房價上漲會抑制居民消費結構升級。汪偉等（2017）[6]利用35 個大中城市的數據研究發(fā)現房價上漲會抑制消費結構升級且具有區(qū)域差異性。張志新和邢懷振（2020）[7]認為總體上房價與消費結構升級之間的關系顯著為負，且房價對消費結構升級的影響在區(qū)域層面具有一定的差異性。鐘國輝和姚金海（2023）[8]以2007—2021 年31 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）為例，實證研究發(fā)現房價上漲會抑制居民消費支出。還有部分學者認為房價對消費結構升級的促進和抑制作用并非單一存在。李春鳳等（2017）[9]認為房價對我國居民消費的影響既有財富效應，也有擠出效應，取決于房價漲幅的大小。郭馨梅和于海琳（2022）[2]認為居住價格上升對我國31 個省、市、自治區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費結構升級的影響既存在財富效應，也存在擠出效應，且在東中西部區(qū)域存在差異。

綜合上述研究成果發(fā)現，現有關于房價對居民消費、消費結構升級影響的研究大多是基于全國數據，對區(qū)域具體情況的分析研究還有待加強。近年來國家高度重視中部地區(qū)經濟發(fā)展，先后提出了中部崛起戰(zhàn)略、中部地區(qū)高質量發(fā)展戰(zhàn)略。因此，本文將在現有研究的基礎上，以中部地區(qū)為例，利用中部六省2006—2020 年的相關數據，探討房價波動對城鎮(zhèn)居民消費結構升級的影響，以期為促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展、優(yōu)化和推進消費結構升級等方面措施的制定提供一些實質性的建議。

二、房價波動影響居民消費結構升級的理論分析

綜合我國現狀與已有理論，房價波動對居民消費結構升級的作用機制可以歸納為財富效應和擠出效應兩種情況：

（一）財富效應

住房財富可以通過兌現的財富效應、未兌現的財富效應、流動性約束效應以及信心效應等機制促進居民消費升級[10]。對于擁有住房的居民來說，房價上漲意味著家庭凈財富的增加，這部分居民一方面可以通過投資、出租或出售等方式來兌現資本收益，進而提高消費水平；另一方面即便不出售房屋，房價上漲所帶來的信心效應也會增加居民消費，進而有利于升級型消費的發(fā)展。對于尚未擁有住房的部分低收入居民來說，房價過高可能會產生反向財富影響，使其放棄購房計劃，減少購房儲蓄進而將更多的收入花在升級型消費上。2019 年央行調查統(tǒng)計司的調查數據顯示，我國城鎮(zhèn)居民家庭住房資產占家庭總資產的比重為59.1%，城鎮(zhèn)居民家庭的住房擁有率為96%，其中擁有一套住房的家庭占比為58.4%，兩套住房的占比31%，三套及以上的占比為10.5%[11]。這一數據表明我國城鎮(zhèn)居民中沒有住房的居民占比僅為4%，即對我國城鎮(zhèn)居民而言，房價上漲更可能帶來的是財富效應。

（二）擠出效應

房價上漲也可能會通過替代效應和預防性儲蓄效應等機制抑制居民消費升級。首先是替代效應。一方面，對于有購房計劃的居民而言，房價上漲會帶動首付款及貸款等購房相關支出的增加，在預算有限的情況下，這部分居民會為了能夠支付逐漸升高的房價而減少其他方面的消費；另一方面，對租房者而言，房價上漲必然會使房租增加，租房者居住成本增加又會擠壓升級型消費，進而抑制消費結構的升級。其次是居民的預防性儲蓄效應。對于有購房計劃的居民來說，房價不斷上漲已經成為一種確定性趨勢，這部分居民必然會增加預防性儲蓄以便未來有能力支付房款，這種儲蓄的增加又必然會導致居民在滿足基本生活需求的基礎上減少高層次的消費需求，進而阻礙消費結構升級。

三、房價波動對城鎮(zhèn)居民消費結構升級的影響

（一）指標選取及數據來源

本文采用面板數據研究我國中部六個省份的房價波動對城鎮(zhèn)居民消費結構升級的影響?？紤]數據的可獲得性及樣本容量大小，選取2006—2020年這15 年間我國中部地區(qū)的山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西六個省份的省級面板數據作為樣本。文中所涉及的變量數據均來源于各省歷年的省級統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局。

1.被解釋變量。被解釋變量為城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數（index）。參考汪偉等（2017）[6]、劉子蘭和姚?。?018）[12]的研究成果，將醫(yī)療保健、文教娛樂和交通通信視為發(fā)展和享受型消費。本文的消費結構升級指數就等于這三項消費之和在城鎮(zhèn)居民總消費支出中的占比。

2.核心解釋變量。核心解釋變量是商品房住宅平均銷售價格（hp）。

3.控制變量。借鑒相關文獻，本文的控制變量包括：（1）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（m）。已有的消費理論和有關實證研究都證實了收入是影響居民消費結構的重要因素。（2）地方財政支出（cz）。汪偉等（2017）[6]認為地方政府購買性支出和轉移性支出分別直接增加了總需求和居民消費水平，有利于拉動居民消費特別是升級型消費。故本文采用一般公共預算支出來衡量政府財政支出對居民消費結構的影響。（3）地區(qū)經濟發(fā)展水平（pgdp）。朱詩娥和楊汝岱（2012）[13]研究發(fā)現地區(qū)經濟發(fā)展水平是影響居民消費支出的重要因素。故采用人均地區(qū)生產總值來衡量經濟發(fā)展水平。（4）城鎮(zhèn)化率（urb）。易行健和楊碧云（2015）[14]研究發(fā)現城鎮(zhèn)化水平顯著影響居民消費支出的最終決策。本文采用城鎮(zhèn)常住人口城鎮(zhèn)化率來衡量。各個變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（二）實證檢驗

1.描述性統(tǒng)計分析。據表1 結果顯示，在2006—2020 年間，中部地區(qū)六個省份的商品房住宅銷售平均銷售均價約4 479.78 元/平方米。

2.單位根檢驗。為避免“偽回歸”，首先采用LLC、ADF 檢驗對模型中的所有指標進行單位根檢驗，以判斷序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如表2 所示，兩種檢驗方法的P 值均小于0.05，拒絕原假設，說明本文原始數據均為平穩(wěn)序列，符合回歸分析的基礎要求。

表2 單位根檢驗結果

3.協(xié)整檢驗。運用Pedroni 檢驗判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定關系，結果表明在5%的顯著性假設條件下，可拒絕原假設，即變量之間存在協(xié)整關系。

4.面板模型的選擇。為了確保數據分析的準確性，需要先對面板模型進行篩選和檢驗：首先，檢驗個體效應。將混合OLS 回歸與固定效應進行對比，固定效應回歸結果的F 檢驗的P 值為0.000 0，表明固定效應優(yōu)于混合OLS。其次，LM 檢驗得到的P值為1.000 0，則混合OLS 優(yōu)于隨機效應。最后，Hausman 檢驗的P 值為0.000 0，說明固定效應優(yōu)于隨機效應。因此相較于隨機效應與混合OLS 回歸，固定效應更適用于本文的研究。故基于上述分析，構建固定效應模型探討中部地區(qū)的房價波動與城鎮(zhèn)居民消費結構升級之間的關系，模型如下：

其中，被解釋變量indexit為中部地區(qū)某一省份i在年份t 的城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數；解釋變量hpit為中部地區(qū)某一省份i 在年份t 的商品房住宅平均銷售價格；Xit為影響居民消費的一系列控制變量，包括城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（mit）、地方政府一般公共預算支出（czit）、人均地區(qū)生產總值（pgdpit）、城鎮(zhèn)化率（urbit），εit表示隨機擾動項；下標i 和t 分別表示第i 個中部地區(qū)省份和第t 年；α 為常數項；為了控制各個變量之間的相對波動并消除異方差，對所有變量取自然對數；α、β1、β2，…，βv為待估參數。

（三）實證結果與分析

1.中部地區(qū)的房價和城鎮(zhèn)居民消費的描述性分析。2006—2020 年間，中部地區(qū)各省份商品住宅銷售的均價從高到低依次為湖北、安徽、江西、山西、湖南、河南，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的均值從高到低依次為湖南、湖北、江西、河南、安徽、山西，人均可支配支出從高到低依次為湖南、湖北、安徽、河南、江西、山西，城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數從大到小依次為：山西、湖南、河南、安徽、湖北、江西。

2.中部地區(qū)的房價波動對城鎮(zhèn)居民的消費結構升級的影響。首先，整體上，房價上漲會促進中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費結構升級。表3 是中部地區(qū)房價和其他控制變量與城鎮(zhèn)居民消費結構升級的模型估計結果，基于上述檢驗，最終選定固定效應模型的房價估計系數0.064 7 作為房價對消費結構升級的影響系數。這個系數在5%的顯著性水平下顯著，代表中部地區(qū)房價每增加1%，城鎮(zhèn)居民的消費結構升級指數會上升0.06%。這一結果說明房價上漲會促進城鎮(zhèn)居民的消費結構升級。在其他的控制變量中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對消費結構升級的影響顯著為正，收入的提高使得居民在滿足基本需求后將更多的收入花費在升級型消費中，進而為消費結構的升級提供了可能性，符合馬斯洛需求層次理論。政府財政支出、人均地區(qū)生產總值和城鎮(zhèn)化率等對消費結構升級的影響并不顯著，因此政府可以在公共支出的偏向、經濟高質量發(fā)展和城鎮(zhèn)化等方面尋找促進居民消費結構升級的可行政策。其次，中部地區(qū)房價上漲對城鎮(zhèn)居民的不同升級型消費項目的影響程度不同。將醫(yī)療保健、文教娛樂和交通通信這三項的消費支出在城鎮(zhèn)居民總消費中的占比作為被解釋變量進行回歸（見表4），結果表明房價對醫(yī)療保健、交通通信消費的影響顯著為正，對文教娛樂消費的影響為負且不顯著。在控制變量中，收入水平對文教娛樂消費的影響顯著為正，對醫(yī)療保健、交通通信的影響并不顯著；政府財政支出對醫(yī)療保健消費的影響則顯著為負，對文教娛樂和交通通信支出的影響為正但不顯著；人均生產總值和城鎮(zhèn)化率分別對文教娛樂和交通通信支出產生顯著的負影響，對其他兩項并沒有顯著影響。

表3 房價波動對中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結構升級的影響

表4 房價波動對不同升級型項目的影響

本文認為，中部六省的房價上漲會促進城鎮(zhèn)居民消費結構升級的原因可能是近年來中部地區(qū)經濟在國家政策的扶持下逐漸崛起，城鎮(zhèn)居民的收入水平不斷提高，有房居民也越來越多。房價上漲使有房居民的實際財富增加。一方面，擁有多套住房的城鎮(zhèn)居民通過出租、出售、抵押貸款等方式獲得更多的資金；另一方面，擁有一套住房的居民在房價上漲的信心效應下，也會認為擁有的資產增加，從而增加消費。在我國城鎮(zhèn)居民家庭住房擁有率高的現實背景下，房屋持有人的財富效應所增加的消費支出抵消了擠出效應削減的消費，使得中部地區(qū)的房價上漲整體上會促進城鎮(zhèn)居民的消費結構升級。

3.不同省份房價波動對城鎮(zhèn)居民消費結構升級的差異性影響。區(qū)域經濟發(fā)展存在不平衡性，區(qū)域房價與居民消費結構也存在較大的差異，因此房價波動對消費結構升級的作用必然也會存在地區(qū)差異。接下來，本文將分別對中部地區(qū)的山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西6 個省份的具體情況進行回歸分析，估計結果如表5 所示。

表5 中部六省的房價波動對消費結構升級的影響

（1）山西、河南的房價波動會促進城鎮(zhèn)居民消費結構升級，其房價系數分別為0.123、0.181，說明房價每上漲1 個百分點，其城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數將上升0.123、0.181 個百分點。

（2）安徽、湖北、湖南和江西四省的房價波動會抑制城鎮(zhèn)居民消費結構升級，它們的房價估計系數依次為-0.148、-0.039 7、-0.072 6 和-0.038 7，說明在這四個省份中，房價每上漲1%，其城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數將分別下降-0.148%、-0.039 7%、-0.072 6%和-0.038 7%，即這四省的房價上漲對居民消費結構升級呈現抑制效應。同時影響程度具有區(qū)域差異性，這四省的消費結構升級指數受到的房價抑制作用從大到小依次為安徽、湖南、湖北、江西。造成這種現象的原因可能與本文選用的是各省份整體數據有關，每個省內部各個地區(qū)的情況不盡相同，也可能與當地居民的消費觀念、宏觀市場環(huán)境或經濟發(fā)展水平等因素有關。相對而言，這四省的經濟發(fā)展水平較好、房價和物價也較高，雖然城鎮(zhèn)居民的收入水平和消費支出的能力比較強，但是由于購房或者租房支出占比大，居民會將剩余收入更多的消費在必需型支出上，就導致消費結構升級指數相對較低。

（3）其他控制變量對城鎮(zhèn)居民消費結構升級的影響也不相同。人均可支配收入對山西、安徽、湖南消費結構升級指數的影響顯著為正，對河南和江西則為負且不顯著。政府財政支出和城鎮(zhèn)化率對六省的居民消費結構升級指數均沒有產生顯著影響。人均地區(qū)生產總值顯著地抑制了山西省的居民消費結構升級，但對其他省份的影響又不顯著。

四、結論與建議

本文基于中部六省2006—2020 年相關年度數據，構建固定效應模型，從房價上漲的視角探討了近年來我國中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費結構升級緩慢的原因，主要得到以下結論：

第一，全樣本回歸結果表明，中部地區(qū)房價每增加1%，城鎮(zhèn)居民的消費結構升級指數上升0.06%，即房價上漲會促進城鎮(zhèn)居民的消費結構升級，且房價上漲對醫(yī)療保健、文教娛樂、交通通信等升級型消費支出的影響存在明顯差異。

第二，分省份估計結果顯示，房價波動對中部地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費結構升級的作用存在地區(qū)差異且影響不顯著，山西、河南的房價波動會促進城鎮(zhèn)居民消費結構升級，房價每上漲1 個百分點，其城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數將上升0.123 和0.181個百分點；安徽、湖北、湖南和江西則會抑制城鎮(zhèn)居民消費結構升級，房價每上漲1%，其城鎮(zhèn)居民消費結構升級指數將分別下降-0.148%、-0.039 7%、-0.072 6%和-0.038 7%。

基于上述研究結論，本文提出以下建議：（1）加大對房價的調控力度。中部地區(qū)應全面落實因城施策、穩(wěn)地價、穩(wěn)房價、穩(wěn)預期的長效管理調控機制，繼續(xù)采取宏觀調控手段，積極化解房地產市場庫存，穩(wěn)定房價，促進房地產市場平穩(wěn)健康發(fā)展。（2）堅定不移貫徹落實中部地區(qū)高質量發(fā)展戰(zhàn)略。中部地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢明顯，是中國長江經濟帶、黃河流域生態(tài)保護和高質量發(fā)展的重要承載。中部各個省份應堅定不移地貫徹落實中部地區(qū)高質量發(fā)展戰(zhàn)略，響應國家政策積極推動中部地區(qū)經濟平衡、充分發(fā)展，進一步發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢，全面促進居民消費，進而優(yōu)化和升級居民的消費結構，拓寬投資空間，形成新的經濟增長極。（3）提高居民收入水平。從以上分析可以看出，在控制變量中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對居民消費結構升級的影響始終占據主導地位，說明居民收入水平會在很大程度上影響房價財富效應的發(fā)揮。因此要想提高居民消費，關鍵在于提高居民收入。對此國家應持續(xù)深化改革收入分配制度，調節(jié)、縮減居民收入差距；各地方政府也應積極制定相關政策措施推動區(qū)域經濟的高質量發(fā)展，提高居民實際收入，釋放居民消費潛力，促進消費結構的升級。