房產財富對家庭消費影響異質性研究

王藝++李娜

◆ 中圖分類號：F063.4 文獻標識碼：A

內容摘要：基于我國城市居民消費金融調查數據，本文探討了房產對城鎮居民家庭消費的影響，并對其中存在的異質性進行了深入討論。研究發現：擁有房產的家庭其總消費較無房家庭高；房產總值對家庭總消費及食品消費具有顯著的正向影響，房產財富消費彈性小于金融資產；房產對總消費水平更高的家庭影響大于總消費水平低的家庭；房產數量越多，房產總值對家庭總消費的影響越小。政府在制定拉動需求的政策時，應充分考慮房產對家庭消費的影響。

關鍵詞：房產 財富效應 家庭消費

改革開放以來，我國取得了舉世矚目的經濟成就，但消費不足已經成為我國經濟發展的掣肘。數據顯示，1978-2013年，居民消費率從48.8%下降到33.6%。中國宏觀經濟“新常態”大背景下，需要轉變經濟增長方式，而如何有效擴大國內居民消費是實現增長方式轉變的關鍵。2007-2009年金融危機沖擊的高峰期間，美國房價下跌引發一系列問題，并波及多個國家和地區，此次危機中顯示出來的房產財富效應引起學界高度關注。所謂的財富效應是指居民資產價值的變動對于居民消費需求的影響。房產是城鎮居民家庭最重要的財產形式，當前我國城鎮居民房產在其家庭總資產的比重達到60.9%，房產對居民家庭消費也有重要的影響，房產財富效應表現出特定的異質性，需要做深入的探討。因此，在擴大內需的宏觀經濟背景下，弄清楚房產財富效應并檢驗其可能存在的異質性，對擴大內需具有重要政策含義。

文獻綜述

資產對消費影響的研究在經濟和金融研究領域中占據重要的地位。經典的生命周期消費理論（LCH）和持久收入假說（PIH）均認為資產是影響消費的重要因素。Hall（1978）將LCH對未來預期的強調和PIH對人口統計變量的強調兩個特點結合起來，同時結合理性預期理論，創立了LC-PIH模型。式（1）為LC-PIH模型的簡化形式。

C=aW+bYP，a>0，b<1 （1）

其中C表示消費，YP表示永久性收入，W表示消費者擁有的凈財富。

國外關于房產財富效應的研究開展的較早，成果比較豐富。Engelhardt（1996）以PSID數據庫中年齡在65周歲以下擁有房產的家庭的數據，估計得出美國中等收入家庭房地產收益的邊際消費傾向為0.03。Benjamin et al.（2004）運用美國1952-2001年的數據，得出房地產財富的邊際消費傾向為0.08，比Engelhardt（1996）得出的數值大。國外關于房產財富效應的研究主要集中分析發達國家的問題。

國內關于房產財富效應的研究起步較晚，受制于微觀數據的限制，早期研究主要是基于宏觀數據，如胡振等（2015）利用1985-2005年宏觀數據，分析城鎮居民資產的財富效應，發現住房資產的財富效應大于金融資產的財富效應，但兩者差別不大。王柏杰等（2010）利用2003-2010年省際面板數據，利用工具變量法考察了房地產財富的短期和長期消費效應，實證結果顯示：我國房地產財富的總體短期消費效應為0.11，長期消費效應則為0.29。張大永和曹紅（2012）利用CHFS數據庫的詳細微觀數據分析了房產的財富效應，發現房產對居民消費存在顯著的正向影響，且房產比金融資產的財富效應更大。解堊（2012）分析了房產對耐用消費品和非耐用消費品消費的影響，證實房產的消費彈性在0.07-0.09之間，城市家庭的房產消費彈性高于農村家庭。李濤和陳斌開（2014）基于國家統計局的中國城鎮居民家庭調查數據詳細分析了房產對居民消費的影響，發現房產的資產效應相對微弱?？梢园l現國內研究多使用宏觀數據，宏觀數據存在的問題是難以對理論的有效性進行驗證，這就是所謂的宏觀數據的“可加性”難題，因此使用宏觀數據得出的結論值得商榷。當前僅有的利用微觀數據的研究，往往對家庭房產財富效應異質性的探討不足，需要進一步的加強研究。

模型、數據與變量

（一）模型

本研究的模型借鑒方程式（1）的形式，采取如下兩個模型來分析房產的財富效應。式（2）用來檢驗房產財富效應是否存在，式（2）中被解釋變量C表示家庭消費，DH表示是否有房屋，是一個啞變量，持有自有房產記為1，否則為0，X表示控制變量，如收入、金融資產、其它資產等。

LnCi=α0+α1DHi+βXi+εi （2）

如果房產財富效應存在，則有房家庭和無房家庭應存在顯著的差異。模型（3）用來檢驗房產財富效應的大小，我國經濟發展存在顯著的不平衡性，因此需要檢驗整體房產財富效應的大小，也需檢驗房產財富效應的地區差異性。式（3）中被解釋變量C是家庭消費，解釋變量中，H表示房產價值，X同式（2）表示控制變量。

LnCi=α0+α1Hi+βXi+εi （3）

（二）數據

本文的數據使用清華大學2012年在全國范圍內開展的城市居民消費金融研究調研數據（該調研主要依托于清華大學中國金融研究中心廖理主持的國家自然科學基金重大課題“中國城市居民消費金融研究”，項目編號71232003），調研共選擇24個具有代表性的地級以上城市，采取隨機抽樣的辦法進行抽樣，共收集有效樣本3122份，其中東部地區1180份、中部地區992份、西部地區950份。該調研是當前在國內可以公開獲得的比較新的數據，樣本量較大，具有較好的代表性。樣本城市覆蓋東北、華北、華東、華南、華中、西北、西南地區。此次數據收集了豐富的個人和家庭信息，內容涉及到家庭基本信息、家庭金融行為、金融消費者保護、金融知識、家庭金融教育、家庭經濟狀況、消費習慣和生活態度，共計七個部分。樣本的人口統計學特征與2010年全國第六次人口普查比較接近，具有較好的代表性，本研究所有的數據處理工作主要使用Stata11.0來完成。

表1是樣本數據的描述性統計分析?？梢钥闯黾彝ツ晗M總額為6.0萬元，其中食品支出為1.5萬元。從樣本家庭資產結構看，房產是家庭最重要的資產形式，房產總值為115.7萬元，遠高于非房產資產。非房產資產平均額度約為60.1萬元，其中金融資產為28.6萬元。是否擁有房產這一虛擬變量的均值為0.9，可見有房家庭占的比重更高，戶均房產套數為1.3。家庭人口規模是3.1，可知三口之家是主流的家庭人口結構模式。

（三）變量

本研究的被解釋變量是家庭消費，既包括總消費，也包括家庭食品消費和非食品消費。核心解釋變量是家庭房產。在文獻梳理的過程中發現，影響家庭消費的因素即本文模型中的控制變量，主要包括以下幾類：家庭收入、非房產資產總額、家庭人口規模、戶主年齡、戶主職業、收入預期、學歷等。

房產財富效應的實證分析

（一）房產財富效應存在性檢驗

首先檢驗房產財富效應是否存在。采取如下思路：將房產擁有情況設置為啞變量，擁有房產賦值為1，否則為0，在既有文獻支撐的基礎上選擇控制變量，然后進行回歸，如果房產虛擬變量的影響是顯著的，則說明房產的財富效應是存在的，反之則不存在。同時，考慮到我國經濟的地域差異特征，將樣本家庭按照地域分成東部、中部和西部三個子樣本進行回歸。此外，考慮到省會城市和非省會城市經濟發展水平的差距，將樣本分成省會城市和非省會城市再次進行回歸。這樣可以對房產財富效應存在性進行更細致的刻畫。

表2是房產財富效應存在性的檢驗結果。從中可以看出，不管是全部樣本還是分東部、中部及西部的子樣本，dummyhouse的回歸系數在全部樣本中為正，且在1%的水平下顯著。在東部地區樣本中也顯著為正，在中部地區樣本中房產對家庭消費存在正效應，且在1%的水平下顯著。在西部地區樣本中對消費的影響效應為正，但不顯著。此外，省會城市和非省會城市樣本家庭房產財富效應均是顯著的，且非省會城市的房產影響力度更大。從表2中還可以看出，家庭年收入對家庭消費的影響是最大的，非房產資產及家庭人口規模對消費的影響也均顯著為正。

（二）房產財富效應的檢驗

1.房產財富效應：區域差異。表2僅將房產設定為虛擬變量，僅能檢驗房產財富效應的存在性，但不能看出房產財富效應的大小。本文利用房產價值表征房產財富，來檢驗其對家庭消費的影響。與表2對子樣本分類的思路一致，既考察東部、中部和西部的房產財富效應大小，同時進一步驗證房產財富效應在省會城市和非省會城市之間的差異?；貧w結果如表3所示。

從表3中可以看出，房產總值對家庭消費的影響顯著為正，且在5%的水平下顯著。房產對消費的顯著的正向影響在東部和西部也存在，但在中部影響效應雖然為正，卻并不顯著。在西部地區的影響效應大于東部和西部地區。全樣本的房產財富消費彈性小于金融資產，東部地區房產消費彈性大于金融資產，而中部和西部則是房產消費彈性小于金融資產。從省會城市和非省會城市來看，房產對家庭消費的影響也均是顯著的。

表2、表3中有關房產對家庭消費的影響均為均值回歸，沒有考慮在不同消費水平上，房產對消費的影響可能發生結構上的改變，那么在不同的家庭總消費和食品消費水平上，房產對消費的影響呈現出怎樣的特征？分位數回歸可以實現這一目標。圖1是根據分位數回歸結果做出的折線圖，控制變量與式（3）中的相同?？梢钥闯觯慨a對家庭總消費的影響隨著分位點的變動呈現出單調遞減的變動趨勢，即房產對總消費水平高的家庭影響較總消費水平低的家庭的影響要小。對食品消費影響的趨勢與總消費不同，隨著分點的大小，整體呈現先上升后下降再上升的波動特征。

2.房產財富效應：總消費與食品消費。下文驗證房產對家庭總消費和食品消費的影響是否存在差異。由表3可知，房產與其它資產整體上對家庭消費存在顯著的影響，需要進一步分析其它資產和房產對消費的協同作用效果，這里引入房產虛擬變量與金融資產和其它資產的交互項。

表4給出了回歸結果?；貧w結果（1）顯示的是不考慮房產虛擬變量和金融資產與其它資產的交互項，回歸結果（2）是僅考慮房產虛擬變量與金融資產的交互作用，回歸結果（3）是僅考慮房產虛擬變量與其它資產的交互項。表4最后三列考察的是房產對家庭食品消費的影響，回歸結果（4）-（6）房產虛擬變量與金融資產和其它資產的交互作用的選擇，和回歸結果（1）-（3）一樣。可以看出在對總消費的影響上，在控制房產虛擬變量和金融資產及其它資產的交互作用后，房產總值對家庭總消費的影響依然是顯著的，同時還可以發現，回歸結果（3）中，房產虛擬變量與其它資產的交互作用也是顯著的，且顯著大于房產虛擬變量與金融資產的交互作用，說明有房的同時還具有其它資產的家庭，房產對消費的影響更加顯著。

在對食品消費的影響上，房產總值對家庭消費的影響表現出了較強的穩健性，因為回歸結果（5）和（6）分別是控制了房產虛擬變量和金融資產及其它資產交互作用后，房產總值對消費的影響均沒有發生變化。對比家庭總消費和食品消費，發現房產對食品消費的影響較總消費的影響大?？赡艿脑蚴牵何覈用穹慨a是家庭資產的主要形式，房產總值越大，家庭收入往往越高，而高收入家庭的恩格爾系數是比較低的，食品等生存型消費的比重往往也越低。

3.房產財富效應：房產套數。前面的實證研究已經證實，是否擁有房產對家庭消費存在顯著的影響，房產總值對家庭消費也具有顯著的影響，但沒有探討家庭房產套數對家庭可能存在的影響。本文將驗證房產套數對家庭消費的影響，并探討其中可能存在的異質性，分析異質性背后可能的原因。具體的做法是將樣本家庭按照房產套數進行分類，對各類子樣本進行回歸。實證結果如表5所示。

整體上看，房產數量越多，房產總值對家庭消費的影響越小。具體來看，僅擁有一套房的家庭，房產對消費的影響大于擁有兩套或三套房的家庭，但小于擁有四套房的家庭。當家庭持有不少于四套房時，房產總值對消費的影響。房產的消費彈性系數在0.001-0.030之間。還可以發現收入對擁有不同房產套數家庭消費的影響都是顯著的，且房產套數越多的家庭邊際消費傾向整體上越小。可能的原因是：對擁有多套房產的家庭而言，一般都是比較富裕的家庭，越富裕的家庭消費的絕對量越大，更強調享受型和發展型消費。

結論

本文利用清華大學中國金融研究中心（CCFR）提供的中國城市居民消費金融研究微觀數據，從微觀視角出發，定量考察了房產財富效應并分析了其中可能存在的異質性。本文選取家庭房產作為核心解釋變量，力求把握住居民家庭消費的主方向；在被解釋變量家庭消費的選取中，既包括總消費，也包括家庭食品消費和非食品消費，能夠較為完整的體現家庭消費的組合狀況。因為家庭消費受到多方面的影響，本文將家庭收入、非房產資產總額、家庭人口規模、戶主年齡、戶主職業、收入預期、學歷等作為控制變量。研究發現：一是房產對家庭消費的影響顯著為正，且在西部地區的影響效用尤為突出，在東部地區居民的房產消費彈性明顯大于金融資產；二是家庭房產總值對家庭總消費及食品消費具有顯著的正向影響，且對食品消費的影響更大，房產與其它資產交互作用對總消費的影響顯著大于房產與金融資產的交互作用；三是房產對總消費水平更高的家庭影響大于總消費水平低的家庭；四是按照房產套數對家庭進行劃分后進行實證分析，可以進一步發現，房產數量越多，房產總值對家庭總消費的影響越小。綜上分析，本文通過實證分析得到的結論是穩定的。

研究表明，我國城鎮居民自有房產持有率為92%，房產在家庭總資產中的比重達到60.9%，可見房產是城鎮居民家庭最主要的財產形式，房產對居民家庭消費的影響尤為突出。房產財富又具有其特定的異質性，把握好房產影響消費的路徑，最大程度的開發和挖掘房產對居民消費的刺激作用，對家庭消費水平的提高有明顯的促進作用。本研究的政策含義是，房產對消費具有顯著的影響，在拉動經濟更強調內需的時候，需要充分考慮居民家庭的房產持有情況，提升房產在家庭投資組合中的比率。

參考文獻：

1.胡振，楊華磊，臧日宏.家庭負債異質性與影響因素解析：中國的微觀證據[J].商業經濟與管理，2015（9）

2.王柏杰，何煉成，郭立宏.房地產價格、財富與居民消費效應—來自中國省際面板數據的證據[J].經濟學家，2011（5）

3.張大永，曹紅.家庭財富與消費：基于微觀調查數據的分析[J].經濟研究，2012（1）

4.解堊.房產和金融資產對家庭消費的影響：中國的微觀證據[J].財貿研究，2012（4）

5.李濤，陳斌開.家庭固定資產、財富效應與居民消費：來自中國城鎮家庭的經驗證據[J].經濟研究，2014（3）