袁微 黃蓉

內(nèi)容提要：房屋拆遷事件在快速發(fā)展的國家極為普遍，但其對于當事家庭經(jīng)濟行為產(chǎn)生影響的認識還不能僅僅停留在一般經(jīng)驗感知的層面，其作用機理、影響因素需要深入分析，作用效果也需要檢驗，以利于指導、引導家庭合理管理相關財富，也為政府部門的相關工作提供理論參考，促進社會和諧、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《中國家庭金融調(diào)查》微觀數(shù)據(jù)，實證考察房屋拆遷對家庭消費的影響機制。在排除樣本自選擇問題的基礎上，經(jīng)實證檢驗得到的穩(wěn)健研究結(jié)果表明：房屋拆遷顯著提高家庭的消費，即拆遷家庭的消費顯著高于非拆遷家庭。但是，該影響作用不僅受到家庭財富的顯著正向調(diào)節(jié)，而且受到健康狀況的顯著正向調(diào)節(jié)。進一步的異質(zhì)性研究表明：相對于非拆遷家庭，房屋拆遷顯著提高有房拆遷家庭的消費，卻并未顯著提高無房拆遷家庭的消費。

關鍵詞：房屋拆遷;家庭消費;家庭財富;健康狀況;心理賬戶;資源保存理論

中圖分類號：F0632 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2018）03-0067-09

收稿日期：2017-12-27

作者簡介：袁微（1990-），女，湖南永州人，上海財經(jīng)大學商學院博士研究生，研究方向：消費者行為學;黃蓉（1973-），女，長沙人，上海財經(jīng)大學商學院副教授，博士生導師，管理學博士，研究方向：消費者行為學。

基金項目：國家自然科學基金項目，項目編號：71472115;上海財經(jīng)大學研究生創(chuàng)新基金項目，項目編號：2017110403。

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

一、理論分析與研究假設

（一）、房屋拆遷與家庭消費

心理賬戶（Mental Account）是個體和家庭在進行經(jīng)濟決策時，從心理上對財富的來源和支付方式進行編碼、記錄、分類和估價的心理認知過程（李愛梅等，2014）。它對來源方式不同的金錢賦予不同估價，使個體心中產(chǎn)生“此錢非彼錢”感受（Sonan & Cheema，2001），從而影響個體理性決策。Ran（1999）依據(jù)金錢來源方式，將心理賬戶劃分為意外收入和固定收入兩類。固定收入是個體勞動所得，它“來之不易”，實屬意料之中的收入;相反，意外收入是個體非勞動所得，它更貼近于“不勞而獲”，實屬意料之外的收入（Ran，1999）。由于二者在個體付出的努力程度和獲取難度兩方面存在顯著差異，所以個體往往對“來之不易”的固定收入估價更高，而對“不勞而獲”的意外收入估價更低（李愛梅等，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“那些對個體有價值的東西，或能為個體帶來這些有價值的東西的方式”。他認為，越珍貴的資源獲得的難度就越大，個體對其損失就越為敏感。資源保存理論假設：個體總傾向于努力維持、保護或構(gòu)建那些自身認為珍貴的資源，而這些資源潛在或?qū)嶋H的損失對個體而言是一種威脅。固定收入“來之不易”，它在個體心中擁有較高感知價值;對個體而言，固定收入實屬珍貴資源，個體對其損失極為敏感。相反，意外收入貼近“不勞而獲”，它在個體心中擁有較低感知價值;對個體而言，意外收入實屬非珍貴資源，對其損失敏感度低。個體傾向于將固定收入用于儲蓄，將意外收入用于消費;在消費過程中，個體用意外收入進行消費時表現(xiàn)更為隨意，用固定收入進行消費時表現(xiàn)更為謹慎（李愛梅等，2014）。

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

假設1：房屋拆遷顯著提高家庭消費。

（二）房屋拆遷、家庭財富與家庭消費

當個體資源豐富時，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;相反，當個體資源匱乏時，則易于遭受資源損失引發(fā)的壓力，并且此壓力會加速資源損失（Dohrenwend，1978）。財富屬于能源性資源，它是能幫助個體獲取物質(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）。消費是一種變相的財富損失。當個體擁有較多財富時，則個體不懼怕財富遭受損失，并且對財富損失持有較高心理承受能力;相反，當個體擁有較少財富時，則個體懼怕財富遭受損失，并且對財富損失持有較低心理承受能力。由此類推，在消費過程中，家庭擁有越多財富，其越不易于受到財富損失的約束，其更傾向于將更多財富用于消費;相反，家庭擁有越少財富，其越易于受到財富損失的約束，其更傾向于將更少財富用于消費。由此可見，家庭財富對家庭消費存在顯著正向影響（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償額②。在其他條件一致的情況下③，經(jīng)歷過房屋拆遷的家庭（即拆遷家庭）在財富擁有量方面顯著高于沒有經(jīng)歷過房屋拆遷的家庭（即非拆遷家庭）。本文提出第二個假設：

假設2：家庭財富在房屋拆遷與家庭消費關系中起顯著正向調(diào)節(jié)作用。

（三）房屋拆遷、健康狀況與家庭消費

健康與財富之間的關系可以表述為三種情況：第一種情況，健康狀況變化影響財富量變化;第二種情況，財富量變化影響健康狀況;第三種情況，其他因素同時影響健康狀況和財富量（吳衛(wèi)星等，2011）④。Michaud & Soest（2008）實證研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況顯著影響財富量，但是財富量對健康狀況影響不顯著。Rosen & Wu（2004）指出，健康狀況影響家庭消費。對于健康狀況、財富量和家庭消費三者的關系，Berkowitz & Qiu（2006）通過實證研究揭示，健康狀況和家庭消費之間并無直接聯(lián)系，但是健康狀況可以通過影響財富擁有量間接對家庭消費產(chǎn)生影響。由此可見，健康狀況影響家庭消費依賴于家庭財富狀況（何興強和史衛(wèi)，2014）。

Kadiyala等（2011）通過對面板數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，家庭主要成員的死亡不僅顯著負向影響家庭消費水平，而且顯著負向影響家庭消費結(jié)構(gòu)，并且其負效應在貧困家庭消費上體現(xiàn)更為明顯。除此之外，還有眾多學者研究發(fā)現(xiàn)健康沖擊對家庭消費存在顯著負向影響（Wagstaff，2005; Islam & Maitra，2012）。為保存財富量以應對健康沖擊，家庭傾向于降低消費。但是在降低消費的傾向性方面，財富量豐富的家庭顯著低于財富量匱乏的家庭。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富。因此，為保存財富量以應對健康沖擊，在降低消費的傾向性方面，財富量相對較多的拆遷家庭明顯低于財富量相對較少的非拆遷家庭。本文提出第三個假設：

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

二、數(shù)據(jù)描述、變量定義和模型設定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2011年《中國家庭金融調(diào)查》（China Household Finance Survey， 簡稱CHFS）⑤。CHFS（2011）是由西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織調(diào)研，它以隨機抽樣的方法訪問被調(diào)查者，被調(diào)查者的足跡遍布全國25個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、80個縣和320個社區(qū)。本文從該調(diào)查中提取有關房屋拆遷、家庭消費、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.被解釋變量的說明

家庭消費是本文設置的被解釋變量。本文用CHFS（2011）問卷調(diào)查中的消費性支出（單位：萬元）衡量家庭消費。其中消費性支出主要包含伙食費、住房租金、家政服務費、教育培訓費、和衣著飾品費等消費。

2.核心解釋變量的說明

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

3.調(diào)節(jié)變量的說明

本文選取的調(diào)節(jié)變量有兩個，它們分別是家庭財富和健康狀況。其中，家庭財富主要包含金融和非金融資產(chǎn)兩部分，本文將家庭財富加1后，再取自然對數(shù)。對于健康狀況的界定，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.控制變量的說明

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

（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。指戶主的實際年齡。

（5）戶主教育年限。0代表從未上過學，6代表小學，9代表初中，12代表高中，13代表中?；蚵毟撸?5代表大專或高職，16代表大學本科，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，本文還對省份虛變量進行控制。

（三）模型設定

1.主效應模型設定

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模型進行實證檢驗，可是會導致研究結(jié)果產(chǎn)生偏誤。對此，為確保研究結(jié)果的準確性，本文采用PSM方法進行實證檢驗。

但是考慮到PSM方法無法驗證調(diào)節(jié)效應，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，在進行實證檢驗之前先采用PSM方法篩選數(shù)據(jù)，然后再基于排除選擇偏差的樣本進行相關實證檢驗。

總而言之，本文主要采用以上兩種方法檢驗主效應。首先，本文用PSM方法檢驗拆遷家庭和非拆遷家庭二者在消費上的差異性;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)特征的基礎上，構(gòu)建如下模型（1）。通過對比基于兩種不同方法得到的結(jié)果，可以判別主效應結(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，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指每一個家庭;ε為隨機擾動項。

2.調(diào)節(jié)效應模型設定

為檢驗家庭財富是否對房屋拆遷與家庭消費之間的關系具有調(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）的基礎上，引入共同經(jīng)過中心化處理的核心解釋變量房屋拆遷和家庭財富的交互項。同時，為檢驗健康狀況是否也對房屋拆遷與家庭消費之間的關系具有調(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）的基礎上，引入共同經(jīng)過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。本文事先對以上變量進行中心化處理，其目的為了避免在模型中引入二者的交互項之后會出現(xiàn)多重共線性問題。構(gòu)建的調(diào)節(jié)效應模型如下：

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)過中心化處理之后的核心解釋變量房屋拆遷;Wea_z為經(jīng)過中心化處理之后的調(diào)節(jié)變量家庭財富;Hea_z為經(jīng)過中心化處理之后的調(diào)節(jié)變量健康狀況;X等設定如式（1）。

（四）描述性統(tǒng)計與相關性分析

表1是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，結(jié)果顯示，家庭消費的均值是1490，房屋拆遷的均值是0096，交叉項1（即房屋拆遷與家庭財富的交叉項）的均值是負0003，交叉項2（即房屋拆遷與健康狀況的交叉項）的均值是0001。從表1相關性分析結(jié)果來看，房屋拆遷與家庭消費（p<001）、交叉項1（p<01）和交叉項2（p<005）均顯著正相關;交叉項1與家庭消費（p<001）顯著正相關;交叉項2與家庭消費（p<005）顯著正相關。為進一步分析上述變量之間的關系，下文將做進一步檢驗。

三、實證結(jié)果與討論

（一）主效應檢驗結(jié)果

根據(jù)顯著性水平為10%的逐步回歸法得到的估計結(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、家庭財富以及城市虛變量。通過處理，本文最終保留3851個樣本。其中，370個樣本為拆遷家庭，3481個樣本為非拆遷家庭。采用PSM模型最為常用的“最近鄰匹配方法”⑧（Nearest Neighbor Matching），對拆遷家庭組和非拆遷家庭組的傾向得分值（即PS值）進行1：1的匹配，其匹配效果同時滿足平衡性假設（Balance Test）和共同支撐假設（Common Support）。表2是采用“最近鄰匹配方法”得到的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，ATT的統(tǒng)計量T值為204，表明在5%的顯著性水平下，房屋拆遷與家庭消費顯著正相關，即房屋拆遷顯著提高家庭消費。此結(jié)果驗證了本文的假設1。

雖然以上方法能在一定程度上確保研究結(jié)果的準確性，但是其也存在一個弊端，即此方法無法檢驗調(diào)節(jié)效應。為檢驗調(diào)節(jié)效應，同時為檢驗上述主效應結(jié)果的穩(wěn)健性，本文基于采用PSM方法篩選后的數(shù)據(jù)，分別利用設定的式（1）-式（4）進行相關實證檢驗。

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顯著正相關（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顯著正相關（beta=0409，p<001）。以上結(jié)果說明，無論是否控制省份虛變量，房屋拆遷均與家庭消費顯著正相關，即房屋拆遷顯著提高家庭消費。此結(jié)果與表2的結(jié)果保持一致。這也再次驗證本文的假設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源方式存在差異。非拆遷家庭的金錢來源方式是固定收入，而拆遷家庭除了固定收入還有意外收入（指拆遷補償額）。在心理賬戶作用下，家庭對固定收入的估計價值遠遠高于意外收入，形成“此錢非彼錢”意識。在此意識進一步作用下，家庭更傾向于將“不值錢”的意外收入用于消費。正因如此，拆遷家庭和非拆遷家庭在消費方面出現(xiàn)顯著差異，表現(xiàn)為拆遷家庭要比非拆遷家庭消費更多。

（二）調(diào)節(jié)效應的檢驗結(jié)果

表3中的列（3）結(jié)果顯示，房屋拆遷與家庭財富的交互項與家庭消費顯著正相關（beta=0660，p<001）;列（4）結(jié)果顯示，房屋拆遷與健康狀況的交互項與家庭消費顯著正相關（beta=0723，p<01）;列（5）房屋拆遷與家庭財富的交互項與家庭消費顯著正相關（beta=0693，p<001），同時房屋拆遷與健康狀況的交互項與家庭消費也顯著正相關（beta=1014，p<005）。以上結(jié)果說明，家庭財富和健康狀況均對房屋拆遷與家庭消費的關系具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。具體來講，一方面，相對于非拆遷家庭，拆遷家庭擁有越多的財富，拆遷家庭消費的越多;另一方面，對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。至此，本文的假設2和假設3均得到驗證。導致以上結(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富擁有量方面出現(xiàn)顯著差異。具體來講：（1）財富屬于能源性資源。家庭擁有的財富越多，其越不易于受到財富損失的約束。由于房屋拆遷使得拆遷家庭要比非拆遷家庭擁有更多財富，所以拆遷家庭受到的財富損失約束明顯少于非拆遷家庭。消費是一種變相的財富損失。在財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富用于消費。（2）健康沖擊對家庭消費存在顯著負向影響，但是該影響效應卻依賴于家庭財富狀況。為保存財富量以應對健康沖擊，家庭傾向于降低消費。但是在降低消費的傾向性方面，財富量豐富的家庭顯著低于財富量匱乏的家庭。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富。因此，為保存財富量以應對健康沖擊，在降低消費的傾向性方面，財富量相對較多的拆遷家庭明顯低于財富量相對較少的非拆遷家庭。

（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，已有眾多學者從房價視角側(cè)面指出，房子影響居民消費行為（例如，顏色和朱國鐘，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，為進一步深入理解房屋拆遷與家庭消費之間的關系，本文對異質(zhì)性拆遷家庭和非拆遷家庭在消費方面的差異進行區(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整體，根據(jù)“是否擁有房子”將拆遷家庭細分為“無房拆遷家庭”和“有房拆遷家庭”。在細分的基礎上，本文利用前文構(gòu)建的式（1）分別區(qū)分非拆遷家庭與“無房拆遷家庭”以及“有房拆遷家庭”在消費方面的差異。表4是異質(zhì)性拆遷家庭和非拆遷家庭在消費方面差異對比結(jié)果。表中列（1）結(jié)果顯示，房屋拆遷與家庭消費相關不顯著（beta=-0080，p>01），即無房拆遷家庭和非拆遷家庭在消費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顯著正相關（beta=0332，p<001），即有房拆遷家庭和非拆遷家庭在消費方面差異顯著，前者要比后者多消費約3330元。

以上結(jié)果說明，雖然房屋拆遷能顯著提高家庭消費（前文已經(jīng)證實），但是該效應受到拆遷家庭房屋情況的影響。確切來說，相對于非拆遷家庭而言，房屋拆遷顯著提高了有房拆遷家庭的消費，卻并未顯著提高無房拆遷家庭的消費。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償額，使得拆遷家庭要比非拆遷家庭擁有更多財富，但是拆遷家庭也因此喪失房子。房子對家庭而言至關重要。吳曉瑜等（2014）指出，住房被認為是體現(xiàn)社會地位最重要的物品，通常而言，擁有住房是結(jié)婚的一個必要條件。對于無房拆遷家庭，這類家庭很有可能會為未來購置新房產(chǎn)而選擇將拆遷補償額暫時儲蓄起來。此時，無房拆遷家庭對意外收入——拆遷補償額的估計價值發(fā)生變化。其表現(xiàn)在估計價值方面，意外收入與固定收入差異不顯著。對此，無房拆遷家庭同非拆遷家庭一樣，二者均不傾向于將財富用于消費，則二者在消費方面差異不顯著。對于有房拆遷家庭，這類家庭可能不需要為未來購置新房產(chǎn)而進行儲蓄。拆遷補償額屬于意外收入。由于有房拆遷家庭對此意外收入的估計價值要低于固定收入，所以該類家庭更傾向于將“不值錢”的意外收入用于消費。然而，非拆遷家庭因金錢來源方式是固定收入，對固定收入估計價值高，則其不傾向于將“值錢”的固定收入用于消費。正因如此，有房拆遷家庭和非拆遷家庭在消費方面出現(xiàn)顯著差異，具體表現(xiàn)為前者要顯著比后者消費更多。

四、穩(wěn)健性檢驗

為驗證研究結(jié)論的可靠性，本文從以下兩個方面展開穩(wěn)健性檢驗。

（一）更改模型設定

本文基于前輩們的經(jīng)驗證據(jù)，同時依據(jù)數(shù)據(jù)可得性原則，在模型設定中控制了若干有關個體、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題致使研究結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文在原先的模型設定中加入額外的控制變量以進行穩(wěn)健性檢驗。鑒于戶口狀況、家庭成員數(shù)和社會保險狀況均可能會影響家庭消費。對此，本文在前文構(gòu)建的模型中，將“戶口狀況”、“家庭成員數(shù)”和“社會保險狀況”三個變量作為新的控制變量。其中，對于戶口狀況的界定，本文用1代表農(nóng)業(yè)戶口，用0代表非農(nóng)戶口。對于家庭成員數(shù)，其主要指家庭總的成員數(shù)量。對于社會保險的界定，本文參照吳衛(wèi)星等（2011）做法，若家庭參加社會醫(yī)療保險或商業(yè)健康保險中的任何一項保險，則視為家庭持有社會保險，并賦值為1;否則視為家庭不持有社會保險，并賦值為0。

（二）內(nèi)生性檢驗

雖然房屋拆遷是國家政策下的產(chǎn)物，從表面來看其為外生解釋變量。但是結(jié)合我國以往有關房屋拆遷的狀況來看，房屋拆遷在本文的模型設定中可能是一個內(nèi)生解釋變量。其原因是，房屋拆遷可能與家庭消費之間存在反向因果關系。在理論分析與研究假設部分，本文已經(jīng)論證房屋拆遷顯著提高了家庭消費水平。相反，家庭消費水平也可能會影響家庭房屋拆遷決策⑨。具體來看，家庭是否需要依靠房屋拆遷以獲得拆遷補償額來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)生活水平需要通過金錢消費來保障或提升。消費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，則該家庭的消費水平也較高。因此，家庭消費水平對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水平;相反，家庭消費水平又影響房屋拆遷。這說明房屋拆遷與家庭消費水平之間可能存在反向因果關系。鑒于反向因果關系可能會導致內(nèi)生性問題，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。另一方面，教育年數(shù)、性別、家庭收入和家庭財產(chǎn)等有關個體或家庭特征的因素，可能會直接影響家庭消費水平。然而，各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量作為一個省市級層面非個體或家庭特征因素，其可能不會直接影響家庭消費水平。由此可見，各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量符合工具變量的兩個要求⑩。此外，通過弱工具識別檢驗和外生性檢驗，本文證實各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量是一個有效且強的工具變量。

表5匯報了穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果。無論是采用更改后的模型設定得到的回歸結(jié)果，還是內(nèi)生性檢驗得到的回歸結(jié)果，二者均一致顯示：（1）房屋拆遷與家庭消費顯著正相關，假設1同樣得到支持;（2）房屋拆遷與家庭財產(chǎn)的交叉項與家庭消費顯著正相關，即家庭財產(chǎn)對房屋拆遷與家庭消費之間的關系具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設2同樣得到支持;（3）房屋拆遷與健康狀況的交叉項與家庭消費顯著正相關，即健康狀況對房屋拆遷與家庭消費之間的關系具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設3同樣得到支持。

五、結(jié)論與啟示

房屋拆遷問題不僅關系著社會和諧、穩(wěn)定與發(fā)展，還關系著新常態(tài)下經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型與可持續(xù)發(fā)展。因此，房屋拆遷對家庭經(jīng)濟行為，尤其是對家庭消費的影響應受到學術(shù)界和社會的關注。本文基于心理賬戶和資源保存理論，采用PSM方法對從《中國家庭金融調(diào)查》提取的數(shù)據(jù)進行篩選，在排除樣本自選擇問題的基礎上，得到的研究結(jié)果表明：房屋拆遷顯著提高家庭的消費，但是該影響效應受到家庭財富和健康狀況的顯著正向調(diào)節(jié)。導致以上結(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源方式和金錢擁有量方面出現(xiàn)顯著差異。此外，為進一步揭示房屋拆遷和家庭消費的關系，本文還進行異質(zhì)性研究，研究結(jié)果顯示：相對于非拆遷家庭，房屋拆遷顯著提高有房拆遷家庭的消費，卻并未顯著提高無房拆遷家庭的消費?？偠灾?，基于不同的模型設定和不同檢驗方法，得到的估計結(jié)果均保持一致，并且其穩(wěn)健的研究結(jié)果均驗證本文提出的三個假設。

本文的政策啟示主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，研究結(jié)果表明，拆遷家庭要比非拆遷家庭顯著消費更多。鑒于此，國家可以改善消費環(huán)境，為拆遷家庭提供更好的消費環(huán)境，從而刺激拆遷家庭消費、提高企業(yè)收益和推動國內(nèi)消費水平。第二，研究證實，家庭財富和健康狀況均對房屋拆遷與家庭消費之間的關系起顯著正向調(diào)節(jié)作用。因此，要促進消費市場的繁榮和發(fā)展，一方面我國需要深化收入分配制度改革，提高居民收入和財富水平;另一方面，鑒于醫(yī)療保險能有效降低健康沖擊（例如，白重恩等，2012），我國政府部門可以從社會保險制度為切入點，致力于促進社會保險制度的完善和發(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更多，而無房拆遷家庭與非拆遷家庭在消費方面差異不顯著。由此可見，在拆遷沖擊的條件下，住房依然是影響家庭消費的重要因素。對此，要刺激家庭消費，我國政府依然要關注房價問題。

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償額的情況，而不考慮拆遷家庭因房屋拆遷而無法獲得任何拆遷補償額這種特殊情況。其中，對于房屋拆遷而給予住房補償或其他補償這種情況，其也是在本文考慮范圍之內(nèi)。其原因是，住房補償也可以屬于財富補償。

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償額外，拆遷家庭和非拆遷家庭在財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 詳見西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(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償。雖然房屋拆遷計劃是國家相關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劃，或選擇不服從政府部門的拆遷家庭。由此可見，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)果會導致研究結(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）方法進行實證分析，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，國家相關部門在某地區(qū)實施房屋拆遷計劃。在此情況下，位于拆遷計劃內(nèi)的區(qū)域的家庭是選擇遵從該拆遷計劃，成為拆遷家庭？還是選擇拒絕遵從該拆遷計劃，成為釘子戶？這兩種不同的選擇或決定則構(gòu)成這里所說的房屋拆遷決策。

⑩ 尋找的工具變量應滿足以下兩個要求：第一，尋找的工具變量與內(nèi)生解釋變量高相關;第二，尋找的工具變量與隨機擾動項低相關。

參考文獻：

[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)療保險與消費：來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2012（2）：41-53.

[15]柴國俊. 房屋拆遷能夠提高家庭消費水平嗎？——基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟評論，2014（2）：41-51.

[16]何興強，史衛(wèi). 健康風險與城鎮(zhèn)居民家庭消費[J].經(jīng)濟研究，2014，49（5）：34-48.

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

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

[19]李愛梅，李斌，許華，等.心理賬戶的認知標簽與情緒標簽對消費決策行為的影響[J].心理學報，2014（7）：976-986.

[20]李愛梅，凌文輇，方俐洛，等.中國人心理賬戶的內(nèi)隱結(jié)構(gòu)[J].心理學報，2007（4）：706-714.

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

[22]吳曉瑜，王敏，李力行. 中國的高房價是否阻礙了創(chuàng)業(yè)？[J].經(jīng)濟研究，2014，49（9）：121-134.

[23]顏色，朱國鐘.“房奴效應”還是“財富效應”？——房價上漲對國民消費影響的一個理論分析[J].管理世界，2013（3）：34-47.

[24]張大永，曹紅. 家庭財富與消費：基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J].經(jīng)濟研究，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