□ 謝旭斌

(武漢大學(xué) 湖北 武漢 430072)

一、引言

自1998年住房改革實(shí)施以來，我國居民的房屋擁有率大幅度提升，2007年至今，我國房地產(chǎn)價(jià)格經(jīng)歷了一個(gè)快速上漲的過程，使得居民的購房負(fù)擔(dān)偏離正常收入支付水平，帶來各界人士對(duì)“高房?jī)r(jià)是否導(dǎo)致國內(nèi)高儲(chǔ)蓄、低消費(fèi)”的猜疑。房產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)從消費(fèi)品和投資品兩個(gè)角度，影響著居民的消費(fèi)。從消費(fèi)品角度來看，過高的房?jī)r(jià)會(huì)迫使消費(fèi)者減少在未來的消費(fèi)；從投資品角度來看，房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)會(huì)使得投資者的總資產(chǎn)增加，從而促進(jìn)投資者的消費(fèi)。那么在房?jī)r(jià)高速增長(zhǎng)的背景下，房產(chǎn)價(jià)值對(duì)于家庭消費(fèi)的影響究竟如何？高房?jī)r(jià)會(huì)降低還是提高家庭消費(fèi)水平呢？房產(chǎn)價(jià)格又是如何對(duì)家庭消費(fèi)水平產(chǎn)生影響的？

二、文獻(xiàn)綜述

根據(jù)生命周期理論，家庭財(cái)富的大小和財(cái)富的變動(dòng)會(huì)影響到消費(fèi)支出，房地產(chǎn)作為家庭的重要財(cái)富，當(dāng)房?jī)r(jià)波動(dòng)時(shí)，人們的財(cái)富存量發(fā)生變化，從而直接影響人們的收入分配、消費(fèi)支出和消費(fèi)決策，進(jìn)而影響總需求和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這就是房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。

國外學(xué)者針對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，研究方法主要有2種，一種方法是采用對(duì)數(shù)形式，估計(jì)房地產(chǎn)財(cái)富的消費(fèi)彈性，另一種方法是采用差分形式，估計(jì)房地產(chǎn)財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向。

在針對(duì)單類資產(chǎn)價(jià)值與消費(fèi)關(guān)系的研究中，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)基本得到確認(rèn)。Skinner(1989)[1]發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)存在顯著影響，Skinner(1996)[2]認(rèn)為房地產(chǎn)財(cái)富增加會(huì)使年輕家庭增加消費(fèi)，但對(duì)年老家庭的消費(fèi)影響不大。Engelhardt(1996)[3]采用收入動(dòng)態(tài)面板調(diào)查數(shù)據(jù)PSID(Panel Study of Income Dynamics)對(duì)住房擁有家庭的消費(fèi)與房?jī)r(jià)關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)房屋資本利得的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.03，但家庭的行為反應(yīng)存在不對(duì)稱性——資本增值時(shí)家庭消費(fèi)不變，資本減值時(shí)消費(fèi)減少。

駱祚炎(2008)[5]以1985～2006年的年度數(shù)據(jù)，采用VAR模型，分析表明，居民金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)存在，金融資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)超過住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。然而，劉旦和姚玲珍(2008)[6]研究表明，1979～1999年，我國城鎮(zhèn)住宅資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響不顯著；2000～2006年，住宅財(cái)富效應(yīng)整體上為負(fù)，即房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了抑制作用。

但是當(dāng)前在該領(lǐng)域的研究中，基本都是對(duì)于房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)總體趨勢(shì)上的影響，很少有對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)中，消費(fèi)品屬性的抑制效應(yīng)或者投資品屬性的促進(jìn)效應(yīng)分解進(jìn)行研究的研究報(bào)告或者成果。本文利用家庭金融數(shù)據(jù)庫，通過房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)和微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)基本理論作為基礎(chǔ)，構(gòu)建模型并且通過實(shí)證分析來驗(yàn)證，在房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)中存在的兩種不同的影響效應(yīng)：作為消費(fèi)品的抑制效應(yīng)和作為投資品的促進(jìn)效應(yīng)。

三、模型構(gòu)建

可以認(rèn)為家庭的總消費(fèi)由兩部分構(gòu)成，一部分用于購置房產(chǎn)，剩下的部分統(tǒng)稱為其他消費(fèi)。假設(shè)家庭現(xiàn)有的稟賦中已經(jīng)包含房產(chǎn)，我們據(jù)此構(gòu)建斯勒斯基方程式，在房地產(chǎn)價(jià)格上升的情況下，我們可以通過分解價(jià)格的變動(dòng)來進(jìn)一步了解房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。

根據(jù)斯勒斯基方程分析，當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上升時(shí)，替代效應(yīng)使得部分家庭支出從房地產(chǎn)轉(zhuǎn)向消費(fèi)性支出，消費(fèi)水平增加；一般收入效應(yīng)傾向于抑制消費(fèi)支出，但是由于先天稟賦的存在，房?jī)r(jià)上升使得消費(fèi)者所持有資產(chǎn)增加，消費(fèi)者購買力增強(qiáng)，因此收入效應(yīng)是否促進(jìn)消費(fèi)性支出取決于一般收入效應(yīng)和稟賦收入效應(yīng)誰的影響更大。綜合而言，房?jī)r(jià)變動(dòng)導(dǎo)致的消費(fèi)性支出的總變動(dòng)可以概括為：

消費(fèi)性支出的總變動(dòng)=替代效應(yīng)引起的變動(dòng)+一般收入效應(yīng)引起的變動(dòng)+稟賦收入效應(yīng)引起的變動(dòng)

在斯勒斯基方程中的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)對(duì)消費(fèi)性支出的影響，其實(shí)正好對(duì)應(yīng)了當(dāng)前關(guān)于房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)于消費(fèi)性支出影響的兩種爭(zhēng)議：房?jī)r(jià)上漲是抑制消費(fèi)還是促進(jìn)消費(fèi)？從模型中可以看出，這其實(shí)取決于不同家庭單位對(duì)于三種效應(yīng)的反應(yīng)程度，三種效應(yīng)的相對(duì)大小共同決定房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)于家庭單位消費(fèi)水平的影響:對(duì)于房產(chǎn)更多的體現(xiàn)消費(fèi)品屬性的家庭，替代效應(yīng)和一般收入效應(yīng)會(huì)相對(duì)較大，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)相對(duì)較小；對(duì)于房產(chǎn)更多體現(xiàn)投資品屬性的家庭來說，其稟賦收入效應(yīng)會(huì)更加明顯，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)相對(duì)較大。

首先，為了驗(yàn)證房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)是否真的存在，我們構(gòu)建關(guān)于消費(fèi)水平和是否擁有房產(chǎn)的虛擬變量的模型(1):

lnC=a0+a1D+a2Y+a3Wnonhouse+Σa4iXi+ε

(1)

其中C表示家庭的消費(fèi)性支出；D表示家庭是否擁有自有房產(chǎn)的虛擬變量，1表示擁有房產(chǎn)，0表示不擁有；Y表示家庭的年收入；Wnonhouse表示家庭的非房屋資產(chǎn)，X表示各控制變量，包括家庭成員個(gè)數(shù)、戶主性別、民族、年齡、文化程度、政治面貌、是否農(nóng)業(yè)戶口、婚姻狀況、工作狀況、有無企業(yè)年金、身體狀況、去年是否失業(yè)等。

在模型(1)的基礎(chǔ)上，我們可以進(jìn)一步探討房產(chǎn)價(jià)值和消費(fèi)性支出之間的相關(guān)關(guān)系，其回歸方程可以表示為：

lnC=a0+a1lnWhouse+a2Y+a3Wnonhouse+Σa4iXi+ε

(2)

lnC=a0+a1lnWhouse+a2Y+a3Wfinancial+a4Wother+a5Wsocial+Σa6iXi+ε

(3)

在模型(2)中，主要解釋變量Whouse表示房屋資產(chǎn)，控制變量中，Wnonhouse表示非房屋資產(chǎn)，Y表示家庭年收入，該回歸方程進(jìn)一步考察房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的大小；而在模型(3)中，將非房屋資產(chǎn)分解成金融資產(chǎn)Wfinancial、其他實(shí)物資產(chǎn)Wother、社保賬戶資產(chǎn)Wsocial，分析他們對(duì)消費(fèi)影響的差異。

四、實(shí)證分析

實(shí)證分析主要有兩個(gè)部分：驗(yàn)證房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)、檢驗(yàn)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)差異性。

(一)驗(yàn)證房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)

根據(jù)模型一的設(shè)定，被解釋變量是家庭消費(fèi)水平的自然對(duì)數(shù)，主要解釋變量是是否擁有房產(chǎn)的虛擬變量D，以收入、非房屋資產(chǎn)和其他人口學(xué)特征變量作為控制變量，驗(yàn)證房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的存在，結(jié)果如表二所示。

從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，是否擁有房產(chǎn)的虛擬變量D的系數(shù)為0.241，且在1%的置信度下顯著，說明在其他條件相同的情況下，擁有房產(chǎn)的家庭消費(fèi)水平較于沒有房產(chǎn)的家庭更高。在模型一a中，非房屋資產(chǎn)被分解成了金融資產(chǎn)、其他實(shí)物資產(chǎn)和社保賬戶資產(chǎn)三個(gè)部分進(jìn)行回歸，其中，虛擬變量D的回歸系數(shù)和顯著性基本沒有變化，說明房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)確實(shí)存在。

在模型二中，被解釋變量是家庭消費(fèi)水平的自然對(duì)數(shù)，主要解釋變量是房屋資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)LNWhouse，與其他控制變量進(jìn)行回歸，用于進(jìn)一步考察房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的數(shù)量關(guān)系。從回歸結(jié)果來看，變量LNWhouse的系數(shù)為0.199，并且結(jié)果顯著，表明從樣本總體來看，房屋資產(chǎn)增加1%，家庭消費(fèi)水平將提高19.9%。

模型三在模型二的基礎(chǔ)上，將非房屋資產(chǎn)被分解成了金融資產(chǎn)、其他實(shí)物資產(chǎn)和社保賬戶資產(chǎn)三個(gè)部分進(jìn)行回歸，其中LNWhouse的系數(shù)為0.218，相比較于模型二中LNWhouse的系數(shù)其數(shù)值和顯著性變化均不大，說明該數(shù)值存在一定的穩(wěn)健性，進(jìn)一步證明了房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的存在。

表二

(二)檢驗(yàn)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)差異性

根據(jù)家庭收入和戶主年齡的不同，我們進(jìn)一步將有效樣本進(jìn)行分組，檢驗(yàn)不同組別之間的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)差異。

首先根據(jù)戶主年齡，我們將樣本分成20～35、35～50、50～65三組進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表二所示。由回歸結(jié)果可知，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在不同年齡層次之間存在明顯差異，其中，20～35歲的青年組消費(fèi)水平對(duì)于房屋資產(chǎn)變動(dòng)最明顯，其次是老年組，中年組反應(yīng)最不敏感，但是三組之間的差異不大。

其次根據(jù)家庭收入，在分位數(shù)的意義下，將樣本中收入最低的30%樣本劃入低收入組，將收入在30%～70%的樣本部分劃入中等收入組，將收入最高的70%～100%的樣本劃入高收入組，回歸結(jié)果如表三所示。從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，三個(gè)收入層次的家庭，其房屋資產(chǎn)對(duì)于消費(fèi)都有著正效應(yīng)，并且回歸系數(shù)均顯著。綜合來看，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在收入和年齡的不同組別之間存在明顯的差異性，不同組別的消費(fèi)水平對(duì)于房屋資產(chǎn)變動(dòng)的敏感性不同。

表三

五、研究結(jié)論

研究表明，房屋資產(chǎn)對(duì)于家庭消費(fèi)水平有著顯著影響，總體上表現(xiàn)為促進(jìn)作用。在本文的實(shí)證分析中，通過將非房屋資產(chǎn)拆分為金融資產(chǎn)、其他實(shí)物資產(chǎn)和社保賬戶資產(chǎn)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果表明回歸系數(shù)具有穩(wěn)健性，進(jìn)一步驗(yàn)證了房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的存在。