葉菁菁

(河南師范大學(xué) 商學(xué)院,河南 新鄉(xiāng) 453007)

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長,以消費(fèi)水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)等消費(fèi)指標(biāo)為重要表征的居民生活質(zhì)量的提升已然成為我國構(gòu)建新發(fā)展格局的戰(zhàn)略基點(diǎn)。消費(fèi)作為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行的壓艙石,是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)換和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的決定性力量?！笆奈濉币?guī)劃綱要和《擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要(2022—2035年)》強(qiáng)調(diào)要促進(jìn)消費(fèi)擴(kuò)容提質(zhì)升級(jí),充分體現(xiàn)政府推進(jìn)居民消費(fèi)增加和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的決心。

目前我國居民消費(fèi)仍存在消費(fèi)率持續(xù)低迷、消費(fèi)層次欠佳的問題。世界居民平均消費(fèi)率基本維持在50%以上,美國和英國甚至保持在60%以上,而我國居民平均消費(fèi)率處在40%以下。與此同時(shí),中國恩格爾系數(shù)是發(fā)達(dá)國家的兩倍之多,消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在明顯不合理,未來改善空間很大。(1)美國農(nóng)業(yè)部經(jīng)濟(jì)研究局發(fā)布的2018年全球各國或地區(qū)恩格爾系數(shù)(食品和煙酒占居民人均消費(fèi)支出比重)顯示,美國、新加坡和英國恩格爾系數(shù)分別為8.1%、8.7%和11.3%,中國香港地區(qū)、中國臺(tái)灣地區(qū)、中國的恩格爾系數(shù)分別為15.9%、17.0%、24.1%。數(shù)據(jù)來源于美國農(nóng)業(yè)部經(jīng)濟(jì)研究局:https://www.ers.usda.gov/.因此,為加快建立擴(kuò)大消費(fèi)需求長效機(jī)制,釋放居民消費(fèi)潛力,深入探尋引致我國居民消費(fèi)需求不足的根本原因顯得尤為重要。只有破除制約居民消費(fèi)潛力的不利因素,并通過進(jìn)一步優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)才能打開消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的新格局,助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

已有學(xué)者發(fā)現(xiàn),收入不平等和城市房價(jià)變動(dòng)是影響家庭總消費(fèi)的重要因素(Blinder,1975;Aladangady,2017;Berger et al.,2018)[1-3],但同時(shí)研究二者與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系的文獻(xiàn)相對(duì)較少,尤其是利用微觀家庭消費(fèi)數(shù)據(jù)和中觀地級(jí)市房價(jià)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析的文獻(xiàn)更少,不利于政府從消費(fèi)結(jié)構(gòu)角度制定相關(guān)政策。此外,收入不平等的日益加劇和城市住房價(jià)格逐年上漲這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象同時(shí)凸顯并非巧合,而是有著緊密的內(nèi)在聯(lián)系。一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)房價(jià)上漲通過財(cái)富效應(yīng)、通貨膨脹效應(yīng)、信貸效應(yīng)以及擠出效應(yīng),引致不同階層家庭之間的收入和財(cái)富差距不斷擴(kuò)大,最終導(dǎo)致社會(huì)分配不均、兩極分化嚴(yán)重(Kim &Ju,2003;Matlack &Vigdor,2008)[4-5]。考慮到城市房價(jià)上漲與收入不平等的緊密關(guān)系,如果房價(jià)上漲是影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的一個(gè)重要因素,那么收入不平等是否是房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中間機(jī)制呢?如果是,這對(duì)于解釋房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供了一個(gè)新思路,便于學(xué)者深入理解房價(jià)上漲與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系。

因此,將房價(jià)上漲、收入不平等納入同一模型中,在分別檢驗(yàn)二者對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響外,進(jìn)一步利用中介效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)收入不平等在房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介作用,從收入不平等的視角為解釋房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供一個(gè)新的思路。全文貢獻(xiàn)如下:(1)利用中觀和微觀數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)房價(jià)上漲、收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響,拓展家庭消費(fèi)領(lǐng)域的研究范疇。(2)構(gòu)建一個(gè)完整的“房價(jià)上漲—收入不平等—家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)”的邏輯鏈條,從收入不平等視角研究城市房價(jià)與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)系,為房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供新的解釋機(jī)制。

二、理論分析與研究假說

(一)房價(jià)上漲與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)

Ludwing &Sl?k(2002)[6]將房價(jià)變動(dòng)產(chǎn)生的效應(yīng)歸納為兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)、未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)、流動(dòng)性約束效應(yīng)、預(yù)算約束效應(yīng)、替代效應(yīng)和信心效應(yīng)。其中,城市房價(jià)上漲提高了家庭財(cái)富水平(Cho,2011;屈小博和王強(qiáng),2022)[7-8],降低了家庭流動(dòng)性約束(Leth-Petersen,2010;Fan &Yavas,2020)[9-10],提高了消費(fèi)者信心,進(jìn)而帶動(dòng)居民消費(fèi)水平的提高與高層次消費(fèi)品的需求。但對(duì)于消費(fèi)型住房,城市房價(jià)上漲帶來的財(cái)富效應(yīng)較弱(Poterba,2004)[11]。住房價(jià)值的增加會(huì)被未來隱含租金成本的增加所抵消,從而使預(yù)期的終生預(yù)算限制保持不變。因此,對(duì)于無限期居住的住房持有者來說,住房財(cái)富效應(yīng)并不明顯(Sinai &Souleles,2005;Buiter,2008)[12-13]。對(duì)于存在有購房需求的家庭而言,城市房價(jià)上漲提高家庭購房成本,為滿足家庭購房需求,不得不降低家庭消費(fèi)水平(Wei &Zhang,2011;杭斌,2014)[14-15]。基于上述分析,提出如下假設(shè)。

假設(shè) H1a:城市房價(jià)上漲促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

假設(shè) H1b:城市房價(jià)上漲抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

(二)收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)

相對(duì)收入理論發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)水平不僅與自身過去消費(fèi)習(xí)慣息息相關(guān),而且與他人消費(fèi)水平相關(guān),存在“示范效應(yīng)”(Duesenberry,1949)[16]。因此,為滿足自尊心和虛榮心,低收入階層家庭會(huì)效仿高收入階層家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu),提高消費(fèi)水平(李江一和李涵,2016)[17],增加地位性和可見性消費(fèi)品的消費(fèi)(周廣肅等,2018)[18]。但高收入階層與低收入階層收入差距的拉大將增加低收入階層家庭效仿高收入階層家庭購買高層次消費(fèi)品的難度,“攀比效應(yīng)”受到抑制,低收入家庭可能選擇放棄效仿,提高儲(chǔ)蓄進(jìn)而抑制社會(huì)整體消費(fèi)升級(jí)水平的提升(Corneo &Jeanne,1997)[19]。此外,一些學(xué)者從“社會(huì)地位追求”角度剖析收入不平等與消費(fèi)的微觀機(jī)制發(fā)現(xiàn),高社會(huì)階層會(huì)為該階層消費(fèi)群體帶來一定的物質(zhì)和非物質(zhì)回報(bào),提高了低社會(huì)階層想進(jìn)入高社會(huì)階層的需求,增加了低社會(huì)階層追求社會(huì)地位的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)(金燁等,2011)[20]。從這個(gè)角度看,當(dāng)收入不平等擴(kuò)大時(shí),進(jìn)入高社會(huì)地位家庭的門檻提高,中低社會(huì)地位家庭為了跨越到高收入階層不得不進(jìn)一步提高家庭儲(chǔ)蓄,抑制家庭消費(fèi)升級(jí)(Treeck,2014)[21]?；谏鲜龇治?提出如下假設(shè)。

假設(shè) H2:收入不平等抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

(三)房價(jià)上漲、收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)

將家庭劃分為無房家庭、單套房家庭和多套房家庭進(jìn)行分析。首先,房價(jià)上漲意味著無房家庭將部分財(cái)富轉(zhuǎn)移到多套房家庭中,對(duì)不同收入階層的收入進(jìn)行重新分配,拉大了低收入階層與高收入階層的收入差距。收入不平等的加劇,不僅降低中低收入群體的消費(fèi)傾向,而且由于擴(kuò)大的收入不平等使中低收入階層產(chǎn)生相對(duì)剝奪感、壓力感和無助感(Uslaner &Brown,2005)[22],提高社會(huì)的不公平感,表現(xiàn)出對(duì)他人和社會(huì)的不信任,使得社會(huì)階層和社會(huì)地位分化更為嚴(yán)重,造成不同階層的人群較難相遇與合作,進(jìn)而造成家庭消費(fèi)降級(jí)。

其次,房價(jià)上漲后,無房家庭居住成本提高,購房首付提高,家庭預(yù)算約束增加,家庭內(nèi)部可用于下一代教育投入的資金隨之降低,導(dǎo)致無房家庭人力資本存量降低。對(duì)有房家庭而言,房價(jià)上漲提高這類家庭的財(cái)富積累,使得他們能夠拿出更多閑散資金用于教育投入,提高家庭內(nèi)部人力資本存量(Lovenheim,2011;孫偉增等,2021)[23-24]。房價(jià)上漲使得無房家庭和有房家庭對(duì)于家庭教育投入的方向相反,導(dǎo)致自身人力資本投資較多的有房家庭人力資本積累更多,而無房家庭人力資本積累將進(jìn)一步降低。無房家庭想通過教育改變命運(yùn)的可能性降低,容易導(dǎo)致社會(huì)不同階層之間形成固化,兩類家庭的收入差距持續(xù)擴(kuò)張(張傳勇,2018)[25],導(dǎo)致家庭消費(fèi)降級(jí)。

因此,城市房價(jià)上漲主要通過兩個(gè)渠道影響收入不平等進(jìn)而影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。一方面,房價(jià)上漲通過財(cái)富效應(yīng)引致不同房產(chǎn)持有者家庭的住房財(cái)產(chǎn)收入不同直接作用于收入不平等,進(jìn)而間接影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí);另一方面,房價(jià)上漲通過擠出效應(yīng)引致不同房產(chǎn)持有量家庭人力資本投資支出差異,造成不同房產(chǎn)持有者家庭人力資本積累差異,并通過教育不平等作用于收入不平等,繼而間接影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。基于以上分析,提出如下假設(shè)。

假設(shè)H3:房價(jià)上漲通過加劇收入不平等抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

(一)變量選取

1.家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)(SCORE)。消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)即消費(fèi)結(jié)構(gòu)的合理化和高級(jí)化,當(dāng)前學(xué)者主要從消費(fèi)結(jié)構(gòu)高級(jí)化視角進(jìn)行測度。衡量消費(fèi)升級(jí)的方法有兩種:其一,發(fā)展享受型消費(fèi)占比(SCORE1)。結(jié)合李江一和李涵(2016)[17]劃分消費(fèi)結(jié)構(gòu)類型的方法,將家庭各類消費(fèi)項(xiàng)目歸納為生存型、發(fā)展型與享受型三大類,并將家庭發(fā)展型和享受型消費(fèi)支出占家庭總消費(fèi)支出的比重視為家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)(2)CLDS數(shù)據(jù)庫詳細(xì)記錄了家庭各種消費(fèi)支出數(shù)據(jù),包括食品、醫(yī)療保健、教育、居住(如水費(fèi)、電費(fèi)、煤氣費(fèi)等)、住房裝修、家電設(shè)備、汽車交通設(shè)備、贍養(yǎng)撫養(yǎng)費(fèi)用、婚喪嫁娶費(fèi)、禮品和禮金、旅游度假等消費(fèi)類型支出。將食品、居住常規(guī)支出看作生存型消費(fèi),醫(yī)療保健、教育、汽車交通設(shè)備、禮品禮金、家電設(shè)備支出視為發(fā)展型消費(fèi),旅游度假支出為享受型消費(fèi)。。其二,消費(fèi)升級(jí)系數(shù)(SCORE2)。借鑒徐敏和姜勇(2015)[26]構(gòu)造產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)的方法,將生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)包含在內(nèi),賦予各類消費(fèi)項(xiàng)目一定權(quán)重,將各類消費(fèi)項(xiàng)目與其權(quán)重之積相加作為衡量消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的指標(biāo),具體的測算公式為:消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)=c1×1+c2×2+c3×3,其中,c1,c2,c3分別指生存消費(fèi)型支出占比、發(fā)展消費(fèi)型支出占比、享受型消費(fèi)支出占比。

2.房價(jià)(LNHP)。選取的房價(jià)指標(biāo)包括地市級(jí)層面商品房銷售價(jià)格和地市級(jí)層面住宅商品房銷售價(jià)格。地市級(jí)層面商品房銷售價(jià)格(LNCHP),用地級(jí)市商品房銷售額除以商品房銷售面積表示;地市級(jí)層面住宅商品房銷售價(jià)格(LNRHP),用地級(jí)市住宅商品房銷售額除以住宅商品房銷售面積表示,并采用住宅商品房銷售價(jià)格替換商品房銷售價(jià)格進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。房價(jià)數(shù)據(jù)均以2011年為基期進(jìn)行CPI平減,并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。各地級(jí)市房價(jià)數(shù)據(jù)來自《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地級(jí)市《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》,CPI數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.收入不平等?；嵯禂?shù)(GINI)是衡量收入不平等的常用指標(biāo)。因此,選用地市級(jí)層面基尼系數(shù)作為測度收入不平等的指標(biāo)。除此之外,還選取地市級(jí)層面泰爾指數(shù)(THEIL)作為收入不平等的另一個(gè)指標(biāo),與基尼系數(shù)相互補(bǔ)充,以確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.其他控制變量。主要選取戶主的個(gè)體特征變量、家庭特征變量以及地區(qū)特征變量。戶主個(gè)體特征變量方面,選取戶主的年齡、性別、健康三個(gè)變量:年齡(AGE),即為家庭主事者年齡;性別(GENDER),指家庭主事者性別,家庭主事者性別為男性,則賦值為1,反之為0;健康(HEALTH),家庭主事者的健康狀況劃分五個(gè)等級(jí):1表示非常不健康,2表示比較健康,3表示一般,4表示健康,5表示非常健康。家庭特征變量主要包括家庭人口特征與家庭經(jīng)濟(jì)特征兩個(gè)方面:家庭人口規(guī)模(FSIZE),是指同住家庭總?cè)藬?shù)。家庭經(jīng)濟(jì)變量方面,選取家庭債務(wù)、人均收入以及相對(duì)收入水平三個(gè)變量,其中,家庭債務(wù)(DEBT)表示家庭總貸款額;人均收入(PI)用家庭總收入與家庭總?cè)丝谥缺硎?相對(duì)收入(RI),基于相對(duì)收入假說理論可知,他人的收入水平對(duì)自身的家庭經(jīng)濟(jì)行為也存在一定的影響。紀(jì)園園和寧磊(2018)[27]發(fā)現(xiàn)當(dāng)考慮地區(qū)平均收入后,收入差距對(duì)家庭消費(fèi)的抑制效果降低了。因此,相對(duì)收入也是影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要因素。將同一縣級(jí)除去自身以外其他家庭人均收入水平的均值視為相對(duì)收入。地區(qū)特征變量,選取工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)、城鎮(zhèn)失業(yè)率與數(shù)字普惠金融三個(gè)變量,其中,工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)(NIE),用省級(jí)層面工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)表示;城鎮(zhèn)失業(yè)率(UUR),用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率表示;易行健和周利(2018)[28]、紀(jì)明等(2022)[29]發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融(DFI)通過緩解流動(dòng)性約束能夠促進(jìn)居民消費(fèi),故借鑒郭峰等(2020)[30]使用地級(jí)市層面普惠金融使用深度指標(biāo)指代數(shù)字普惠金融變量。以上所有價(jià)值型變量均以2011年為基期進(jìn)行CPI平減,并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

(二)數(shù)據(jù)來源

將中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)2014年、2016年數(shù)據(jù)與中國地市級(jí)層面房價(jià)數(shù)據(jù)進(jìn)行融合作為實(shí)證檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)集。CLDS數(shù)據(jù)是由中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心通過合理抽樣獲取勞動(dòng)力個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次的追蹤和橫截面數(shù)據(jù),該數(shù)據(jù)庫目前調(diào)查了三期數(shù)據(jù),其中2012年為全國基線調(diào)查,2014年、2016年為追蹤調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容不僅涉及個(gè)體層面的個(gè)體人口學(xué)特征,還包括家庭層面的收入、消費(fèi)和借貸等問卷?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性以及數(shù)據(jù)缺失問題,最終選取2014年、2016年兩期CLDS數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)房價(jià)上漲、收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)系。考慮到家庭主事者年齡過大或過小對(duì)家庭消費(fèi)抉擇的影響較小,剔除家庭主事者年齡小于18周歲和大于85周歲的樣本。最終,將清理過CLDS數(shù)據(jù)同地級(jí)市層面房價(jià)數(shù)據(jù)相匹配,構(gòu)建一個(gè)中觀與微觀相融合的數(shù)據(jù)集,所得有效樣本總量為13969個(gè),樣本分布29個(gè)地級(jí)市。

(三)模型設(shè)定

首先分別檢驗(yàn)房價(jià)上漲、收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響,然后利用逐步回歸法檢驗(yàn)收入不平等的中介作用,具體模型表達(dá)式為:

SCOREijt=α0+α1LNHPjt+α2Xijt+γi+θt+φj+μijt

(1)

SCOREijt=υ0+υ1Inequalityjt+υ2Xijt+γi+θt+φj+μijt

(2)

Inequalityjt=β0+β1LNHPjt+β2Xijt+γi+θt+φj+μijt

(3)

SCOREijt=ρ0+ρ1LNHPjt+ρ2Inequalityjt+ρ3Xijt+γi+θt+φj+μijt

(4)

式(1)～式(4)中,式(1)表示房價(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響;式(2)表示收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響;式(1)、式(3)、式(4)為中介效用檢驗(yàn)公式。SCOREijt指代第t年j城市i家庭的消費(fèi)升級(jí)水平,包括發(fā)展享受型消費(fèi)占比(SCORE1)和消費(fèi)升級(jí)系數(shù)(SCORE2);LNHPjt指代第t年j城市的房價(jià)水平,包括商品房銷售價(jià)格(LNCHP)和住宅商品房銷售價(jià)格(LNRHP);Inequalityjt指代t年j城市的收入不平等指數(shù),包括收入基尼系數(shù)(GINI)和收入泰爾指數(shù)(THEIL);X指代控制變量,包括個(gè)體特征變量、家庭特征變量、地區(qū)特征變量;γi指代家庭固定效應(yīng);φj指代城市固定效應(yīng);θt指代時(shí)間固定效應(yīng);μijt指代隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟如下:第一步,檢驗(yàn)式(1)的系數(shù)α1,若其顯著,則按中介效應(yīng)來立論,否則按遮掩效應(yīng)解釋;第二步,檢驗(yàn)式(3)的系數(shù)β1和式(4)的系數(shù)ρ2,若二者都顯著,則收入不平等的間接效應(yīng)顯著。如若其中任何一個(gè)估計(jì)系數(shù)不顯著,則利用Bootstrap法檢驗(yàn)H0:β1ρ2=0,若其顯著,則間接效應(yīng)顯著,否則間接效應(yīng)不顯著,停止分析;第三步,檢驗(yàn)式(4)的系數(shù)ρ1,若其顯著,則直接效應(yīng)顯著,若其不顯著,則為完全中介效應(yīng);第四步,比較β1*ρ2與α1的符號(hào)方向,若β1*ρ2與α1符號(hào)方向一致,則收入不平等存在部分中介效應(yīng),且中介效應(yīng)大小為β1*ρ2/α1。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)房價(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表1是房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的實(shí)證結(jié)果。其中,前兩列為房價(jià)上漲對(duì)發(fā)展享受型消費(fèi)占比的估計(jì)結(jié)果,后三列匯報(bào)了房價(jià)上漲對(duì)不同類型消費(fèi)項(xiàng)目的差異性影響。表1第(1)列顯示商品房住房價(jià)格估計(jì)系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù),第(2)列在控制家庭人口特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征與地區(qū)發(fā)展變量后,房價(jià)估計(jì)系數(shù)值依然在5%的水平上顯著為負(fù),即房價(jià)上漲抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

表1 房價(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響

由表1后三列估計(jì)結(jié)果可知,城市房價(jià)上漲提高家庭生存型消費(fèi)支出占比,抑制家庭發(fā)展型消費(fèi)支出占比。具體來看,商品房銷售價(jià)格每上漲1%,生存型消費(fèi)支出占比提高0.122個(gè)百分點(diǎn),發(fā)展型消費(fèi)支出占比降低0.117個(gè)百分點(diǎn),而享受型消費(fèi)支出占比負(fù)向不顯著。隨著收入水平的提高,家庭消費(fèi)需求層次相應(yīng)提升,但相比生存型和享受型消費(fèi),發(fā)展型消費(fèi)支出的費(fèi)用更高,例如購車費(fèi)用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于家庭基本日常生活開支和旅游支出。因此,如果要減少消費(fèi)支出,家庭首先會(huì)選擇降低發(fā)展型消費(fèi)支出的比例。其次,CLDS數(shù)據(jù)庫中并未對(duì)食品類的生存型消費(fèi)進(jìn)行更加詳細(xì)的劃分,比如區(qū)別一般性食物和高級(jí)性食物,故房價(jià)上漲也有可能提高生存型消費(fèi)支出占比。由表1分析可知,房價(jià)上漲抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),且其主要是通過減少家庭發(fā)展型消費(fèi)支出占比來降低家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平,假設(shè)H1b成立。

2.房價(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性影響。主要從家庭房產(chǎn)數(shù)量、家庭人口結(jié)構(gòu)、區(qū)域等方面進(jìn)行異質(zhì)性分析。

(1)家庭房產(chǎn)數(shù)量的異質(zhì)性分析。CLDS調(diào)查問卷中詢問了“家庭現(xiàn)在居住的房屋類型”,筆者認(rèn)為選擇“子女免費(fèi)提供”“政府免費(fèi)提供”“其他親友借助”等選項(xiàng)的家庭并不擁有該房產(chǎn)的實(shí)際所有權(quán),故房價(jià)的變動(dòng)并不會(huì)影響這些家庭住房資產(chǎn),住房財(cái)富效應(yīng)難以體現(xiàn)。因此,將選擇“完全擁有”的家庭視為有房,記為1,其他選擇如“租住”“子女免費(fèi)提供”“政府免費(fèi)提供”“其他親友借助”等回答視為無房家庭,記為0。其次,CLDS調(diào)查問卷中還詢問了“家庭在別處其他自有住房套數(shù)”。將上述兩個(gè)問題相對(duì)應(yīng)的數(shù)值相加記為某家庭當(dāng)期持有的房產(chǎn)數(shù)量。房屋本身的雙重屬性使得房價(jià)上漲時(shí),不同房產(chǎn)持有量家庭的消費(fèi)行為有所差異,故將全樣本劃分為無房家庭、一套房家庭和多套房家庭(持有兩套及以上房產(chǎn))來分析并比較房價(jià)對(duì)不同房產(chǎn)持有量家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性影響,回歸結(jié)果如表2所示。

表2 家庭房產(chǎn)數(shù)量的異質(zhì)性分析

通過對(duì)比表2的估計(jì)結(jié)果可知,城市房價(jià)上漲對(duì)無房家庭和多套房家庭的抑制效果不顯著,而對(duì)一套房家庭的抑制效果顯著,即城市房價(jià)上漲顯著抑制一套房家庭的消費(fèi)升級(jí)水平。這可能是因?yàn)樵谝惶追繕颖局?農(nóng)村家庭樣本占據(jù)絕大比例,而農(nóng)村家庭住房“財(cái)富效應(yīng)”“資產(chǎn)效應(yīng)”比較小,當(dāng)房價(jià)上漲時(shí),對(duì)其影響不大。且隨著城鎮(zhèn)化水平越來越高,農(nóng)村家庭出于各種原因選擇到城市購買房屋的意愿提高?？紤]到農(nóng)村家庭收入來源渠道較窄,信貸約束較高,城市房價(jià)上漲提高了農(nóng)村家庭房屋購買壓力。如果農(nóng)村家庭擁有較高的房屋購買意愿,農(nóng)村家庭不得不通過進(jìn)一步抑制自身消費(fèi)需求,提高家庭儲(chǔ)蓄。無房家庭和多套房家庭商品房銷售價(jià)格估計(jì)系數(shù)不顯著的原因可能在于,實(shí)證檢驗(yàn)的樣本量比較小,且無房和多套房樣本中農(nóng)村家庭的樣本量居多,進(jìn)而影響實(shí)證估計(jì)結(jié)果。

(2)家庭人口結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性分析。家庭子女?dāng)?shù)量、性別以及同住老人數(shù)量與家庭住房需求息息相關(guān)。住房作為家庭地位的象征,在婚姻市場舉足輕重。為了提高男性在婚姻市場中的競爭優(yōu)勢,男孩數(shù)量越多的家庭,其房屋購買意愿可能更高,越不利于家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。同理,家庭老年人口占比越高,家庭分開居住的可能性就越高,家庭購房需求也就相應(yīng)增加,進(jìn)而越不利于家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。為驗(yàn)證該猜想,首先利用微觀數(shù)據(jù)以家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比為解釋變量,以“是否購房或建房”(Dummyhouse)為被解釋變量,實(shí)證檢驗(yàn)家庭男性兒童占比(CDR)、家庭老年人口占比(ODR)的房屋購買或建房意愿。具體模型表達(dá)式如下:

Dummyhouseijt=δ0+δ1CDR+δ2Xijt+γi+θt+φj+εijt

(5)

Dummyhouseijt=?0+?1ODR+?2Xijt+γi+θt+φj+εijt

(6)

式(5)～式(6),CDR和ODR分別指代家庭男性兒童占比與家庭老年人口占比。家庭男性兒童占比是指家庭成員年齡在18歲以內(nèi)占家庭勞動(dòng)人口的比例,家庭老年人口占比是指家中65周歲及以上老人占家庭勞動(dòng)人口的比例。2014年和2016年CLDS調(diào)查問卷均對(duì)追訪樣本進(jìn)行詢問“前一年的7月份至今天,您家有沒有買房或建房”,故依據(jù)該問題構(gòu)造“是否購房或建房”虛擬變量。若在調(diào)查期間,家庭回答買房或建房記為1,否則記為0?？紤]到“是否購房或建房”為虛擬變量,采用面板Probit模型進(jìn)行估計(jì),表3第(1)、(2)列匯報(bào)了相關(guān)估計(jì)結(jié)果。

表3 家庭人口結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性分析

同時(shí),進(jìn)一步構(gòu)建如下公式實(shí)證檢驗(yàn)房價(jià)上漲對(duì)不同人口結(jié)構(gòu)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的差異性影響。

Yijt=η0+η1LNHPjt+η2LNHPjt*CDRijt+η3CDRijt+η4Xijt+γi+θt+φj+εijt

(7)

Yijt=φ0+φ1LNHPjt+φ2LNHPjt*ODRijt+φ3ODRijt+φ4Xijt+γi+θt+φj+εijt

(8)

依據(jù)追訪樣本家庭編碼構(gòu)造2014年和2016年兩期非平衡面板數(shù)據(jù)來考察家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比的購房行為差異,表3第(3)～(6)列匯報(bào)了相關(guān)估計(jì)結(jié)果。表3前兩列估計(jì)結(jié)果顯示,給定房價(jià)和其他控制變量,家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比估計(jì)系數(shù)均在10%水平上顯著為正,即男性兒童占比越高、老年人口占比越高,家庭選擇購房或建房的意愿就越大。該結(jié)論初步證實(shí)了本文猜想,為后續(xù)實(shí)證分析家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比差異導(dǎo)致的家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)差異提供支撐。

表3第(3)～(6)匯報(bào)了使用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)房價(jià)上漲、家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。由表3第(3)、(5)列估計(jì)結(jié)果可知,家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比估計(jì)系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正,即男性兒童占比越高、老年人口占比越高,家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平就越高。這可能是因?yàn)榧彝ツ行詢和急?、家庭老年人口占比越?家庭醫(yī)療、教育、娛樂項(xiàng)目的消費(fèi)支出的比例則越高,家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平也就越高。表3第(4)、(6)在第(3)、(5)列基礎(chǔ)上加入商品房銷售價(jià)格與家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比的交叉項(xiàng)進(jìn)行估計(jì)。研究發(fā)現(xiàn),家庭男性兒童占比估計(jì)系數(shù)正向不顯著,而家庭老年人口占比估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,家庭男性兒童占比與商品房銷售價(jià)格的交乘項(xiàng)在1%的水平上顯著為負(fù),家庭老年人口占比與商品房銷售價(jià)格的交乘項(xiàng)在5%的水平上顯著為負(fù),即男性兒童占比、老年人口占比越高,房價(jià)上漲對(duì)這類家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果就越大。

綜上分析,男性兒童占比、家庭老年人口占比越高,家庭選擇購房或建房的意愿就越大,住房價(jià)格對(duì)這類家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果更顯著。因此,男性兒童占比、家庭老年人口占比越高,城市房價(jià)上漲對(duì)這類家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果就越大。

(3)區(qū)域異質(zhì)性分析?？紤]到不同區(qū)域房價(jià)水平差異,將地級(jí)市所在省份劃為東部、中部與西部地區(qū)進(jìn)一步考察城市房價(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的區(qū)域差異性影響,估計(jì)結(jié)果如表4所示。首先,從東部地區(qū)估計(jì)結(jié)果看,城市房價(jià)估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),即城市房價(jià)與東部地區(qū)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。其次,從中部地區(qū)估計(jì)結(jié)果看,城市房價(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)負(fù)向不顯著,即城市房價(jià)上漲抑制中部地區(qū)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),但統(tǒng)計(jì)學(xué)上不顯著。最后,從西部地區(qū)估計(jì)結(jié)果看,城市房價(jià)上漲對(duì)西部地區(qū)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響為正向不顯著。東部地區(qū)雖然經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度與收入水平較高、社會(huì)保障更為健全,但東部地區(qū)房價(jià)上漲速度明顯高于收入上漲速度,過高的房價(jià)并未在東部地區(qū)顯現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng),反而顯著抑制東部地區(qū)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。雖然西部地區(qū)房價(jià)系數(shù)正向不顯著,但一定程度上可以說明適度的房價(jià)上漲是可以促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),體現(xiàn)財(cái)富效應(yīng),只是當(dāng)房價(jià)過高時(shí),房價(jià)上漲所帶來的財(cái)富效應(yīng)才被減弱了,甚至發(fā)生逆轉(zhuǎn)抑制居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

表4 區(qū)域異質(zhì)性分析

(二)收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表5匯報(bào)了式(2)的估計(jì)結(jié)果。表5第(1)～(2)列匯報(bào)了收入不平等對(duì)家庭發(fā)展享受型消費(fèi)占比的影響,第(3)～(5)列匯報(bào)了收入不平等對(duì)家庭各類消費(fèi)品占比的影響。表5第(1)列估計(jì)結(jié)果顯示,收入基尼系數(shù)與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,第(2)列在加入家庭特征變量、地區(qū)特征變量后,收入基尼系數(shù)與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)變量在5%的水平上顯著為負(fù),即收入不平等上升1%,家庭消費(fèi)降級(jí)0.303個(gè)百分點(diǎn),假設(shè)H2成立。由表5后三列估計(jì)結(jié)果可知,收入不平等提高家庭生存型消費(fèi)支出占比,抑制家庭發(fā)展型消費(fèi)支出占比。具體來看,收入不平等每上漲1%,生存型消費(fèi)支出占比提高0.303個(gè)百分點(diǎn),發(fā)展型消費(fèi)支出占比降低0.296個(gè)百分點(diǎn),而享受型消費(fèi)支出占比負(fù)向不顯著。

表5 收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響

2.異質(zhì)性分析。首先,不同收入群體在面臨收入不平等變動(dòng)時(shí),其家庭消費(fèi)變動(dòng)可能存在顯著的差異性。為此,將家庭人均收入劃分為1～10等分組,將1～4記為低收入家庭,5～10記為高收入群體,進(jìn)而檢驗(yàn)收入不平等對(duì)不同家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的差異性影響,研究結(jié)果如表6第(1)、(2)所示。通過對(duì)比發(fā)現(xiàn),低收入群體收入基尼系數(shù)顯著為負(fù),而高收入群體的收入基尼系數(shù)負(fù)向不顯著,即當(dāng)收入不平等擴(kuò)大時(shí),低收入群體更愿意降低家庭消費(fèi)水平。高收入家庭收入水平較高,家庭財(cái)富積累較厚,其對(duì)收入不平等的敏感性較小,但低收入家庭對(duì)收入不平等的變動(dòng)更為敏感。收入不平等的增加一方面提高了低收入家庭未來收入的不確定性,同時(shí)拉大了低收入家庭與高收入家庭之間的差距,低收入家庭為了能夠趕上高收入家庭,其往往會(huì)選擇儲(chǔ)蓄。因此,收入不平等的變動(dòng)對(duì)低收入家庭影響更大。

表6 收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性影響

其次,相比非農(nóng)業(yè)戶口,農(nóng)業(yè)戶口家庭收入水平較低、收入渠道狹窄,且收入的不確定性較高。當(dāng)收入不平等擴(kuò)大時(shí),農(nóng)業(yè)戶口家庭對(duì)收入變動(dòng)更為敏感,基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論可知,其家庭儲(chǔ)蓄意愿更高。因此,收入不平等對(duì)農(nóng)業(yè)戶口家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的負(fù)向影響更加顯著。為驗(yàn)證該猜測,將家庭主事者戶口劃分為農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口進(jìn)行回歸檢驗(yàn),估計(jì)結(jié)果如表6第(3)、(4)列所示。(3)CLDS家庭調(diào)查問卷中將家庭成員的戶口類型劃分為四類,依次為農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)戶口、農(nóng)轉(zhuǎn)居民戶口(之前是農(nóng)業(yè)戶口)以及非農(nóng)轉(zhuǎn)居民戶口(之前是非農(nóng)戶口),本文將農(nóng)業(yè)戶口記為0,其它三個(gè)類型歸為非農(nóng)戶口,記為1。回歸結(jié)果顯示,擴(kuò)大的收入基尼系數(shù)顯著抑制了農(nóng)村戶口家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),但對(duì)城鎮(zhèn)戶口家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)呈不顯著的正相關(guān)關(guān)系,猜測得到驗(yàn)證。因此,當(dāng)收入不平等程度擴(kuò)大時(shí),其對(duì)農(nóng)業(yè)戶口家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果更明顯。

最后,進(jìn)一步考察收入不平等對(duì)不同區(qū)域家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的差異性影響,相關(guān)估計(jì)結(jié)果如表6第(5)～(7)列所示。研究發(fā)現(xiàn),收入不平等的擴(kuò)大顯著抑制東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平,而對(duì)西部地區(qū)的影響不顯著。可能原因是:一方面,相比西部地區(qū),東部和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高,但資源環(huán)境競爭較為激烈,所面臨的機(jī)會(huì)不均等程度更高,易形成階層固化現(xiàn)象。而低收入家庭、社會(huì)背景較差家庭的收入不確定性更高,為了縮小與中高社會(huì)等級(jí)家庭差距,他們往往會(huì)偏向于家庭儲(chǔ)蓄。另一方面,中部地區(qū)和東部地區(qū)房價(jià)水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于西部地區(qū),尤其是東部地區(qū),住房作為家庭社會(huì)地位的象征,很多家庭更愿意將資金投入到房屋購買中,以彰顯自己的社會(huì)地位。所以,收入不平等的擴(kuò)大對(duì)東部地區(qū)和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果更加明顯。

(三)收入不平等路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表7是收入不平等中介效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑檢驗(yàn)結(jié)果。表7第(1)列匯報(bào)了式(3)的估計(jì)結(jié)果,第(2)列匯報(bào)了式(4)的估計(jì)結(jié)果,結(jié)合表1第(2)列估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入不平等是城市房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的傳導(dǎo)渠道之一。具體來看,表1第(2)列估計(jì)結(jié)果顯示城市房價(jià)變動(dòng)對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的總效應(yīng)為-0.122,表7第(1)列顯示城市房價(jià)上漲顯著提高了收入不平等,第(2)列在式(1)基礎(chǔ)上加入收入不平等進(jìn)行回歸,估計(jì)結(jié)果顯示商品房住房價(jià)格估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù),收入基尼系數(shù)估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),且第(2)列房價(jià)估計(jì)系數(shù)為-0.111,絕對(duì)值小于表1第(2)列估計(jì)結(jié)果的0.122。即城市房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的直接效應(yīng)為-0.111,間接效應(yīng)為-0.010[0.036(-0.285)],假設(shè)H3成立。表7第(3)～(8)列回報(bào)了收入不平等中介效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果,結(jié)果顯示收入不平等的中介效應(yīng)在東部地區(qū)顯著,而在中部和西部地區(qū)不顯著。

表7 收入不平等路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

遞歸方程估計(jì)中介效應(yīng)可能存在檢驗(yàn)力較低的問題,而Bootstrap則具有較高的統(tǒng)計(jì)效力。為進(jìn)一步確定中部和西部實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性,利用Bootstrap分析收入不平等的中介效應(yīng)。(4)中部地區(qū)收入不平等直接效應(yīng)估計(jì)值和間接效應(yīng)估計(jì)值均不顯著;西部地區(qū)收入不平等直接效應(yīng)估計(jì)值為0.078(p值為0.000),置信區(qū)間為(0.040,0.116),置信區(qū)間不包含0。收入不平等間接效應(yīng)估計(jì)值為0.0002(P值為0.707),不顯著。Bootstrap取樣次數(shù)設(shè)置為500,置信度為90%。從中部地區(qū)估計(jì)結(jié)果看,Bootstrap法檢驗(yàn)結(jié)果顯示,中部地區(qū)城市房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的直接作用和間接作用估計(jì)系數(shù)均不顯著。從西部地區(qū)估計(jì)結(jié)果看,Bootstrap法檢驗(yàn)結(jié)果顯示,西部地區(qū)城市房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的直接效應(yīng)顯著為正,而間接效應(yīng)不顯著,即收入不平等也不是西部地區(qū)房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介變量。因此,在Bootstrap法檢驗(yàn)下依然可知收入不平等的中介效應(yīng)在中部和西部并不顯著。

(四)穩(wěn)健性分析

1.工具變量法?？紤]到城市房價(jià)上漲與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間可能存在反向因果關(guān)系,造成模型估計(jì)偏誤,借鑒陳斌開等(2018)[31]選取省級(jí)人均土地購置面積(LNPCLPA)作為房價(jià)上漲的工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì),表8匯報(bào)了采用兩階段二乘法進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。第(1)列一階段回歸結(jié)果可知,人均土地購置面積估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),即人均土地購置面積越高的地區(qū),其商品房銷售價(jià)格就越低,符合理論預(yù)期。第(1)列兩階段最小二乘法估計(jì)結(jié)果顯示房價(jià)上漲1%,家庭發(fā)展享受型消費(fèi)支出占比降低0.87個(gè)百分點(diǎn),遠(yuǎn)大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果估計(jì)系數(shù)0.122(表1第(2)列)?？梢?城市房價(jià)上漲確實(shí)抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

表8 房價(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響(工具變量法)

表8第(2)～(4)列為房價(jià)上漲對(duì)持有不同房產(chǎn)數(shù)量家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性影響,兩階段最小二乘法估計(jì)結(jié)果顯示,城市房價(jià)上漲顯著抑制一套房家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而對(duì)無房家庭存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,對(duì)多套房家庭存在不顯著的正相關(guān)關(guān)系,表2的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。表8第(5)～(6)列匯報(bào)了家庭人口結(jié)構(gòu)差異下房價(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響,實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)商品房銷售價(jià)格顯著為負(fù),家庭男性兒童占比估計(jì)系數(shù)不顯著,而家庭男性兒童占比與商品房銷售價(jià)格的交乘項(xiàng)在1%的水平上顯著為負(fù),家庭老年人口占比與商品房銷售價(jià)格的交乘項(xiàng)在10%的水平上顯著為負(fù)。由此可知,男性兒童占比、老年人口占比越高,房價(jià)上漲對(duì)這類家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果更大,則表3的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。表8最后三列匯報(bào)了房價(jià)上漲的區(qū)域異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果,回歸結(jié)果顯示,城市房價(jià)上漲顯著抑制東部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平,而對(duì)中部和西部影響不顯著,表4的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

進(jìn)一步,考慮到收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)可能同時(shí)會(huì)受到某些不可觀測的個(gè)體特征、地區(qū)特征等因素的影響,使模型存在遺漏變量或者反向因果問題,將同一個(gè)縣級(jí)除自身以外其他家庭平均收入不平等作為自身家庭收入不平等的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法估計(jì)。表9匯報(bào)了采用工具變量法重新估計(jì)收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。一階段回歸結(jié)果顯示工具變量與主要解釋變量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(估計(jì)系數(shù)在1%置信水平上顯著為正),二階段回歸顯示收入不平等估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),即收入不平等的擴(kuò)大不利于家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的提高。具體來說,每提高一個(gè)單位收入不平等,家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平降低0.309個(gè)單位,該結(jié)果與表5第(2)列估計(jì)結(jié)果基本一致,表5的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。采用工具變量法進(jìn)行異質(zhì)性分析也發(fā)現(xiàn),收入不平等的擴(kuò)大不利于低收入群體、農(nóng)村群體以及東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平的提高,表6的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響(工具變量法)

2.聯(lián)立方程模型。房價(jià)上漲、收入不平等、家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)三者之間可能存在互為因果關(guān)系,采用單方程模型很難完整有效地表達(dá)出房價(jià)上漲、收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的相互作用關(guān)系,但如果使用聯(lián)立方程模型則不存在這樣的問題。將房價(jià)上漲、收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)視為內(nèi)生變量,構(gòu)建結(jié)構(gòu)式聯(lián)立方程模型,采用三階段最小二乘法估計(jì)房價(jià)上漲、收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)三者間的關(guān)系,聯(lián)立方程模型設(shè)計(jì)如下:

SCOREijt=β0+β1Inequalityjt+β2Kijt+θt+φj+μijt

(9)

Inequalityjt=α0+α1LNHPjt+α2Zijt+θt+φj+μijt

(10)

LNHPjt=δ0+δ1SCOREijt+δ2Nijt+θt+φj+μijt

(11)

式(9)～式(11)中,式(9)為家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)方程,式(10)為收入不平等方程,式(11)為房價(jià)上漲方程。Kijt、Zijt、Nijt分別為控制變量,其他變量與前文一致。

表10匯報(bào)了采用三階段最小二乘法對(duì)式(9)～(10)進(jìn)行回歸的估計(jì)結(jié)果。前3列為全樣本回歸結(jié)果,后9列為分樣本回歸結(jié)果。表10第(2)列收入不平等方程估計(jì)結(jié)果顯示,商品房銷售價(jià)格在1%的水平上顯著為正,即城市房價(jià)上漲擴(kuò)大收入不平等。第(1)列全樣本消費(fèi)升級(jí)方程估計(jì)結(jié)果顯示,收入不平等估計(jì)系數(shù)在1%置信水平上顯著為負(fù),即收入不平等程度擴(kuò)大抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)?？梢?城市房價(jià)上漲在抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的同時(shí),也會(huì)通過加劇收入不平等,間接抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),該結(jié)論與前述表7第(1)(2)列所得結(jié)論一致。分區(qū)域看,從第(5)(8)(11)列收入不平等方程估計(jì)結(jié)果顯示,城市房價(jià)上漲顯著提高東部和中部地區(qū)收入不平等,而對(duì)西部地區(qū)收入不平等產(chǎn)生正向不顯著的影響。從第(4)(7)(10)列消費(fèi)升級(jí)方程看,收入不平等顯著抑制東部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而對(duì)中部和西部家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在不顯著的正向影響。通過分區(qū)域中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,東部地區(qū)與全國樣本一致,收入不平等是城市房價(jià)影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介變量,而在中部地區(qū)和西部地區(qū)則不存在中介效應(yīng)。由此可知,表7的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表10 房價(jià)上漲、收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)(3SLS)

3.替換被解釋變量。采用消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)作為被解釋變量估計(jì)房價(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響結(jié)果。全樣本估計(jì)下房價(jià)上漲抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。從家庭房產(chǎn)數(shù)量異質(zhì)性角度看,城市房價(jià)上漲顯著抑制一套房家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平,而對(duì)無房家庭和多套房家庭影響不顯著。從家庭人口結(jié)構(gòu)異質(zhì)性角度看,男性兒童占比、家庭老年人口占比越高,房價(jià)上漲對(duì)這類家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果就越大。因此,替換被解釋變量之后,所得結(jié)論仍與表1、表3、表4所得結(jié)論一致。

同時(shí),采用消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)作為被解釋變量估計(jì)收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響結(jié)果與前文基本一致。全樣本估計(jì)結(jié)果顯示,收入不平等在5%的水平上顯著為負(fù),與表5第(2)列估計(jì)結(jié)果方向一致。從收入不平等影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果看,收入不平等的擴(kuò)大,依然顯著抑制低收入家庭、農(nóng)村家庭、東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平,該結(jié)論與表6估計(jì)結(jié)果一致?？梢?表5和表6的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

從收入不平等中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果看,式(1)估計(jì)城市房價(jià)估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正,即房價(jià)上漲顯著提高收入不平等。式(4)在式(1)基礎(chǔ)上加入收入基尼系數(shù)后,房價(jià)估計(jì)系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù),收入基尼系數(shù)估計(jì)系數(shù)也在5%的水平上顯著為負(fù),且房價(jià)估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值由表1第(2)列的0.122下降到0.115,收入基尼系數(shù)的估計(jì)值與城市房價(jià)估計(jì)系數(shù)的乘積為負(fù),與城市房價(jià)對(duì)消費(fèi)升級(jí)系數(shù)的估計(jì)系數(shù)符號(hào)一致,故收入不平等是房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介變量,其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為8.70%,表7前兩列估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

分區(qū)域看,商品房銷售價(jià)格顯著抑制東部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而對(duì)中部和西部分別呈不顯著的正向影響,與表4估計(jì)結(jié)果基本一致。商品房銷售價(jià)格顯著擴(kuò)大東部和中部地區(qū)收入不平等,縮小西部地區(qū)收入不平等,與表7第(3)(5)(7)列估計(jì)結(jié)果一致。聯(lián)合考慮房價(jià)和收入不平等后,商品房銷售價(jià)格顯著抑制東部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而對(duì)中部和西部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響不顯著。收入不平等顯著抑制東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),促進(jìn)西部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),與表7第(4)(6)(8)列估計(jì)結(jié)果基本一致。由此可以判斷,收入不平等在房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)過程中的中介效用僅在東部地區(qū)顯著,故表7第(3)～(8)列估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.替換解釋變量。使用住宅商品房銷售價(jià)格對(duì)上文實(shí)證結(jié)果再次進(jìn)行穩(wěn)健性分析?？紤]到基尼系數(shù)的計(jì)算方法對(duì)處于收入分配中高收入階層家庭更敏感,其估算結(jié)果有一定的局限性,故使用泰爾指數(shù)計(jì)算收入不平等并對(duì)實(shí)證結(jié)果重新估計(jì)。

從房價(jià)上漲與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間關(guān)系看,房價(jià)上漲顯著抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),且男性兒童占比、家庭老年人口占比越高的家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果更加明顯,估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。房產(chǎn)數(shù)量異質(zhì)性結(jié)果均不顯著,但考慮到反向因果問題,使用工具變量法再次檢驗(yàn),其結(jié)論是穩(wěn)健的。從收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系看,收入泰爾指數(shù)也顯著抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),且這種抑制效果在低收入群體、農(nóng)村戶口家庭以及東部和中部地區(qū)顯現(xiàn)得更加顯著,與前文的估計(jì)結(jié)果一致。

從收入不平等的中介效用看,結(jié)果也均是穩(wěn)健的。首先從全樣本估計(jì)結(jié)果看,住宅商品房銷售價(jià)格對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)估計(jì)系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù),即住宅商品房銷售價(jià)格上漲抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。住宅商品房銷售價(jià)格對(duì)收入泰爾指數(shù)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正,即住宅商品房銷售價(jià)格上漲擴(kuò)大收入不平等。將房價(jià)和收入不平等全部納入模型估計(jì)發(fā)現(xiàn),住宅商品房銷售價(jià)格估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值由0.135下降到0.118,且收入泰爾指數(shù)對(duì)發(fā)展享受型消費(fèi)占比的估計(jì)系數(shù)與房價(jià)對(duì)收入泰爾指數(shù)的估計(jì)系數(shù)的乘積為負(fù),與房價(jià)對(duì)家庭發(fā)展享受型消費(fèi)占比的估計(jì)系數(shù)符號(hào)方向一致,故收入不平等是房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的中介變量。

分區(qū)域來看,住宅商品房銷售價(jià)格顯著抑制東部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而對(duì)中部和西部分別呈不顯著的正向影響,同時(shí)住宅商品房銷售價(jià)格顯著擴(kuò)大東部地區(qū)收入不平等,縮小中部地區(qū)收入不平等。聯(lián)合考慮房價(jià)和收入不平等后,住宅商品房銷售價(jià)格依然顯著擴(kuò)大東部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而對(duì)中部和西部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響不顯著。收入不平等顯著抑制東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),促進(jìn)西部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),但西部地區(qū)估計(jì)結(jié)果不顯著。綜上所述,收入不平等在房價(jià)上漲影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)過程中的中介效用僅在東部地區(qū)顯著。

五、研究結(jié)論與對(duì)策建議

基于2014年和2016年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)以及地市級(jí)層面房價(jià)數(shù)據(jù),采用雙向固定效應(yīng)模型、工具變量法、聯(lián)立方程模型考察房價(jià)上漲、收入不平等與家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明:房價(jià)上漲抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),且房價(jià)上漲主要降低家庭發(fā)展型消費(fèi)份額。從異質(zhì)性角度看,房價(jià)上漲對(duì)單套房、東部地區(qū)以及男性兒童占比和老年人口占比較高家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的抑制效果更加明顯;其次,收入不平等程度的擴(kuò)大不利于家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),且主要降低了低收入、農(nóng)村以及東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。最后,收入不平等的中介效應(yīng)顯著,即城市房價(jià)上漲不僅可以直接抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而且也可以通過加劇收入不平等間接抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),且從區(qū)域異質(zhì)性結(jié)果看,收入不平等的中介效應(yīng)僅在東部地區(qū)顯著,而在中部和西部地區(qū)不顯著。

基于以上研究結(jié)論,提出如下對(duì)策建議:

第一,因城施策,健全房地產(chǎn)市場穩(wěn)定發(fā)展機(jī)制。在房價(jià)水平較高的東部和中部地區(qū),房價(jià)上漲抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),而在房價(jià)水平較低的西部地區(qū),房價(jià)上漲對(duì)其影響正向不顯著。因此,政府在繼續(xù)調(diào)控房價(jià)的同時(shí),要因城施策,一方面要控制西部地區(qū)房價(jià)上漲處在合理范圍內(nèi)以保證西部地區(qū)居民消費(fèi)升級(jí),另一方面要遏制東部與中部地區(qū)因炒房、投機(jī)等行為造成房價(jià)上漲持續(xù)攀升。與此同時(shí),時(shí)刻關(guān)注一套房、家庭男性兒童占比、家庭老人占比較高這類家庭對(duì)剛性房屋和改善型房屋的需求,尤其是在放開二胎政策以及當(dāng)前我國老齡化增速迅猛的背景下,家庭房屋購買意愿可能增加,家庭負(fù)擔(dān)壓力增大。政府應(yīng)該鼓勵(lì)構(gòu)建新型婚育文化,抵制天價(jià)彩禮、大操大辦等婚嫁陋習(xí)。

第二,進(jìn)一步優(yōu)化民生財(cái)政支出結(jié)構(gòu),提高家庭風(fēng)險(xiǎn)抵御能力,縮小社會(huì)不平等程度。研究發(fā)現(xiàn)收入不平等程度的擴(kuò)大主要降低了低收入、農(nóng)村以及東部和中部地區(qū)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平。其中低收入群體家庭風(fēng)險(xiǎn)抵御能力較弱,儲(chǔ)蓄意愿更強(qiáng)。東部和中部地區(qū)房價(jià)過高,生活成本較高,部分中低收入家庭為了縮小與中高收入群體差異,消費(fèi)意愿也較低。因此,政府應(yīng)進(jìn)一步提高弱勢群體社會(huì)、醫(yī)療、教育、住房保障等方面民生財(cái)政支出,為弱勢群體構(gòu)建良好的生存與發(fā)展環(huán)境,提高家庭消費(fèi)意愿。同時(shí),鼓勵(lì)弱勢群體通過教育以及自身的努力縮小差距,提高社會(huì)整體收入水平。