房產(chǎn)價值變化對城鎮(zhèn)居民消費的影響-北京大學(xué)

國家自然科學(xué)基金—北京大學(xué)管理科學(xué)數(shù)據(jù)中心(DataCenterforManagementScience,NSFC-PKU)成立于交叉學(xué)科為特點的實體學(xué)術(shù)科研機構(gòu)，中心長期開展以中國家庭追蹤調(diào)查(ChinaFamilyPanelStudies,CFPS)、中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy,CHARLS)為代表的一系列大樣本、高質(zhì)量的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)收集。自成立以來，。/0116的非對稱性、異質(zhì)性和作用機制進行了研究。本文主要有以下發(fā)現(xiàn)：(1)房產(chǎn)價值變化對消費的影響正向顯著，進一步來看長期比短期影響更為明顯。(2)針對作用機制檢驗的研究發(fā)現(xiàn)，本文否認(rèn)了直接財富效應(yīng)和抵押品效應(yīng)學(xué)歷的人群中發(fā)揮的更為充分。(3)房產(chǎn)價值下降和房價下跌均不會對居民消費產(chǎn)生明顯的抑制作用，而房產(chǎn)價值增加和房價上漲均有明顯的刺激作用。(4)房產(chǎn)價值變化的影響在不同人群中具有差異，相對于沒有住房改善1的影響意義，也使得房產(chǎn)和居民消費之間的關(guān)系成為各國政府部門和學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的焦點。在2008年四萬億投資和貨幣量化寬松的刺激下，我國房價水平普遍明顯上漲。目前，房地產(chǎn)及其相關(guān)產(chǎn)業(yè)成為當(dāng)前國民經(jīng)濟的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，并在經(jīng)濟增長和財富分配中起到重要作用。在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景下，房產(chǎn)去庫存成為當(dāng)前宏觀政策核心。與之伴隨的一個擔(dān)憂是，我國房價長期維持高位并被認(rèn)為存在較大程度泡沫，房產(chǎn)去庫存的宏觀政策可能帶來房價的大幅波動，由此可能誘發(fā)費會帶來何種影響？進一步來看，伴隨著近年來房價的持續(xù)上漲和住房自有率的大幅提升，房產(chǎn)原因，還是尋求擴大居民消費的有效途徑，都不能忽視房產(chǎn)與居民消費之間的關(guān)系。事實上，從穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)和促改革的視角看，房產(chǎn)都是穩(wěn)定消費和拉動經(jīng)濟增長的重要動力來源，考察房利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年至2014年微觀面板數(shù)據(jù)，本文考察了房產(chǎn)價值變化對城鎮(zhèn)居民消費的影響，并進一步探討了這一影響的非對稱性、異質(zhì)性和作用機制。與以往研究房價高低)對消費水平的影響，而很少從增量角度考察房產(chǎn)價值變化對消費變動的影響，本文對后者進行了分析。(2)已有研究沒有系統(tǒng)檢驗房產(chǎn)價值變化對消費變動影響背后所蘊藏的作用機制；本文發(fā)現(xiàn)預(yù)防性儲蓄動機是根本動因，而不是國外研究所普遍認(rèn)同的抵押品效應(yīng)或直接財富效應(yīng)。(3)已有關(guān)于我國房產(chǎn)價值變化對消費影響的研究，很少針對房產(chǎn)價值上升和下降的影響差異進行比較，本文基于房產(chǎn)價值和房價兩個角度進行分析，尤其是考察房產(chǎn)價值下降和房價顯著下跌所帶來的消費影響，試圖為政策制定和風(fēng)險預(yù)警方面提供建議。(4)已有關(guān)于我國房產(chǎn)價值變化對居民消費影響的研究，很少比較其在不同人群中的差異，本文通過年齡階段、區(qū)域、地本文剩余部分安排如下：第一部分文獻綜述，梳理和評價房產(chǎn)價值變化對消費影響的文獻；第二部分為數(shù)據(jù)和變量，介紹數(shù)據(jù)來源、變量選取和定義；第三部分首先構(gòu)建用于研究房產(chǎn)價值變化對消費影響的計量模型，然后進行實證分析、穩(wěn)健性檢驗和進一步討論；第四部分系統(tǒng)檢驗房產(chǎn)價值變化影響背后蘊含的不同作用機制；第五部分對房產(chǎn)價值變化和房價變化影響的非對稱性進行檢驗，側(cè)重研究房價顯著下跌所帶來的消費風(fēng)險問題；第六部分考察房產(chǎn)價值變化影響的①根據(jù)《中國民生發(fā)展報告(2016)》，城市家庭2014年房產(chǎn)凈值(住房總資產(chǎn)扣除住房負(fù)債后的凈值)占家庭2一般認(rèn)為，房產(chǎn)與消費之間存在兩種效應(yīng)，一是房產(chǎn)價值高低(存量)對消費水平的影響，即資產(chǎn)效應(yīng)；二是房產(chǎn)價值變化(增量)對消費變動的影響，即財富效應(yīng)。事實上二者存在明顯差異，前者指同一時刻不同家庭房產(chǎn)價值差異導(dǎo)致的消費高低，后者指同一家庭不同時刻房產(chǎn)價值變化引致的消費變化。本文主要考察房產(chǎn)財富效應(yīng)，因此后文不再涉及資產(chǎn)效應(yīng)方面。早期關(guān)于房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究主要采用宏觀加總數(shù)據(jù)，然而它無法避免理論上的“可加性”問題和計量上的“內(nèi)生性”問題，加之缺乏微觀機理和異質(zhì)性分析而備受質(zhì)疑，因此主流經(jīng)濟學(xué)后來強調(diào)使(一)房產(chǎn)財富效應(yīng)學(xué)術(shù)界針對房產(chǎn)價值變化對居民家庭行為影響的關(guān)注由來已久，涉及到客觀(譬如消費、工作流動性和勞動力參與等)和主觀(譬如主觀幸福感、社會信任和政治態(tài)度等)等多個維度，由于消費在經(jīng)濟、社會和心理等不同層面的廣泛影響，房產(chǎn)財富效應(yīng)成為其中的研究熱點。關(guān)于房產(chǎn)的財富效應(yīng)，早期研究側(cè)重于估計房產(chǎn)價值變化(或者房價波動)對居民消費影響總體作用力、方向和顯著性等方面，近年來，有關(guān)房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究日益豐富①。值得注意的是，房產(chǎn)的財富效應(yīng)往往是不同作用渠道的合力，而它們發(fā)揮作用的方式、方向和程度不盡相同，同時相關(guān)研究又是基于不同國家、地區(qū)以及不同樣本時間的宏微觀數(shù)據(jù)，所得結(jié)論可能存在一定差異。國際上關(guān)于房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究開展較早，成果也較為豐富，往往以邊際消費傾向(MPC)或者消費彈性的形式表現(xiàn)。大多數(shù)研究認(rèn)為，房產(chǎn)價值變化(或者房價波動)0.2，而Calcagnoetal.(2009)基于意大利銀行住戶收入和財富調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，邊際消費傾Gan0)基于香港地區(qū)個人住房抵押貸款和信用卡消費的研究發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)每升Wang值變化的邊際消費傾向約為0.18；Bhatia&Mitchell(2016)基于加拿大微觀家庭的研究發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)收益每目前，關(guān)于我國房產(chǎn)(或房價)對消費影響的微觀實證研究開展較晚，相關(guān)文獻主要沿襲國外的研究范式來展開，但有關(guān)房產(chǎn)(或房價)對消費影響的有限研究往往集中在資產(chǎn)效應(yīng)(黃靜比較，財富效應(yīng)的非對稱性，財富效應(yīng)關(guān)于不同類型消費品的影響差異，以及在年齡、資產(chǎn)等方面的門檻效應(yīng)等ntPeltonenCalcagnoetalKhalifaetalTobingAtalayetal3萬曉莉等，2017)，真正涉及財富效應(yīng)的文獻較為缺乏并且尚未達成共識。僅有的幾篇文獻主要如下，杜莉等(2013)基于上海居民調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，房價上漲總體上提高了居民的平均消費傾向；李濤和陳斌開(2014)基于中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究表明，房產(chǎn)的財富效應(yīng)并不顯著，即使在擁有第二套住房的家庭中也不顯著，謝潔玉等(2012)使用同樣數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，房價上漲家庭追蹤調(diào)查的研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)住房產(chǎn)對消費沒有明顯作用，但非現(xiàn)住房對家庭消費具有明顯的促進作用，其中彈性系數(shù)為0.075。其中，以李濤和陳斌開(2014)、尚昀和臧旭恒(2016)的研究①。(二)房產(chǎn)財富效應(yīng)的作用機制研究近年來，關(guān)于房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究重心之一在于作用機制的微觀檢驗，主要包括直接財富效應(yīng)、抵押品效應(yīng)和預(yù)防性儲蓄動機等。也有學(xué)者提出，房產(chǎn)價值變化與消費并無關(guān)聯(lián)，即房產(chǎn)價值變化和消費變動之間不存在因果關(guān)系，自然就談不上所謂作用機制?？偟膩砜矗煌饔脵C制1.直接財富效應(yīng)所謂直接財富效應(yīng)(又稱純財富效應(yīng))，是指房產(chǎn)價值增加(或房價上漲)時會降低居民預(yù)算約束，刺激居民消費意愿，從而帶來居民消費的持久性增加。具體而言，很多學(xué)者基于持久收入假說認(rèn)為，如果未預(yù)期到(Unexpected)的房價上漲(房產(chǎn)價值增加)促進居民消費，而預(yù)期到(Expected)的房價上漲(房產(chǎn)價值增加)并無顯著影響，那么直接財富效應(yīng)就是成立的。al(2009)的研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)期以及未預(yù)期到的地區(qū)房價變動對年輕和年老住戶均對消費產(chǎn)生顯著影此外，還有一些文獻基于有無住房(即無房者RenterVS有房者Owner)、住房數(shù)量(單套2.抵押品效應(yīng)所謂抵押品效應(yīng)(又稱流動性約束效應(yīng))，是指居民在現(xiàn)實中往往面臨流動性約束，而住房對消費者借貸而言具有抵押品作用，住戶更容易獲得貸款并減少融資成本，通過信貸市場增加了①正如李濤和陳斌開(2014)文中所說，“由于能力、偏好、對未來預(yù)期等因素不可觀察，要在橫截面數(shù)據(jù)中解決因缺失變量帶來的內(nèi)生性問題是非常困難的，一種理想的情況是，如果擁有家庭兩期面板數(shù)據(jù)，我們可以通過在計量模型中添加家庭固定效應(yīng)來控制家庭成員不可觀察的能力和偏好，進而研究住房價格變化對居民消費的影響，這就是文獻中所強調(diào)的財富效應(yīng)”。遺憾的是，雖然李濤和陳斌開(2014)、尚昀和臧旭恒(2016)的研究模型分析。4占可支配收入)越高，即居民遭受流動性約束的可能性和程度越高，房產(chǎn)財富效應(yīng)越明顯，從而值比)是否高于0.8為界定義是否遭受流動性約束(超過則認(rèn)為遭受約束，反之則沒有)，研究3.預(yù)防性儲蓄動機所謂預(yù)防性儲蓄動機，是指面對不確定的世界，房產(chǎn)具有緩沖儲備的功能，當(dāng)房產(chǎn)價值增加時，居民的預(yù)防性儲蓄需求會減少，從而增加當(dāng)期消費。值得注意的是，大多數(shù)國際研究檢驗抵押品效應(yīng)是否成立，但對預(yù)防性儲蓄動機較少進行檢驗。究其原因，相關(guān)文獻集中在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，社會保障制度往往相對完善導(dǎo)致家庭預(yù)防性儲蓄動機相對較低，同時消費信貸較為發(fā)達導(dǎo)致對此，相關(guān)研究主要借鑒流動性約束的代理指標(biāo)進行反向檢驗，即如果流動性約束越緊的居研究發(fā)現(xiàn)，流動性約束越強的那些家庭往往不會擁有較多的預(yù)防性儲蓄，當(dāng)房產(chǎn)價值增加導(dǎo)致存在資本利得時，流動性約束越松的家庭反而越有可能相應(yīng)減少預(yù)防性儲蓄而增加消費，從而支持預(yù)防性儲蓄動機的成立；Mian&Sufi(2011)基于美國大都會地區(qū)(MSAs)微觀家庭的研究表明，然而，這種間接檢驗方法往往受到質(zhì)疑，原因在于抵押品效應(yīng)的否定并不必然意味著預(yù)防性儲蓄動機的成立。Gan(2010)提出，當(dāng)人們感到無需存錢時可能增加外出就餐等開支，故容易推斷出房產(chǎn)增值對諸如外出就餐或者娛樂等自由支配的花銷影響更為敏感，并由此出發(fā)驗證了預(yù)文章對財富效應(yīng)背后蘊含的不同作用機制進行了檢驗，但主要局限在香港地區(qū)，而該地區(qū)無論是經(jīng)濟體制、金融市場環(huán)境和消費心理等諸多方面與內(nèi)地存在較大差異，所得結(jié)論并不具備全國代表性。此外，還有一些學(xué)者認(rèn)為，盡管從歷史數(shù)據(jù)來看，房產(chǎn)(或房價)與居民消費具有同向運動的強相關(guān)性，但這并不能說明兩者間一定存在因果關(guān)系，也有可能是預(yù)期收入、利率、金融自①關(guān)于流動性約束(類似于信貸約束)，相關(guān)研究主要通過流動資產(chǎn)占收人比(LWY)、負(fù)債占可支配收入比 (DSR)、貸款占住房價值比(LTV)、剩余房貸占家庭總收入比重即抵押貸款可承受能力(Mortgage而增加的儲蓄，如果房產(chǎn)價值增加(房價上漲)導(dǎo)致存在資本利得時，流動性約束越松的家庭則越有可能相應(yīng)減52016)，換句話說，房產(chǎn)與居民消費之間被認(rèn)為是“無關(guān)的”。(三)房產(chǎn)財富效應(yīng)的非對稱性房產(chǎn)財富效應(yīng)研究領(lǐng)域的一個有趣問題在于檢驗財富效應(yīng)的非對稱性是否成立，即檢驗房產(chǎn)價值下降(或房價下跌)所帶來的消費下降程度，是否要高于房產(chǎn)價值上升(或房價上漲)帶來民消費銳減和全球性經(jīng)濟衰退，當(dāng)前我國房價持續(xù)上升，因此大家也日益關(guān)注房價顯著下降所帶關(guān)于財富效應(yīng)的非對稱性，有學(xué)者持支持態(tài)度，譬如Engelhardt(1996)利用美國收入動態(tài)面板調(diào)查數(shù)據(jù)并結(jié)合分位數(shù)回歸方法，通過儲蓄角度間接支持了非對稱性的成立，研究發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價上漲時儲蓄率幾也有文獻認(rèn)為非對稱性未必成立，譬如Disney(2010)基于英國家庭動態(tài)調(diào)查的研究發(fā)現(xiàn)，對具有負(fù)資產(chǎn)(Negativeequity)的家庭而言，房價上漲和房價下跌時的邊際消費傾向并無較大差異，均為0.04；Jiangetal.(2013)利用美國退休與健康數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，房價上漲會刺激消費，費；Andreu(2015)利用荷蘭家庭微觀數(shù)據(jù)，從儲蓄角度間接檢驗否認(rèn)了非對稱性，研究發(fā)現(xiàn)在不同年齡層面上，房價上升對儲蓄均起到明顯的抑制作用(邊際儲蓄傾向逐漸價上漲的作用vanBeersetal國中央銀行家庭調(diào)查的研究發(fā)現(xiàn)，房價上漲和房價下跌均對(四)房產(chǎn)財富效應(yīng)的群體差異住房持有狀況。所謂住房持有狀況，具體包括家庭是否持有住房、持有住房數(shù)量或者是否自更為明顯；相對于單套房家庭，多套房家庭的財富效應(yīng)更為明顯；相對于自住房，非自住房的財Guisoetal和3.5歐分，但對租房者并未發(fā)現(xiàn)消費與房價之間的顯著關(guān)系；Sinai&Souleles(2005)研究發(fā)現(xiàn)，對具有多套住房的家庭而言，財富效應(yīng)發(fā)揮的最為充分，但對僅擁有一套或者甚至沒有住房的家庭而言，財富效應(yīng)Gan9.97%的消費支出上漲，但對僅擁有一套房家庭而言僅為1.68%；尚昀和臧旭恒(2016)研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)住房產(chǎn)對消費沒有明顯6了租住和住房擁有家庭的財富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)房價變動系數(shù)基本相同；杜莉等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，房價上升對無房家庭消費的刺激作用甚至大于有房家庭；李濤和陳斌開(2014)的研究發(fā)現(xiàn)，對于年齡階段。很多學(xué)者認(rèn)為，由于年老人群往往擁有較多的房產(chǎn)和收入，年輕人群擁有的則相 (2007)基于英國微觀家庭消費支出的研究發(fā)現(xiàn)，房價每上漲1%，年長者的消費彈性(約1.7%)l約為年輕者(1.1%)的兩倍，很多學(xué)者的研究角度和結(jié)論與之類似(Sinai&Souleles，2005；Grant如Wang(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，年輕群體的邊際消費傾向約為每歐元1.8Tobing(2012)以美國2001、2003和2005年收入追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(PSID)為基礎(chǔ)，使用門檻估計一個簡單的正向或者負(fù)向關(guān)系，采用門檻估計模型，發(fā)現(xiàn)了收入的門檻效應(yīng)，Liaoetal.(2014)將傳統(tǒng)的財富效應(yīng)研究與行為經(jīng)濟學(xué)相結(jié)合，檢驗了風(fēng)險態(tài)度與財富效應(yīng)的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)僅低風(fēng)險厭惡家庭組表現(xiàn)出房產(chǎn)財富綜合對房產(chǎn)財富效應(yīng)、作用機制、非對稱性及群體差異的文獻回顧發(fā)現(xiàn)，我國居民房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究較為缺乏，尤其是對作用機制的微觀檢驗和群體差異研究還不夠深入，特別是有關(guān)非(一)數(shù)據(jù)來源本文數(shù)據(jù)來自于中國家庭追蹤調(diào)查(ChinaFamilyPanelStudies，CFPS)，該組數(shù)據(jù)由北京大CFPS年和2014年數(shù)據(jù)，在穩(wěn)健性分析中也使用了CFPS2012年數(shù)據(jù)①。能性 7居民和農(nóng)村居民的定義，規(guī)定城鎮(zhèn)居民是指居住在城鎮(zhèn)范圍內(nèi)的常住人口，包含具有城鎮(zhèn)戶籍的本時，本文選取以兩次調(diào)查都在樣本中的城鎮(zhèn)家庭，并且刪除跨年間家庭住址發(fā)生變化的城鎮(zhèn)家。(二)變量定義1.家庭人均非住房消費。參照相關(guān)研究，本文引入家庭人均非住房消費(非住房消費支出/家括食物支出、衣著支出、居住支出、家庭設(shè)備及日用品支出、醫(yī)療保健支出、交通通訊支出、文2.家庭人均凈房產(chǎn)。CFPS問卷中詢問了城鎮(zhèn)居民的自評房產(chǎn)價值(以下簡稱房產(chǎn))，本文通過家庭人均凈房產(chǎn)考察財富效應(yīng)。所謂凈房產(chǎn)，是總房產(chǎn)扣除住房負(fù)債后得到的凈值，其中總房其它住房兩部分，在問卷中通過被調(diào)查者對住房的自估價值進行衡量⑤。①本文以家庭戶主常住地來(后文有所說明)區(qū)別城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭，其中農(nóng)村戶籍人口在城市居住6個月及例非常低(只有X%)，因此房產(chǎn)價值及其變化對農(nóng)名工樣本并沒有實質(zhì)性含義。但考慮到樣本的多元性及與國家統(tǒng)計局定義的可缺失(10年有但14年未有或者反之)和跨年家庭住址發(fā)生變化的城鎮(zhèn)居民還剩8144條，樣本流失率約為12.3%(1042/9286)。通過比較可知，刪失和未刪失樣本中關(guān)鍵變量的統(tǒng)計特征③關(guān)于對資產(chǎn)存量是否應(yīng)該進行折算的問題，已有研究還存在一定的討論。本文由于特別關(guān)注房產(chǎn)價值在不同年年份間的可比較性。修費和取暖費等方面。⑤對于現(xiàn)住房，如果回答是完全自有的則視為大產(chǎn)權(quán)房，回答和單位共有產(chǎn)權(quán)的則視為小產(chǎn)權(quán)房，回答其它答案 (譬如租住、公房、廉租房、公租房、家人親戚朋友提供等)則視為沒有產(chǎn)權(quán)。對于大產(chǎn)權(quán)房，自估價值即為該權(quán)房，根據(jù)我國國情其在市場上可以使用、出租、繼承或者轉(zhuǎn)賣，本文同樣將自估CFPS的具有產(chǎn)權(quán)的住房，因此其自估值可視為住房總資產(chǎn)價值。將二者加總之后，便可得到總的住房資產(chǎn)CFP2014中未涉及該問題，對此，本文根據(jù)虛擬戶主在CFPS2010時唯一不變的個人編碼(pid)在CFPS2014進士。為便于分析，本文構(gòu)建戶主是否具有大學(xué)及以上學(xué)歷(包含大專、本科、碩士和博士等)的虛擬變量。⑧CFPS2010關(guān)于家庭成年成員自評健康狀況的選項為“健康，一般健康，比較不健康，不健康，非常不健人口規(guī)模，便可得到健康成員比重。⑨城鎮(zhèn)居民可支配收入，是指城鎮(zhèn)居民能夠自由支配的收入，一般而言就是城鎮(zhèn)居民家庭收入扣除各項稅費和社后余下的收入，既包括現(xiàn)金收入也包括實物收入。其中，家庭收入是指家庭人員在調(diào)查期內(nèi)獲得的工8GDP關(guān)變量定義的值得注意的是，有關(guān)房產(chǎn)財富效應(yīng)的研究本質(zhì)上是針對那些不同時間跨度上均具有房產(chǎn)的家庭進行的，在跨期中住房變化可分為四種情況，即跨期均未有住房、由無房到有房、由有房到無房以及跨期均有住房等，對此，本文分別構(gòu)建上述四種情況的二值虛擬變量d1、d2、d3和d4。NHC071NHV611d101d2d變?yōu)橛蟹縿t取值為01d3d01有住房d4d01gele0101態(tài)rriage01貌itic01家庭中16歲以下成員/家庭人口規(guī)模0家庭中60以上成員/家庭人口規(guī)模01比alth家庭中身體健康成年成員/家庭人口規(guī)模01產(chǎn)NFV地區(qū)t01地區(qū)01凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入之和，不包括出售財產(chǎn)收入和借貸收入。然后，將家庭收入扣，金融總資產(chǎn)主要包括現(xiàn)金、存款、別人欠自家錢、金融產(chǎn)品(如股票、債券和基金等)兩類，非住房負(fù)債主要包括在銀行和非銀行方面(如親友和民間金融組織等)的非住房方面的負(fù)債(如車貸、教育貸款等)。9地區(qū)ddle01T01GDP率DP所在省(直轄市或自治區(qū))GDP率產(chǎn)NHVC庭人均凈房產(chǎn)的0V940支出me4180te家庭總資產(chǎn)比重01增加Up01下降wn01難ty01el上海地區(qū)取值0101ltiple01可支配收入.8?由于數(shù)據(jù)存在缺失，所以部分變量的觀(一)計量模型以往國內(nèi)文獻由于數(shù)據(jù)所限，關(guān)注更多的往往是房產(chǎn)的資產(chǎn)效應(yīng)而非財富效應(yīng)，本文通過察房產(chǎn)的財富效應(yīng)。對此，構(gòu)造模型如(1)式所示：NHCit=b′NHVit+y￠′Xit+vi+T+μit(1)其中，下標(biāo)i表示第i個城鎮(zhèn)居民家庭，t表示所處時間(2010或者2014年)；NHCit表示itb表示相關(guān)變量對應(yīng)的系數(shù)向量；T為時間固定效應(yīng)，用以表示不可觀測的不隨個體變化的時間因素(譬如宏觀經(jīng)濟形勢等)的影響；μit表示特質(zhì)隨機誤差項。由于模型(1)既考慮了個體固定效應(yīng)，又考慮了時間固定效應(yīng)，因此模型(1)為雙向的固定效應(yīng)(FE)模型。參考Johnsonetal.(2006)的模型設(shè)定對模型(1)進行差分，得到一階差分的計量模型：DNHCit=b′DNHVit+y￠′DXit+c+Dμit(2)使用一階差分模型的優(yōu)勢在于，它通過在家庭內(nèi)部進行差分控制了家庭不可觀測因素對城鎮(zhèn)效應(yīng)模型本質(zhì)上是等價的。然而，一階差分模型在應(yīng)用中比固定效應(yīng)模型更加靈活。比如，城鎮(zhèn)居民人均非住房消費支出的變化(DNHCit)可能不僅與人均凈房產(chǎn)、人均凈金融資產(chǎn)或者人均可支配收入等時變變量的差分值有關(guān)，還和一系列變量的水平值(如戶主年齡和受教育程度等)制變量水平值和變動值對城鎮(zhèn)居民人均非住房消費支出的影響。下面，給出同時控制變量差分值和水平值的一階差分模型(3)如下所示：DNHCit=b′DNHVit+y￠′DXit+入￠′Zit+c+Dμit(3)及地區(qū)虛擬變量等。在分析房產(chǎn)的財富效應(yīng)時，需要考慮不同原因所可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，譬如房產(chǎn)價值的測量誤差問題，家庭對未來的預(yù)期、能力和風(fēng)險偏好等因素?zé)o法測度所帶來的遺漏變量問題，以及居民消費變化可能反向影響房價進而帶影響房產(chǎn)價值變化的雙向因果關(guān)系問題。事實上，Wang (2015)認(rèn)為，如果這些不可觀測的因素在一段時間內(nèi)保持不變，可以通過個體“異質(zhì)性”加以控制，這也是面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢所在。本文參考已有研究，采用所在社區(qū)人均凈房產(chǎn)的中位數(shù)的一階差分值(DNHVC)作為工具變量(IV)①。應(yīng)主要考察房產(chǎn)價值變化的影響，相關(guān)研究往往僅針對跨期均有住房的城 (2015)等研究的思路，通過比較全樣本和跨期均有房子樣本(d4=1)關(guān)于DNHV的估計系數(shù)是否存在明顯差異來進行判斷，如果差異不顯著則表明樣本選擇性問題并不嚴(yán)重，否則樣本選擇(二)實證結(jié)果表2模型(1)控制了人均凈房產(chǎn)、戶主特征、家庭人口社會學(xué)特征和地理特征，模型(2)在(1)的基礎(chǔ)上繼續(xù)控制了人均可支配收入，模型(3)在(2)的基礎(chǔ)上繼續(xù)控制了人均金融凈資產(chǎn)，模型(4)在(3)的基礎(chǔ)上僅針對那些跨期均有房子樣本的分析結(jié)果，模型(5)是在結(jié)果①一般而言，居民所在社區(qū)人均凈房產(chǎn)的中位數(shù)(NHVC)，往往與居民人均凈房產(chǎn)(NHV)具有較強的相關(guān)性，但與居民人均非住房消費支出(NHC)并無顯著關(guān)聯(lián)。由此可知，NHVC的一階差分值與NHV的一階差分值同(4)基礎(chǔ)上引入IV時的估計結(jié)果。首先，通過比較結(jié)果(1)、(2)和(3)發(fā)現(xiàn)，核心變量?人均凈房產(chǎn)的方向、大小和顯著通過比較結(jié)果(4)和結(jié)果(3)可知，?人均凈房產(chǎn)的估計系數(shù)的大小及其顯著性水平差異不我國城鎮(zhèn)居民住房自有率較高，而其它變量的系數(shù)大小和顯著性水平與結(jié)果(3)相比也大多保持不變①。此外，通過比較結(jié)果(5)和結(jié)果(4)可知，對跨期均有住房的子樣本而言，引入IV后?人均凈房產(chǎn)的估計結(jié)果(0.0110)IV時相比并無明顯差異，工具變量通過了識別不足檢驗和弱工具變量檢驗②，IV鑒于房產(chǎn)價值變化對兩期均有住房的家庭才更具意義，因此結(jié)果(4)可被認(rèn)為是本文的基準(zhǔn)萬元，即我國房產(chǎn)的財富效應(yīng)正向顯著。由此可知，當(dāng)前大多數(shù)家庭買房主要作為資產(chǎn)投資而非自住(剛需)，房價上漲的強制性儲蓄(減少現(xiàn)期消費)效應(yīng)要小于但房產(chǎn)價值增加的財富效應(yīng)，值得注意的是，由表2可知，?人均可支配收入的影響在結(jié)果(2)和結(jié)果(3)中均為正向顯著，但在結(jié)果(4)和結(jié)果(5)中不再顯著。事實上，?人均可支配收入和?人均非住房消費支出的相關(guān)系數(shù)約為0.1094(跨期均有房樣本)，從而導(dǎo)致可支配收入的變化并不會對消費支出的變房樣本)，也就不可能存在收入和房產(chǎn)之間相互轉(zhuǎn)化所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。計240戶)而言，?人均凈房產(chǎn)對?人均非住房消費支出的影響正向不顯著(0.0033)；對跨期從有房到無房的家庭而言(共計256戶)，?人均凈房產(chǎn)的影響同樣正向不顯著(0.0010)。某種意義上，再次驗證了如果僅對跨期均有房家庭進行分析，由此產(chǎn)生的樣本選擇性問題所帶來的估計偏誤并不嚴(yán)重。簡便起見，此處不再匯報具體估②具體而言，關(guān)于識別不足檢驗(Underidentificationtest)中Kleibergen-PaaprkLMstatistic的檢驗值為14.193，檢驗(Weakidentificationtest)中，Cragg-DonaldWaldFstatistic和Kleibergen-PaaprkWaldFstatistic的水平上(10%maximalIVsize)取值分別為16.38和8.96，這就表明檢驗拒絕了該工具變量與內(nèi)生變量不相關(guān)的(基準(zhǔn)回歸)樣子人均凈房產(chǎn)********)))))***)))))***)))))*******)))))學(xué)及**)))))態(tài))))))貌)))))**)))))比)))))人均可支配收入**))))人均金融凈資產(chǎn)******)))地區(qū))))))地區(qū))))))GDP率298***161******)))))***)))))RN67上存在一定差異；?前綴?表示相關(guān)變量的一階差分值，其中人均非住房消費支出、人均凈房產(chǎn)、人均金融凈資產(chǎn)和人均可支配收等變量均以萬元為單位；④括號內(nèi)數(shù)字表示標(biāo)準(zhǔn)誤，并在社區(qū)層面上聚類(cluster)。一般認(rèn)為，房產(chǎn)和金融資產(chǎn)往往是當(dāng)前中國城鎮(zhèn)居民最為主要的兩種財富形式，二者之間可能存在此消彼長的“蹺蹺板效應(yīng)”，從而可能導(dǎo)致金融凈資產(chǎn)存在內(nèi)生性問題。但本文發(fā)現(xiàn)，這一問題在本文可能并不嚴(yán)重。一方面，數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)人均凈房產(chǎn)的一階差分值和人均金融凈資產(chǎn)的這里可能的原因在于：一方面，我國居民在金融市場往往存在“有限參與”現(xiàn)象，二者之間的轉(zhuǎn)化并不像其它發(fā)達國家那么普遍，內(nèi)生性問題出現(xiàn)的可能性大大降低；另一方面，兩期的間進一步來看，由結(jié)果(4)可知，對于居民消費支出而言，影響正向顯著的變量為GDP增長的消費支出將會增加?；诮Y(jié)果(4)被認(rèn)為是本文的基準(zhǔn)估計結(jié)果，綜合考慮，后文僅針對那些(三)穩(wěn)健性檢驗雖然前面的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價值變化對消費具有顯著正影響，但為慎重下面從四個方面放估計具體估計結(jié)果，若有興趣可向作者索要。穩(wěn)健性檢驗三：將?人均非住房消費支出替換為?人均生活消費支出(此時納入居住支出)，準(zhǔn)結(jié)果比較接近，財富效應(yīng)的結(jié)論依然穩(wěn)健。此外，鑒于估計系數(shù)略有增大，這從側(cè)面表明房產(chǎn)價值變化對居住支出穩(wěn)健性檢驗四：將人均層面換成家庭層面，即將人均層面的非住房消費支出、凈房產(chǎn)、可支3可知，在將相關(guān)稱人均總房產(chǎn)**)人均凈房產(chǎn)********))))人均可支配收入)))))N(四)進一步討論1.房產(chǎn)價值變化率。之前，本文發(fā)現(xiàn)了房產(chǎn)價值波動對居民消費有著明顯的正向刺激作用，率越高，則非住房消費支出變化率就越大，非住房消費支出變化率凈房產(chǎn)變化率******(0.00001)(0.00001)可支配收入(15.46032)(15.63521)①下面，本文計算房產(chǎn)價值變化率和消費支出變化率。所謂房產(chǎn)價值變化率，即(2014年人均凈房產(chǎn)-2010年人均N2.住房差異。前面都是跨期均有房的簡單分析，下面我們進一步從住房數(shù)量角度進行區(qū)分，以跨期單套房為參照，引入是否由單套房轉(zhuǎn)為多套房、是否由多套房轉(zhuǎn)為單套房以及是否跨期多住房面積變化角度進行考察，此時本文以面積跨期不變?yōu)閰⒄战M，引入是否面積增加和是否面積期均為單套房家庭的財富效應(yīng)依然存在，進一步的由交叉項可知，跨期由多套房轉(zhuǎn)為單套房家庭的財富效應(yīng)顯著降低，跨期由單套房轉(zhuǎn)為多套房家庭的財富效應(yīng)雖有增加但不明顯；最為重要的家庭在面臨房產(chǎn)價值增加時，著。進一步的由交叉項可知，跨期面積增加和跨期面積減少家庭的財富效應(yīng)有所增加但均不顯著，事實上這兩類家庭已經(jīng)完成了換房，因此房產(chǎn)價值變化對其有一定影響，但再購房的動機任然存在，兩方面的綜合作用導(dǎo)致綜上，相對于單套房家庭，跨期均為多套房家庭的財富效應(yīng)并未顯著增加；進一步來看，在變量跨期均有房家庭跨期均為單套房家庭人均凈房產(chǎn)**(0.0033)(0.0907)均凈房產(chǎn)*IN2(=1)(0.0059)均凈房產(chǎn)*IN3(=1)*(0.0075)均凈房產(chǎn)*IN4(=1)(0.0040)均凈房產(chǎn)*Bigger(=1)(0.0908)均凈房產(chǎn)*Smaller(=1)(0.0908)人均可支配收入(0.0098)(0.0064)套房家庭。N89小于長期效應(yīng)，原因變量短期效應(yīng)長期效應(yīng)人均凈房產(chǎn)***(0.0039)(0.0018)人均可支配收入(0.0098)(0.0094)N下面，本文將基于不同角度檢驗財富效應(yīng)的相關(guān)作用機制是否成立。事實上，這些作用機制分。譬如，如果直接財富效應(yīng)起作用，則可以通過房產(chǎn)價值增加(房價上漲)來促進消費的持久增加；如果抵押品效應(yīng)起作用，則可以通過提高住戶的信貸可得性來緩解流動性約束進而刺激當(dāng)當(dāng)期消費。(一)直接財富效應(yīng)下面，本文基于數(shù)據(jù)事實并參照已有研究，主要從以下兩個方面進行檢驗：首先，以城鎮(zhèn)居被認(rèn)為是未預(yù)期到的房產(chǎn)價值變化的代理變臉，同時所在社區(qū)商品房價格變化率被認(rèn)為預(yù)期到的房產(chǎn)價值變化的代理變量，估計結(jié)果參見表7。其次，從房價預(yù)期角度出發(fā)，以房價預(yù)期不變?yōu)轭A(yù)期上升和預(yù)期下降的兩個虛擬變量，并與人均凈房產(chǎn)進行交叉②。①CFPS問卷中涉及城鎮(zhèn)居民所在社區(qū)商品房的一般價格，本文通過比較社區(qū)2010年和2014年一般價格變化便可社區(qū)商品房價格變化率。值得注意的是，部分社區(qū)某年商品房一般價格存在缺失，對此，本文通過房價值除以自住房面積，進而計算得出自住房價格；在此基礎(chǔ)上，在社區(qū)層面上求自住房價格中位商品房一般價格的缺失值。當(dāng)然，這種做法存在一定偏差，但無疑最能準(zhǔn)確反映地區(qū)層面房價因素域或者區(qū)縣的測度更為準(zhǔn)確。個簡化為預(yù)期下降，將后兩個簡化為預(yù)期上升，并以基本不變(即預(yù)期不變)為參照組，構(gòu)建預(yù)期上升和預(yù)期下降的費支出?人均凈房產(chǎn)(預(yù)期到的)?人均凈房產(chǎn)(未預(yù)期到的)人均可支配收入N(二)抵押品效應(yīng)下面，本文基于數(shù)據(jù)事實并參照已有研究思路(Wang，2015)，從家庭負(fù)債程度①和流動性數(shù)(約0.4)，引入負(fù)債程度是否較高的二值虛擬變量IC(高于0.4取值為1，否則取值為0)，L交叉。最后，本文將家庭負(fù)債程度是否較高和家庭流動性資產(chǎn)數(shù)量是否較低進行交叉，并以負(fù)債程度較低(IC=1)且流動性資產(chǎn)數(shù)量較低(IL=1)為參照組，考察其它三種情況的差異，估計結(jié)多寡多寡人均凈房產(chǎn)****?人均凈房產(chǎn)*)))均凈房產(chǎn)*IC1)均凈房產(chǎn)*IL**))①本文參照相關(guān)研究，將家庭負(fù)債程度定義為家庭總負(fù)債/年可支配收入，取值越高則表明流動性約束程度越家庭總負(fù)債為未還清住房負(fù)債和金融負(fù)債之和；金融負(fù)債主要包括城鎮(zhèn)居民在銀行和非銀行方面(如親友和民間金融組織等)的非住房方面的負(fù)債(如車貸、教育貸款等)。由于大部分家庭沒有負(fù)債，因此本文參②本文將流動性資產(chǎn)定義為家庭凈金融資產(chǎn)和家庭生產(chǎn)經(jīng)營性凈資產(chǎn)之和。這些資產(chǎn)與房產(chǎn)相比，變現(xiàn)往往相對容易，因此流動性較強。其中，家庭生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)主要包括農(nóng)用機械、土地資產(chǎn)和經(jīng)營性資產(chǎn)(家庭在個人和人均凈房產(chǎn)*(IL=1)均凈房產(chǎn)*IL*))均凈房產(chǎn)*IL)人均可支配收入人均可支配收入)))NN準(zhǔn)組即家庭負(fù)債程度較低家庭的財富效應(yīng)依然存在，進一步的由交叉項可知，家庭負(fù)債程度較高家庭的財富效應(yīng)雖有增加但不顯著，從而否認(rèn)了抵押品效應(yīng)的成立。同樣的，如果僅從流動性資財富效應(yīng)依然存在，進一步的由交叉項可知，流動性資產(chǎn)數(shù)量較低的家庭的財富效應(yīng)雖有減少但影響正向顯著，這表明基準(zhǔn)組即遭受最嚴(yán)重流動性約束家庭的財富效應(yīng)依然存在，進一步的由交叉項可知，其它三類家庭的財富效應(yīng)均有顯著增加，即遭受流動性約束相對較輕家庭的財富效應(yīng)綜上，無論是家庭負(fù)債程度還是流動性資產(chǎn)多寡抑或是將二者交叉，本文直接否認(rèn)了抵押品(三)預(yù)防性儲蓄動機下面，本文參照Gan(2010)的思路，檢驗考察房產(chǎn)價值變化對不同類型消費的影響差異。此時，本文將非住房消費支出進一步分為兩類，基本消費支出(主要包括食品和衣著等方面)和非基本消費支出(主要包括家庭設(shè)備及日用品、交通通訊、醫(yī)療保健、文教娛樂和其它消費性支出等方面)；鑒于CFPS在食物支出中并未區(qū)分在家就餐和在外就餐，本文以衣著支出作為基本消費支出的代理變量，將文教娛樂和其他消費支出作為非基本消費支出的代理變量，估計結(jié)果參支出人均凈房產(chǎn)*****))))人均可支配收入))))N事實上，城鎮(zhèn)居民如果存在預(yù)防性儲蓄動機，如果房產(chǎn)增值時，居民的預(yù)防性儲蓄動機往往削弱，此時對非基本消費支出的刺激作用往往更為明顯；當(dāng)房產(chǎn)貶值時，同樣的對非住房消費支值變化對城鎮(zhèn)居民非基本消費支出的影響往往更為強烈。符合人們的經(jīng)驗直覺，從而驗證了預(yù)防性儲蓄動機；進一步來看，房產(chǎn)價值變化對衣著支出的影響明顯小與以往國際研究大多支持抵押品效應(yīng)的共識不同，本文認(rèn)為預(yù)防性儲蓄動機才是解釋房產(chǎn)價各種基于房產(chǎn)的抵押貸款、反向抵押貸款和再融資等金融產(chǎn)品的存在，使得居民可以通過不出售越強家庭的刺激作用往往越大，住房抵押貸款近年來迅猛發(fā)展，但抵押貸款產(chǎn)品形式單一尤其是缺乏房產(chǎn)增值抵押貸款產(chǎn)品，流行性約束效應(yīng)的發(fā)揮受到極大限制；不僅如此，我國居民傳統(tǒng)上“量入為出”的消費觀念比較強烈，大多數(shù)家庭消費屬于儲蓄型而不是借貸型，不到萬不得已不會通過抵押住房來滿足當(dāng)前消費，從而導(dǎo)致抵押品效應(yīng)往往發(fā)揮(四)預(yù)防性儲蓄動機的相關(guān)推論1.有住房困難家庭的財富效應(yīng)是否更大。如果預(yù)防性儲蓄動機成立，那么有住房困難家庭在理論上就更應(yīng)該面臨預(yù)防性儲蓄問題，即房產(chǎn)的財富效應(yīng)相對于無住房困難家庭而言就更大。下構(gòu)建城鎮(zhèn)居民是否存在住房困難的二值虛擬變量(存在困難取值為1，否則為0)，并與?人均凈人均非住房消費人均凈房產(chǎn)**)?人均凈房產(chǎn)*住房困難)人均可支配收入S)N是存在的，而交叉項系數(shù)正向不顯著則表明存在住房困難家庭的財富效應(yīng)雖有增強但不明顯，與預(yù)防性儲蓄動機并不吻合。事實上，存在住房困難的城鎮(zhèn)家庭往往收入和資產(chǎn)較低，面對房價持續(xù)高企，在考慮未來改善住房可能引致的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)(如積累首付款、歸還房屋貸款或借款等)時2.存在改善性住房需求家庭的財富效應(yīng)是否更小。如果預(yù)防性儲蓄動機成立，那么存在改善性住房需求家庭的預(yù)防性儲蓄動機相對較弱，即房產(chǎn)的財富效應(yīng)相對于沒有改善性住房需求家庭如果家庭人均凈房產(chǎn)低于所在社區(qū)人均凈房產(chǎn)的中位數(shù)，將之定義為城鎮(zhèn)居民具有改善性住房需求，反之不具備改善性住房需求。此時，本文引入是否具有改善性住房需求的二值虛擬變量(具著，這就表明不存在改善性住房需求城鎮(zhèn)家庭的財富效應(yīng)是存在的，而交叉項系數(shù)負(fù)向顯著則表難人均凈房產(chǎn))人均凈房產(chǎn)*改善性住房需求*)人均可支配收入)N引入城鎮(zhèn)家庭房產(chǎn)占比是否較高的二值虛擬變量(如果凈房產(chǎn)占凈資產(chǎn)比重大于中位數(shù)0.89，則占比較高的家庭，此時取值為1，否則取值為0)，然后與?人均凈房產(chǎn)進行交叉；穩(wěn)健性起見，本文還以70%分位數(shù)(約0.93)為界構(gòu)建二值虛擬變量后與?人均凈房產(chǎn)進行交叉，相關(guān)0.64和0.40)，進行類似分析。數(shù)%分位數(shù)人均凈房產(chǎn)**)))))人均凈房產(chǎn)*高)))))人均可支配收入)))))N表明基準(zhǔn)組即房產(chǎn)占比較低家庭的財富效應(yīng)是存在的，而交叉項均不顯著，這就表明房產(chǎn)占比高低與否并不會產(chǎn)生財富效應(yīng)大小的本質(zhì)區(qū)別。之所以差異不大，原因可能在于目前我國居民的投投資方式可能更為豐富和多樣，住房的投資屬性雖然在一定程度上仍然存在，但受到其它投資方式的影響和沖擊，房產(chǎn)的財富效(一)房產(chǎn)價值下降對消費變化的影響近年來，我國城鎮(zhèn)居民房產(chǎn)由于房價持續(xù)上漲而不斷升值，但房價居高不下的同時也存在房價下跌導(dǎo)致房產(chǎn)價值下降的可能性。大家更關(guān)注的一個潛在經(jīng)濟風(fēng)險是，房產(chǎn)價值向下而不是忘上變化所帶來的消費影響問題，也即房產(chǎn)財富效應(yīng)的非對稱性問題。根據(jù)預(yù)防性儲蓄動機推斷如下，房產(chǎn)價值增加往往降低居民的預(yù)防性儲蓄動機，進而刺激消費，而房產(chǎn)價值下降時的影響則恰巧與之相反，從而抑制消費。下面，根據(jù)城鎮(zhèn)居民房產(chǎn)價值的跨年變化情況，分為房產(chǎn)價值跨，城鎮(zhèn)居民消費增此，房產(chǎn)價值增加會顯著刺激消費，而房產(chǎn)價值下降在一定程度上抑制消費，但無論從系數(shù)值大不成立②。①此時，本文根據(jù)家庭層面凈房產(chǎn)而不是人均層面凈房產(chǎn)構(gòu)建跨期房產(chǎn)價值變化的虛擬變量，并且此時凈房產(chǎn)不再進行CPI折算。鑒于房產(chǎn)價值跨期不變的家庭較少(約為147戶)，為便于分析此時不再納入，而僅保留跨期Down為0)，并與?人均凈房產(chǎn)**))人均可支配收入))N74下面，對房產(chǎn)財富效應(yīng)的非對稱性做進一步考察，鑒于房產(chǎn)價值下降的影響更值得關(guān)注，首針對住房數(shù)量不變的房產(chǎn)下降城鎮(zhèn)家庭，進一步觀察貶值原因是否由于換房原因所導(dǎo)致，相關(guān)結(jié)的房產(chǎn)下降在一定程度上反而會刺激消費，原因可能在于一方面家庭將房產(chǎn)收益轉(zhuǎn)化為收費，另一方面家庭也有可能存在購房需求進而壓縮消費，二者的綜合作用導(dǎo)致最終影響不顯著。住房數(shù)事實上，在房價普遍上漲的今天，住房數(shù)量不變而房產(chǎn)價值下降可能源于多個原因，譬如所導(dǎo)致貶值，或者城鎮(zhèn)居民將原有住房置換為條件更差的住房等等。此，本文將其分為兩類家庭，一類是換房，一類是沒有換房。由于CFPS并未詳細(xì)提供每套住當(dāng)然，這一處理方法存在一定偏誤，但能在最大程度上反映了居民住房變化的信息。鑒于未不變致房產(chǎn)價值下降，可能并不會導(dǎo)致消費的顯著下降。此外，對于房產(chǎn)價值下降，數(shù)量不變且存在換房行為的家庭較分組分析還是引入虛擬變量分析，結(jié)果并無太大差異。然而，如果引入虛擬變量進行分析，則無法直產(chǎn)價值下降家庭的財富效應(yīng)是否仍然顯著。因此，本文僅匯報分組回歸時的估計結(jié)果，而不再給出引房人均凈房產(chǎn)**)))人均可支配收入)))N0(二)房價下跌對消費的影響一般而言，房產(chǎn)價值變化中，人們最為關(guān)注的問題便是房價下跌可能帶來的風(fēng)險。對此，本類是跨期下跌，另一類是跨期未下跌(包含不變和上漲兩類)，此時，將社區(qū)商品房一般價格的變化作為居民房價變化的代理變量，以考察房價下跌與否的影響的非對稱性。另一方面，CFPS提供了自住房的房產(chǎn)值和建筑面積，也提供了非自住房的房產(chǎn)總值和建筑總面積，但數(shù)據(jù)所限無法獲得每一套住房的具體信息。與此同時，對跨期均有住房的家庭而言，擁有一套房的城鎮(zhèn)居民社區(qū)層面房價或者自住房房價未下跌時，人均凈房產(chǎn)每增值約1%，則城鎮(zhèn)居民消費分別增加約居民的消費并無顯著影響，即無論是從顯著性還是系數(shù)值大小來看，房價下跌影響的非對稱性同跌人均凈房產(chǎn)**))))人均可支配收入))))N834我國房價長期維持高位并被認(rèn)為存在較大泡沫，房產(chǎn)去庫存的宏觀政策可能帶來房價的大幅分人都認(rèn)為房價存在泡沫。管制導(dǎo)致價格扭曲，這是符合邏輯的，同時，管制也能維持扭曲的價格。從政府部門的調(diào)控目標(biāo)看，一定是避免房價的大起大落，尤其是房價大跌可能導(dǎo)致經(jīng)濟危機一個更好的選擇。(一)年齡階段歲及以下)為參照組，引入是否中年人群(36~59歲)和是否老年人群(60歲及以上)的二值虛輕人群的財富效應(yīng)是存在的，進一步的由交叉項可知，中年人群的財富效應(yīng)在一定程度上有所增加，而老年人群的在一定程度上有所降低但均不顯著，換句話說，財富效應(yīng)在不同年齡人群間的財富效應(yīng)是存在的，進一步由交叉項可知，關(guān)于基本消費支出的財富效應(yīng)在不同年齡人群間的差異并不明顯；同樣的，對于非基本消費支出的結(jié)論與之類似。這就意味著，預(yù)防性儲蓄動機的強綜上，財富效應(yīng)在不同年齡人群間的差異并不明顯；進一步來看，預(yù)防性儲蓄動機的強弱在人均非住房消費支出人均基本消費支出人均非基本消費支出人均凈房產(chǎn)**)))人均凈房產(chǎn)*中年人群(=1))))人均凈房產(chǎn)*老年人群(=1))))人均可支配收入)))N(二)地區(qū)差異下面，本文根據(jù)城鎮(zhèn)居民所在省(直轄市或自治區(qū))，將其所在地區(qū)劃分為(準(zhǔn))一線地區(qū)和非(準(zhǔn))一線地區(qū)，相關(guān)估計結(jié)果參見表17①。強烈。究其原因，這可能是面對同等幅度的房產(chǎn)價值變化，(準(zhǔn))一線地區(qū)城鎮(zhèn)家庭往往面臨更表17(準(zhǔn))一線地區(qū)VS非(準(zhǔn))一線地區(qū)人均凈房產(chǎn)********))))人均可支配收入*))))N17116下面進一步考察預(yù)防性儲蓄動機在不同地區(qū)的差異，以準(zhǔn)一線地區(qū)和非準(zhǔn)一線地區(qū)為例進行對準(zhǔn)一線地區(qū)而言，關(guān)于非基本消費支出的財富效應(yīng)略大于基本消費支出，這就表明預(yù)防性儲蓄動機在準(zhǔn)一線地區(qū)表現(xiàn)的就不是那么強烈。究其原因，可能在于準(zhǔn)一線地區(qū)的社會保障機制相對吻合。人均凈房產(chǎn)******))))人均可支配收入*①由于CFPS僅僅提供了所在省(直轄市或自治區(qū))的代碼，而未提供具體所在城市的信息，方便起見，本文首先規(guī)定北京市和上海市為一線地區(qū)，其他地區(qū)為非一線地區(qū)(該定義規(guī)定為一線1)；穩(wěn)健性起見，查閱中國統(tǒng)，再將天津市、浙江省、福建省和廣東省等地區(qū)納入到準(zhǔn)一線地區(qū)進行分析(規(guī)定為一線2)。))))N1616(三)地區(qū)差異下面，本文根據(jù)城鎮(zhèn)居民所在省(直轄市)，按照傳統(tǒng)定義將其劃分為西部地區(qū)、中部地區(qū)為明顯；東部地區(qū)的財富效應(yīng)正向顯著，但要比中部地區(qū)明顯要低很多，而西部地區(qū)的財富效應(yīng)人均凈房產(chǎn)***)))人均可支配收入***)))N對西部地區(qū)而言，非基本消費支出的財富效應(yīng)明顯大于基本消費支出，但均不顯著，這就表明預(yù)防性儲蓄動機在西部地區(qū)并未發(fā)生作用；對中部地區(qū)而言，非基本消費支出的財富效應(yīng)明顯大于基基本和非基本消費支出的財富效應(yīng)均正向顯著且無明顯差別，這就表明預(yù)防性儲蓄動機在東部地區(qū)并未發(fā)生作用。綜上，財富效應(yīng)在我國具有一定的地域差異；進一步而言，預(yù)防性儲蓄動機在人均凈房產(chǎn)*****))))))人均可支配收入****))))))N(四)受教育程度下面，本文根據(jù)城鎮(zhèn)家庭戶主是否具有大學(xué)及以上學(xué)歷，將其劃分為具備和不具備兩類，類教育程度如何，房產(chǎn)的財富效應(yīng)均為正向顯著，其中具備大學(xué)及以上學(xué)歷家庭的財富效應(yīng)更為明顯。究其原因，房產(chǎn)財富效應(yīng)的發(fā)揮需要經(jīng)過一定程序和步驟來履行，而受教育程度較高的戶主充分。學(xué)及以上學(xué)歷的人群而言，基本和非基本消費支出的財富效應(yīng)均正向顯著且無明顯差別，這就表明預(yù)防性儲蓄動機在西部地區(qū)并未發(fā)生作用；對具備大學(xué)以及上學(xué)歷的人群而言，非基本消費支出的財富效應(yīng)明顯大于基本消費支出，且均顯著，這就表明預(yù)防性儲蓄動機在具有更高教育程度綜上，具備大學(xué)及以上學(xué)歷家庭的財富效應(yīng)更為明顯；進一步而言，預(yù)防性儲蓄動機在在具上學(xué)歷歷人均凈房產(chǎn)***********))))))人均可支配收入***))))))N797979本文采用家庭微觀面板數(shù)據(jù)，考察了房產(chǎn)價值變化對城鎮(zhèn)居民非住房消費的財富效應(yīng)，并對而房產(chǎn)價值下降在一定程度上抑制消費，但無論從系數(shù)值大小還是顯著性水平來看，房產(chǎn)價值增加的影響大于房產(chǎn)價值下降；進一步來看，房價上漲能夠顯著刺激消費，而房價下跌對消費的抑制作用并不明顯，因此無論是間接角度的房產(chǎn)價值變化還是直接角度的房價波動，房產(chǎn)財富效應(yīng)的非對稱性在我國并不成立。(3)針對房產(chǎn)財富效應(yīng)作用機制檢驗的研究發(fā)現(xiàn)，未預(yù)期到和預(yù)期著大于基本消費支出，從而支持了預(yù)防性儲蓄動機的成立。(4)房產(chǎn)價值變化的影響在不同人群中具有差異，相對于沒有改善需求城鎮(zhèn)家庭，具有改善需求家庭的影響顯著降低；相對于(準(zhǔn))一線地區(qū)，非一線地區(qū)城鎮(zhèn)家庭的影響更為強烈；相對于西部和東部地區(qū)，中部地區(qū)的影響更為這一結(jié)論為去庫存政策提供了經(jīng)驗支持，同時表明房價的自由波動并不會對居民消費產(chǎn)生強烈抑制作用，相關(guān)管理部分應(yīng)放松房地產(chǎn)市場管控。(2)流動性約束的放松有待于我國金融工具的發(fā)育和規(guī)范，只有深化發(fā)展再融資市場和創(chuàng)新創(chuàng)造新型金融產(chǎn)品和金融工具(譬如抵押貸款、反向抵押貸款和再融資等金融產(chǎn)品)，才能有效將房產(chǎn)資本收益持久性的轉(zhuǎn)化為消費。(3)預(yù)防性儲金融資產(chǎn)的影響不容忽視，一方面由于存在種種制度和非制度壁壘，我國金融市場往往存在居民政府應(yīng)提高股票、證券、基金和債券等風(fēng)險性金融產(chǎn)品的管理和監(jiān)控能力，盡力避免相關(guān)產(chǎn)品價第2期。[13]AndreuE.S.,Theeffectofhousepricechangesonhouseholdsavingbehavior:AtheoreticalandempiricalstudyofMResearchReportsVolEEF[14]AtalayK.,WhelanS.,andYatesJ.,Houseprices,wealthandconsumption:NewevidencefromAustraliaandeandWealthVolpp[15]AttanasioO.P.,BlowL.,HamiltonR.andLeicesterA.,Boomsandbusts:Consumption,housepriceandsEconomicsVolpp[16]BhatiaK.,,MitchellC.,Household-specifichousingcapitalgainsandconsumption:EvidencefromCanadian[17]BrowningM.,GortzA.,andPtrsS.L.,Housingwealthandconsumption:Amicropanelstudy,TheEconomic[18]CalcagnoR.,ForneroE,RossiMC.Theeffectofhousepricesonhouseholdsaving:thecaseofItaly,JournalofRealEstateFinanceandEconomics,Vol.39,pp.284-300.[19]Campbell,J.Y.andJ.F.Cocco,2007,HowdoHousePriceAffectConsumption?EvidencefromMicroData,JournalofMonetaryEconomicsVolpp.591-621.[20]CooperD.,Housepricefluctuations:Theroleofhousingwealthasborrowingcollateral,TheReviewofEconomicsolpp[21]CooperD.,ImpendingU.S.spendingbust?Theroleofhousingwealthasborrowingcollateral,FederalreservebankkingPaper[22]