房价上升对城镇居民平均消费倾向的影响——基于上海市入户调查数据的实证研究

房价上升对城镇居民平均消费倾向的影响——基于上海市入户调查数据的实证研究 房价上升对城镇居民平均消费倾向的影响——基于上 海市入户调查数据的实证研究 2013年第3期No1>. 3,2013 (总第393期)General No. 393 舍、h'何也房价上升对城镇居民平均消费倾向的影响一一基于上海市入户调查数据的实证研究杜莉沈建光潘春阳(复旦大学经济学院，上海200433;瑞穗证券亚洲公司，香港;华东现工大学商学院，上海2?237) 摘要:房价上升主要通过;财富效应;、;流动性约束效应;以及;替代效应;三大机制对居民消费产生促进或抑制的作用。本文以上海城镇居民入户调查数据为基础，通过实证研究发现，近年来上海的房价上升总体上提高了居民的平均消费倾向，一方面，由于;财富效应自有住房家庭的平均消费倾向提高，另一方面，由于;替代效应尚无自有房的家庭放弃购房、转而扩大消费，从而其平均消费倾向也显著上升。由此本文提出抑制房价的政策有可能拖累居民消费，从而发展质量优良的公共租赁住房对于实现居民;住有所居;的重要意义更加凸显。关键词:房产价格;平均消费倾向:财富效应;替 代效应JEL分类号:四1i 012; R21 文献标识码:A文章编号:1α)2 -7246(2013)03 -?44 -14 一、引言居民平均消费倾向，即居民总体消费支出占可支配收入的比重，是反映一国经济运行状况的一个重要指标。根据资金流量表数据和家庭调查数据求得的我国的居民平均消费倾向，2000年以来都呈现出明显的持续下降的趋势(如图1)0从宏观上看，它是我国最终消费率(即最终消费占GDP的比重)下降，以致经济增长严重依赖投资和出口的重要原因。从微观上看，它使普通公众不能充分分享我国经济增长的成果，不利于促进社会和谐。在近年来世界经济复苏乏力的背景下，党的十八大以及;十二?五;规划等重要收稿日期:2012一12?10f乍者简介:杜莉，通讯作者，复旦大学经济学院公共经济学系常务副系主任，复旦大学公共经济研究中心执行主任，副教授，Email: lidu@fudan.edu.cn. 沈建光，瑞穗证券亚洲公司董事总经理，首席经济学家， 复旦大学经济学院客座教授。潘春阳，华东理工大学商学院讲师。*本项研究获得国家社科基金一般项目;房价上升对居民消费倾向的影响及公共政策的应用研究;(编号lIBJL020)、国家社科基金重大项目;中国特色公共经济理论与政策研究;(编号1l&ZD073) 以及复旦大学;985;兰期整体推进社会科学研究 项目(编号2011SHKXZD004)的资助。44 却13年第3期房价上升对城镇居民平均消费倾向的影响45 文件多次强调了通过扩大内需，特别是提振居民消费来保持经济持续稳定增长的策略方针，因此提高居民平均消费倾向的意义十分重大。0.8 0.6 0.4 0.2 。1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 回家庭调查数据圃资金流量表数据圈1我国居民平均消费倾向的变化趋势(1985-2009) 数据来源:资金流量表数据来源于《中国统计年鉴>>，家庭调查数据来源于CEIC数据库，作者进行了整理计算。住房是城镇居民家庭的重要资产，住房支出也是居民消费支出的重要组成部分，房价的变动理论上会对居民消费倾向产生重要的影响。1998年;房改;之后，我国城镇住房市场得到长足发展，房价自2003以来扶摇直上，全国287个地级市的平均商品房销售价格在2003-2010年间的平均增速达到19.7%，其中上海市商品房的平均售价2003年为每平方米5118元，2010年已上升至每平方米14400元?。在这种情况下，房价对我国居民消费倾向的影响越来越值得关注。明确房价上升究竟是促进还是抑制我国居民消费的因素，对于下一步制定正确的房价调控政策，以及采取提振居民消费的有效，具有显著的现实意义和紧迫性。但是，一定程度上受制于系统细致的数据资料的缺乏，国内学术界对于房价上升如何影响我国居民消费倾向的研究还不够深入，也远未达成共识。鉴于此，本文将在对国内外相关研究进行回顾梳理的基础上，利用对上海城镇居民家庭进行人户调查取得的微观数据，分析近年来房价上升对不同居住状况的上海城镇居民消费倾向的不同影响，从而明确房价变化影响我国居民消费倾向 的方向及具体机制，为我国下一步房价调控和提振居民消费政策的制定提供新的参考依据。二、房价上升影响居民消费倾向的经济学机制:基于对现有文献的综合综合国内外学者的相关研究房价上升影响居民平均消费倾向的机制主要可以归纳为;房产财富效应;、;流动性约束效应;和;替代效应;三类。? 数据来源:CEIC数据库。 46 4、.，.，仔也总第393期(一)房产财富效应对拥有房产的居民而言房产财富效应;是房产价格影响居民消费的基本机制。在;生命周期一永久收入;消费理论的框架下，当期消费C，可以表示为当期收入Y，与当期财富践的线性组合(Ando和Modigliani, 1963) : C, = cyY, + cwW, (1) 对一般消费者而言，财富主要由金融资产A，(如储蓄、股票与债券等)和住房资产R两部分构成，于是(1)式可以进一步表示为:C, = cyY, + cAA, + cHH, (2) 因而，在其他物价水平不变的情况下，房产价格的上升可以促进居民消费的增加。Ludwig和Slok(2002) 细分为;兑现的财富效应;与;未兑现的财富效应;两种:前者指将;房产财富效应; 住房资产的增值使房屋所有者的租金收入、房屋转让收入或住宅抵押贷款收入上升，从而带动房产所有者消费的上升;后者指房产财富一定程度上代表房屋所有者的;持久收入;房产价格上升时，房产财富的价值上升，房屋所有者会因;持久收入;增加而增加消费O许多学者从不同角度证明了住房财富效应的存在性。从宏观角度看，Ludwig和Slok(2002)通过考察16个OECD国家发现，房地产与股票资产都存在财富效应。Case、Quig??ley和Shiller(2005 )通过研究美国各州在20世纪80到90年代的面板数据发现:房产财富效应显著存在，而且房产的边际消费倾向(0.05-0.09)高于金融资产的边际消费倾向(0.02) ;他们还对14个国家25年的跨国面板数据进行了研究，发现房产的边际消费倾向为在0.11到O.17之间，而金融资产的变动则对消费没有影响。从微观角度进行的研究更为注重房产财富效应对不同年龄层次消费者的差异，Skinner ( 1996 )利用美国PSID收 入动态面板调查微观数据库研究发现，房产增值能够增加年轻居民的消费，而老年居民则更为谨慎，房产收益对其消费没有显著影响。Lehnart( 2004 )则发现房产价值变动对最年轻的那组居民(25岁到34岁)与较接近退休的那组居民(52岁到62岁)的消费行为影响最大，且住房财富效应对其他年龄段的居民也都存在。Campbell和Cocco( 2005 )利用英国消费者的微观数据研究发现:房产价格对老年房主的消费影响最大。虽然有大量的理论和实证研究支持;房产财富效应;的存在，但也有学者提出不同观点。首先，房产所有者能够利用其房产收益是;兑现的财富效应;的基本前提。利用房产收益的一种方式是选择房地产金融产品，如房产抵押贷款或者房产逆向抵押贷款，后者的典型情形是房屋所有者从银行获得年金收入，并在去世时将房产所有权转让给银行;利用房产收益的另一个方式是将原房产;以大换小;获取差额收益，甚至将原房产全部出售变现，由于房产的流动性较弱，这种方式要求存在一个交易成本(如搬迁戚本movingcost)较低、效率较高的房地产流通市场。Skinner(1993)在一个简洁的生命周期模型下通过 在搬迁成本为零时，无论是否存在逆向抵押贷款等金融产品，住数值模拟发现: 房财富效应都存在，且房产收益的边际消费倾向为0.025;但当搬迁成本较高但存在逆向抵押贷款时，房产收益的边际消费倾向降低到0.014，如果此时不存在逆向抵押贷款，那么住房财富效 2013年第3期房价上升对城镇居民平均消费倾向的影晌47 应并不存在。Dvornak和Kolher(2003 )的观点与此相似:与其他金融资产不同，房产流动性较弱，房产价格上升带来的收益较难变现并得以利用。其他学者也指出，在现实中，较穷困的居民往往只拥有很少的房产，因而逆向年金式住房抵押贷款并不能大幅改善其经济状况(Venti和Wise，1989);而较富有的居民并不倾向于搬迁和;以大换小除非家庭结构出现了显著变化(如退休、子女离开、伴侣去世等)(Feinstein和McFadden，1987) 0因而，在房地产金融发展滞后、房地产流通市场效率较低 的情况下;兑现的财富效应;的存在性难以确定。其次，就;未兑现的财富效应;而言，其实现要求房产增值收益的变动具有永久性，且房产所有者没有代际遗赠动机。因为根据;生命周期一永久收人;消费理论，暂时性的资产增值收益并不影响消费决策而如果存在代际遗赠动机房产所有者不会将房产增值收益消费掉，而是会将其全部或部分留给他的后代。Engelhardt( 1996 )利用美国家庭微观数据研究发现，当房价上升房产增值时，居民消费行为维持不变。他认为这主要是由于房产收益流动性弱以及居民对房产价格变动是否具有永久性的怀疑所致。Skinner( 1989 )通过数值模拟发现:当房产增值时，存在代际遗赠动机的房屋所有者的消费率增幅较小。这些研究表明;未兑现的财富效应;的存在性同样难以青定。以房产财富效应作为理论基础，我国学者也已进行了较多的实证研究。但大部分研究以宏观数据为基础进行，且分歧较大，其中张红(2005)、宋勃(2007)的研究认为在我国房价对消费的财富效应存在;而骆样炎(2007)、刘旦(2008)、高春亮(2007)等则认为房产财富效应并不明显。黄静等(2009)利用CNHS微观家庭调查数据对我国房产财富效应进行实证研究，认为房产财富效应存在，但该项研究以家庭耐用品支出作为消费的代理变量，由于耐用品与住房的互补性明显，所以用耐用品支出与房价的正向关系来证明房产财富效应的存在仍有一定的缺陷。(二)流动性约束效应和替代效应;房产财富效应;在房价影响居民消费的机制中最受关注，但对于并不拥有住房的消费者来说，这一效应显然不可能存在。从理论上讲，对于租房者或潜在购房者，房产价格的提高有可能迫使他们为买房而进行更多的储蓄也有可能使其中的中低收入者推迟甚至取消购房，反而提高消费水平。Ludwig和Slok(2002)将前者称为;流动性约束效应后者称为;替代效应;。从国外学者的研究看流动性约束效应;和;替代效应;都得到了一定的实证证据的支持。在;流动性约束效应;方面，Sheiner(1995)利用美国的PSID数据针对年轻的租房者进行实证研究发现，生活在房价较高的城市里的年轻租房者具有较高的储蓄率。Yo??shikawa和Ohtake( 1989 )也发现，当日本的土地价格上涨时， 计划购买住房的租房者将提高储蓄率。在;替代效应;方面，Yoshikawa和Ohtake( 1989 )发现日本的土地价格上升时，会有更多的年轻租房者放弃购房，转而增加奢侈品的消费，他们将这种情况称为;绝望的消费;0Engelhardt( 1994) 也指出房价上升提高了加拿大的租房者的消费水平，因为较高的房价降低了租赁者为买房首付进行储蓄的概率，房价每上涨4000美元，为购房而储蓄 48 总第393期4、';仔也的概率使降低1%。相对而言，直接针对房价上升对我国租房者或潜在购房者的消费行为的影响的研究较少。但杜莉等(2010)和陈健等(2012)已经开始关注房价上升抑制我国居民消费的流动性约束效应。杜莉等(2010)利用2003-2007年间我国172个地级市的面板数据进行实证研究，得出房价上升抑制我国居民消费的结论。陈健等(2012)根据我国31个省级区域的面板数据利用Hansen门槛模型进行实证分析也提出总体上我国的房价上涨会抑制消费。两项研究对此做出的解释都是由于我国房地产金融不发达以及流动性约束的存在，房价上升导致消费者为购房而增加储蓄、降低当期消费。但该两项研究均以宏观数据为基础进行实证分析，并未对房价上升对租房者消费行为的影响机制展开深入的研究，也完全没有涉及房价上升对我国居民消费的影响是否存在替代效应的问题。(三)对目前研究的评价与本文改进的方向显然，由于;流动性约束效应;和;房产财富效应;及;替代效应;的作用方向相反，房价上升总体上是促进还是抑制居民消费理论上无法给出肯定的答案。更进一步地说，对于拥有住房的消费者来说房产财富效应;究竟是否存在，对于尚未拥有住房的租房者和潜在的购房者来说，究竟是;流动性约束效应;还是;替代效应;占主导地位，理论上也无法确定。因此，对于近年来房价上升对于我国居民消费的影响机制，必须借助深入的实证研究来加以分析判断。更值得关注的是，对于特定消费者来说，房价上升究竟体现为三种效应中的哪一种，与其居住状况密切相关，而消费者是否拥有住房，并不是外生决定的，它应该包含在消费者为实现整个生命周期的效用 最大化的决策之中，并且也受到房价高低的影响。En??gelhardt ( 1994 )、Yoshikawa和Ohtake(1989)和Sheiner(1995)的理论模型都包含了房价上升通过影响消费者的购房决策进而影响其消费倾向的思想，当尚未拥有住房的消费者决定购房时，房价若上升，其可能为购房而更多储蓄，而如果房价上升导致其放弃了购房计划，则房价上升反而会使其更多消费。因此，房价上升对消费者购房决策的影响，是决定房价上升对居民消费倾向的最终影响的一个关键环节，但从国内外现有的相关文献看，将房价上升对购房需求的影响纳入关于房价上升对居民消费的影响的实证研究的，尚不多见。因此，鉴于目前关于房价对我国居民消费影响的研究缺乏对房价影响居民消费机制的全面考量，以及利用微观数据进行的较完善的实证分析，本文将以上海市为例，利用微观入户调查数据，结合消费者的居住状况、购房需求等相关因素，对房价影响居民消费的情况进行深入细致的实证研究，力求弥补以上缺陷。三、本文的调查方法和数据本文研究的数据来源为对上海城镇居民家庭进行入户调查取得的数据。我们的抽样方法和步骤为:从上海18个行政区中随机抽取15个区;参考各区人口占上海市总人口的 2013年第3期房价上升对城镇居民平均消费倾向的影响49 比重，在所选区随机抽取1到5个街道:在每个所选街道随机抽取一个居委会;在每个居委会抽取20户居民家庭。根据以上方法，我们共发放问卷约7?份，问卷回收后，经过筛选检查和回访，共得到有效问卷635份。初步的统计表明，2008-2011年间，受访家庭房价的平均水平从1.49万元上升到2. 16万元，四年间上升了45.0%。同一时期，受访家庭的总收入稳步上升，而总消费的增速略低，从而其平均消费倾向呈现出下降趋势，由0.68降至0.64。这一趋势与我国居民平均消费倾向近年来总体上的下降趋势是一致的。同时，本文的实证研究涉及到关于样本居民家庭基本情况的一些变量，这些变量的定义、均值、差等基本信息如表1所示。对于本项研究来说，样本的多样性和代表性基本符合要求。表l关于样本家庭基 本情况的变量的定义及描述性统计均值(标准差)名称定义总体样本自有房样本 非自有房样本男性户主为男生=1;户主为女性=00.46(0.50) 0.46(0.50) 0.46(0.50) 年龄户主出生年份-201247.ω(14.?) 50. 84( 13. 02) 40.43 (13.45) 受教育年数户主受教育年数5.36(1. 54) 5. 14( 1. 55) 5.84(1. 39) 巳婚已婚=1;非已婚=00.82(0.38) 0.91(0.29) 0.62(0.49) 全职工作户主全职工 作=1;否则=00.57(0.50) 0.51(0.50) 0.69(0.46) 退休户主退休=1;户主非退休 =00.35(0.48) 0.41(0.49) 0.21(0.41) 家庭规模家庭常住人口数量2. 94( 1.?) 2.93(0.91) 2.95 (1. 19) 子女数量家庭子女数量0.97(0.72) 1. 11 (0.71) 0.67(0.64) 住房为新建2?0年以后建造=1，否则=00.42(0.49) 0.47(0.50) 0.32(0.47) 住房建筑面积单位:平方米81.33(39.97) 87.61(36.64) 67. 07( 43.52) 房价收入比2011年住房单价/家庭总收入0.58(0.79) 0.48(0.38) O. 79( 1. 28) 自有住房自有住房=1;非自有住房=00.69(0.46) 租房租房=1;非租房 =00.17(0.38) 0.56(0.50) 与父母同住与父母同住=1;非父母同住=00.11 (0.31) 0.35(0.48) 购房需求有购房计划=1，无购房计划=00.18(0.39) 0.16(0.37) 0.23(0.43) 四、房价对居民平均消费倾向影响的实证分析尽管在2008-2011年 间，受访的上海城镇居民家庭的平均房价逐年上升，平均消费倾向则呈下降趋势， 却不足以证明房价与居民平均消费倾向的关系为负相关，因为居民平 50 总第393期4、.Ir硝记均消费倾向还受到收人等其他重要变量的影响， 因此本部分将针对问卷调查数据进行更为严格的计量经济分析。(一)房价对居民 总体平均消费倾向影响的面板数据分析我们首先针对调查所得的2008-2011年 的收入、消费、房价等面板数据进行分析，设定对数形式的线性回归方程，以平 均消费倾向为被解释变量建立以下面板数据模型:In_APC=β。+βJln_i时eS+ β21n_hVit +αi+8it (3) it it其中，L表示本次调查的单位个体(i = 1,2.... n ) , t表示年份(t = 2?8， 2009, 2010 ,2011 ) ，冉(j=0，1，2)为待估参 数矩阵，αi表征单位个体的差异性，B为随机扰动it项。模型中，被解释变量ln_APC为第i个被调查个体第t年的居民平均消费倾向的对it数，即居民家庭年消费总支出与该年可支配收人的比例，衡量了居民的消费意愿。模型的关键解释变量为房价以及等价规模收入的对数。其中，等价规模收入，考虑了家庭成员间收入的共享因素，我们将其定义为家庭年总可支配收入与家庭成员人数平方根之比。本文所主要关心的是变量房价hV之前的系数，即的符号、大小以及显著性。对于自有住β2it房家庭，我们以;自有住房总价;作为反映房价的指标，如果房产财富效应存在，则预计β2的符号应显著为正。对于非自有房家庭，考虑到他们如果准备买房，其购房目标不一定是现住房，而很可能是位于相同行政区的其他住宅，因此，我们以样本家庭所在行政区(如杨浦区)的每平方米住房平均单价即;本区平均房价;作为反映房价的指标，如果流动性约束效应居于主导地位，贝阳的符号应显著为负，如果替代效应居于主导地位，则的符2β2号应显著为正。根据以上模型，我们利用Stata12.0软件，针对拥有自有房的样本和不拥有自有房的样本分别进行实证检验，结果分别如表2第(1)、(2)列所示。可以看出，对于自有房样本和非自有房样本来说，上海居民的等价规模收入与平均消费倾向都存在明显的反向相关关系，即随着收入逐渐增加，平均消费倾向是在逐步减小的。这也印证了高收入者的平均消费倾向低于低收入者平均消费倾向的经济学基本原理。更重要的是，表2还显示，对两类样本来说，房价对居民的平均消费倾向都存在着显著的促进作用。对于自有房样本来说，自有住房总价对平均消费倾向的显著正向影响，说明住宅财富效应确实对上海市居民的消费需求发生影响。而对非自有房样本来说本区平均房价;与平均消费倾向也呈现显著的正相关关系，从弹性上看，房价上升对消费倾向的促进作用甚至还强于自有房样本家庭。这一回归结果非常值得关注，因为它说明，对于尚未购买住房的上海城镇居民来说房价上升对其消费需求的影响统计上并不主要体现为;流动性约束效应相反，房价越高，其平均消费倾向越高。对此可能的解释只能是过高的房价使得越 来越多元住房的居民放弃购房的愿望，他们不再为购房而储蓄，从而开始增加消费。 2013年第3期房价上升对城镇居民平均消费倾向的影晌51 表2房价对居民平均消费倾向的影晌的面板数据分析结果(1) ln平均消费倾向(2) ln平均消费倾向卢严?ln自有住房总价0.2621忡.[0.0270J -0.7616 ln等价规模收入-0.5699 ... [0.0271J [0.0608 J 0.3554 ln本区平均房价[0.0743J 常数项6.3887 ... 1. 9331 [0. 2607J [0. 6415J 观察值1319 573 R2 0.4511 O. 1751 F统计量401. 0975 44.2459 时间跨度2?8 -2011 2008 -2011 注:??表示p<0.1;;表示p<0. 05;川表示p<0. 01;?参数估计值下方为其标准误;?Hausman检验拒绝随机效应，故此采用固定效应的估计结果。(二)房价对自有房和非自由房居民平均消费倾向影响的截面数据分析为了将收入和房价以外的可能影响居民消费倾向的因素纳人模型，从而更全面客观地考量房价对上海城镇居民平均消费倾向的影响，我们利用2011年的截面数据，再次进行了计量经济分析。仍然设定对数形式的线性回归方程，以平均消费倾向(APC)为被解释变量，建立以下截面数据模型:ln_APC, =βlln_inces， +β21n_hvi +β3M + 8, (4) 其中，i表示本次调查的单位个体(i=1，2，…，时，β1为待估参数(j= 1 ,2, 3) ，矶为随机扰动项。模型中，解释变量ln_inces以及分别为等价规模收入和房价的对数。其中房价hv，为关键的解释变量，对自有房样本家庭和非自有房样本家庭，其取值仍然分别为自有住房总价和本区平均房价。根据居民消费影响因素的相关理论和实证研究文献，我们又选择了一组控制变量M，以避免变量缺失带来的估计偏差。各控制变量的基本信息仍如表1所示。利用Stata12.0软件，区分自有房样本和非自有房样本对(4)式模型进行估计的结果如表3第(1)、(2)列所示。可以看出，对于自有房样本家庭来说，2011年的;住房市场总价;与平均消费倾向仍然显著正相关，证明住宅财富效应确实对上海市拥有住房的居民家 庭的消费需求发生主导影响。而对非自有房样本家庭来说;本区平均房价;与平均 消费倾向也仍然呈现显著的正相关关系，再次证明与流动性约束效应相比;替代 效应;对这部分家庭的影响占据着主导地位。以上分析未考虑房价变动对居民消 费支出的不同组成部分的影响。事实上，房价上 52 总第393期4、&r树也升时，即使对准备购房的非自有房家庭来说，其房租和物业费等住房消费支出也可能上升，因此房价上升后替代效应的主导性 影响应主要体现在非住房消费支出的上升。针对这种情况，我们计算了居民家庭 年非住房消费支出(=年家庭总消费支出-房租-物业费)占年总可支配收入的比 重，得到非住房消费倾向，以之作为被解释变量，利用上述两类样本再次对(4)式模型进行计量经济分析，结果如表3第(3)、(4)列所示。可以看出，对自有房 样本家庭来说，房价对非住房消费倾向的影响方向为正但不显著，而对非自有房 样本家庭来说，本区平均房价与其非住房消费倾向显著正相关。这一结果进一步 说明，房价上升导致尚未拥有住房的上海市城镇居民家庭扩大非住房消费，这是 其总消费倾向提高的重要原因。表3房价对居民平均消费倾向的影晌的截面数据 分析结果(1) ln总平均(2)ln总平均(3) ln非住房(4) ln非住房消费倾向消费 倾向消费倾向消费倾向过?-0.3304 ..事ln等价规模收入-0.1851 -0.3500; -0.1853 [0.0361] [0.0505 ] [0. 1179] [0.0714J ln自有住房总价0.1198 .. 0.0125 [ O.倒04][0. 1189] ln本区平均房价0.1347 0.2052忡[0.0525] [0.0729] 男性-0.0188 0.0350 -0.2609 0.2230 [0.0472] [0.0759] [0.1749] [0.1306 ] 年龄一0.01330.0679忡0.0706 0.0879忡[0.0114 ] [0.0226] [0.0651] [0.0298] 年龄平方/10?O. 1626 -0.6016 -0.4632 -0.8186 [0. 1106] [0.2566] [0.6916] [0.3301] 受教育年数0.01? 0.0110 0.0460 O.? 95 [0.ω78] [0.?86] [0.0368 ] [0.0195] 已婚O.?42 -0.2999忡0.2449 -0.6155 ... [0.0841] [0.1028 ] [0.5851] [0. 1427] 全职工作-0.0502 O. 1118 -0.3278 0.2699 [0.0901 J [0.1269] [0.3690] [0.2225] 退休-0.1253 0.0820 -0.6973 0.4726 [0.0999] [0. 1738] [0.3875] [0. 2743J 家庭规模-0.0101 0.0033 -0.1661 0.0756 [0.0259] [0.0330] [0.1647] [0.0429] 常数项2.6715 -1. 6559’ 0.8545 -3.1774; [0.4610] [0.8136] [1.8172] [ 1. 1671 J 观察值321 146 42 74 2 0.2542 0.3135 0.4357 0.4607 RF统计量10.5661 6. 1641 2. 3934 5.3811 注:?*表示p<0.1;;表示p<0.05;川表示p<O.Ol;?括号内为其标准误。 2013年第3期房价上升对城镇居民平均消费倾向的影晌53 五、实证分析基本结论的可靠性分析:房价是否影响了居民购房意愿?上文实证分析的基本结论表明房价上升促使上海城镇居民中的自有房和非自有房家庭平均消费倾向均上升，对后者我们给出的解释是对非自有房家庭来说，房价上升带来的;替代效应;超过;流动性约束效应他们放弃或推迟了购房计划，从而消费增加。显然，居民的购房意愿是否会受到房价上升的影响，是判断上述结论成立与否的一个关键环节。鉴于此，我们对受访居民关于购房和租房的主观心态及其购房意愿的决定因素进行了更进一步的研究。表4列示了受访居民对关于购房和租房的一些常见说法的认同程度。结果表明，与非自有房样本家庭相比，自有房样本家庭显示了更强的;购房情结;他们更赞同;有房子才算有家;?;现在不买房，以后更买不起;甚至;宁可当房奴，也要咬牙买房;的观点，而目前没有自有房的样本家庭更能接受;租房也能安心生活;的观点。这说明，在房价高企的情况下，非自有房样本家庭放弃购房的可能性较大。表4样本*庭对于购房或租房的一些说法的同意程度自有房样本非自有房样本77飞飞17了有自己的房子才算有家3.94(0.69) 3.45(0.98) 现在不买房，以后更买不起3.27(0.99) 2.83 (1. 05) 租房也能安心生活2.63 (1. 08) 3.12(1.10) 宁可当房奴，也要咬牙买房2.64(0.97) 2.45(0.88) 注:?对于同意程度的赋值:1=非常不同意，2=不同意，3=无所谓， 4=同意，5=非常同意:?表内数值为均值，括号内为标准差。为了更进一步明确 房价和居民购房意愿的关系，我们利用logit二元选择模型，对样本居民家庭购 房意愿的影响因素进行了计量经济分析。模型中各变量的基本信息见表l和表4， 其中，被解释变量为居民家庭的;购房需求;这一两值变量，解释变量包括一系列 可能影响居民家庭购房需求的客观因素，以及居民关于住房的一些主观看法。在 客观因素中，我们特别关心的是;房价收入比即居民家庭现住房2011年单位价格 与该家庭2011年等价规模收入的比值。如果房价上升有促使居民放弃购房需求 的效应，则变量;房价收人比;前面的系数符号应为负。计量分析结果如表5所示。 54 4、.，.，仔也总第393期表5居民家庭购房需求影晌因素的计量经济分 析(2) (3) (4) (5) (1) 购房需求购房需求购房需求购房需求购房需求J? 房价 收入比-0.5426噜-0.5378 * -0.5078* -0.4626 * -0.5306巾[0. 2156J [0.2191J [0. 2239J [0. 2228J [0. 2186J 男性O. 1263 0.1389 0.2566 O. 1664 0.2074 [0. 3221J [0. 3286J [0. 3339J [0.3307] [0.3279] 年龄0.0507 0.0458 0.0525 0.0658 0.0470 [0.0827 J [0.0823J [0.0824J [0.0848J [0.0817J 年龄平方/1 ?o-0.9765 -0.9084 -0.9693 -1. 0602 -0.8846 [0. 9164J [0.9035 J [0. 9109J [0. 9416J [0. 8993J 受教育年数0.0532 0.06? 0.0570 0.0520 0.0606 [0.0577] [0.09><>579 J [0.0587 J [0.0609J [0.0581J 已婚O. 5492 0.5055 0.6496 0.6831 0.5932 [0.5188J [0. 5120J [0.5321] [0. 5198J [0.5201] 全职工作 1. 1150 1. 0274 0.9047 1. 1372 1. 1463 [0.8271 ] [0.8361] [0. 8262J [0.8387] [0.8316] 退休1. 0234 0.9174 0.8846 0.9299 0.9979 [0.9119J [0. 9286J [0.9164 J [0.9233 J [0.9132] 子女数量0.5592 0.<>5792 0.5309 0.5224 0.5427事[0.2749] [0. 2755J [0.2803 J [0.2781J [0. 2767J 租房O. 7375 0.9990’ 0.8192 0.9332 0.9610咿[0. 4435J [0.4628 J [0. 4608J [0. 4646J [0. 4629J 住父母房1. 1719串1. 2233申1. 2262事1. 2142 1. 2583’ [0. 4737J [0. 4852J [0. 4922J [0. 4938J [0. 4840J 住房为新建-0.0200 0.0382 0.0734 0.0740 0.0564 [0.3442] [0.3437] [0.3465] [0.3470] [0.3448] 住房建筑面积-0.0072 -0.0058 -0.?55 -0.0071 -0.0066 [0.?48] [0.0048] [0.?48] [0.0050] [0.?49] 有房才算有家0.4240咖[0.2031 ] 买房要现在买0.3095 [0. 1554] 当房奴也买房0.5370’; [0. 1557J 租房也安d心-0.2977 [0. 1463J 常数项-4.5887 -6.2564 .. -5.8028 -6.5933 -4.0519 [2.1491 ] [2. 2704J [2. 2611J [2.2836] [2. 1851J 观察值354 336 331 331 337 注:?*表示p<0. 1; ..表示p<0. 05;川表示p<0. 01;?参数估计值下方为其标准误。 却13年第3期房价上升对城镇居民平均消费倾向的影晌55 为了更进一步明确房价和居民购房意愿的关系，我们利用10伊二元选择模型，对样本居民家庭购房意愿的影响因素进行了计量经济分析。模型中各变量的基本信息见表1和表4，其中，被解释变量为居民家庭的;购房需求;这一两值变量，解释变量包括一系列可能影响居民家庭购房需求的客观因素，以及居民关于住房的一些主观看法。在客观因素中，我们特别关心的是;房价收人比即居民家庭现住房2011年单位价格与该家庭2011年等价规模收入的比值。如果房价上升有促使居民放弃购房需求的效应，则变量;房价收入比;前面的系数符号应为负。计量分析结果如表5所示。表5所示的五个模型中，居民家庭的购房意愿均与;房价收人比;负相关，且都在10%的水平上显著，这说明，相对于等价规模收人水平，现住房的房价越高，居民家庭就越可能放弃购房。在五个模型中，购房意愿均与;与父母居住;呈显著正相关，而只有三个模型显示购房意愿与;居住状况为租房;显著正相关。可见，;租房;并不一定促使居民决定购房，只有;与父母居住;从而迫切需要改善居住条件时居民才会倾向于购房。上述模型还显示，购房意愿与居民关于住房的主观看法显著相关，越同意;有房才算有家;、;现在不买房以后更买不 起;或者;宁可当房奴也要买房;的居民有越高的购房需求，而越同意;租房也能安心生活;的居民则有越低的购房需求。同时，性别、年龄、婚姻状况、就业状况、子女数量等客观因素并不能显著地影响居民的购房需求。同时，上述结果基本符合常识和预期说明本模型总体上是稳健可靠的。因此本文提出的房价上升导致上海市非自有房居民家庭放弃购房、转而扩大消费的基本结论能够成立。六、全文总结和政策建议本文的主要贡献在于通过人户调查，通过有针对性的问卷设计来搜集微观数据，以上海市为例，关于房价上升对居民平均消费倾向的影响及其具体机制进行了深入细致的实证研究。我们的基本结论是近年来房产价格上升总体上促进了上海城镇居民消费倾向的提高。而对于自有住房和非自有住房的城镇居民家庭来说，该效应的实现机制不同。对于上海市自有住房的城镇居民家庭来说现有住房总价的上升通过;财富效应;导致其平均消费倾向提高。而对于租房、住父母房等尚无自有房的居民家庭来说，本区平均房价的上升导致他们放弃购房、转而扩大消费，从而平均消费倾向显著地上升。由于从上海的情况看，房价上升具有促进城镇居民平均消费倾向提高的效应，对于以上海为代表的房价特别高的;一线;城市来说，抑制房价的政策可能为提振居民消费的总体宏观经济目标带来负面影响。同时，实现居民;住有所居;又是保障和改善基本民生的一个关键环节，显然政府的房价调控政策陷人两难困境。如何应对这种两难困境呢?首先，我们认为，对于;一线;城市来说，不宜持续性地通过行政手段抑制房价。在本次调查中，80%以上有购房计划的样本家庭是为了自住(包括为父母或子女购房)而非投资或投机。在人口和经济活动高度集聚、土地供应稀缺的条件下一线;城市房价的持续高企，有其必然性。同时，2007年发端于美国的全球经济 56 总第393期4、.;何也金融危机，也警示了房价从高位迅速下跌导致居民消费下滑从而拖累总体经济走向衰退的风险。其次，应该辩证地看待;一线;城市部分尚未拥有住房的居民因房价过高而放弃购房、扩大消费的现象，一方面， 这是一种积极的变化，它恰好体现了市场经济体制下房价的价格杠杆作用，可以一定程度上缓解社会资源过度投入房地产行业带来负面影响;另一方面，这也反映出目前还有相当部分居民无法实现购买新房的愿望。因而，完善并推进住房保障体系建设，特别是发展质量优良的公共租赁房，让更多的居民家庭;租房也能安心生活对于改善民生、实现居民;住有所居;具有十分重要的现实意义。当然，房价上升导致租房者或潜在购房者放弃购房、转而进行;绝望消费;的情形是在房价特别高的前提下发生的。由于现有以宏观数据为基础进行的研究(如陈健等，2012;杜莉等，2010)大都显示房价上升总体上抑制我国居民消费，尽管受到数据资料的限制，我们尚不能针对每个城市进行深入研究，但基本上可以推测，在;二三线;城市，房价上升对居民消费倾向影响的;流动性约束效应;仍占据主导地位。因此，对于;二三线;城市甚至更小的城镇而言，继续努力保持房价的稳定十分重要，只有这些城市不陷人;一线;城市当前面临的两难困境，我国总体的宏观经济调控才能处于更为有利的地位。参考文献[IJ陈健、陈杰、高波，2012:(信 基于面板门槛模型的研究)，<金融研究)，第4贷约束、房价与居民消费率: 期，第45-57页。[2J杜莉、潘春阳、张苏予、蔡江南，2010:(房产价格促进还是抑制了居民消费:基于我国172个地级城市面板数据的实证研究)，(浙江社会科学)，第8期，第24-30页。[3J高春亮、周晓艳，2007:(34个城市的住宅财富效应:基于paneldata的实证研究)，(南开经济研究>.第1期，第36 -44页。[4J黄静、屠梅曾，2?9:<房地产财富与消费:来自于家庭微观调查数据的证据>>，<管理世界>.第7期，第妇-45页。[5J刘旦，2?8，{中国城镇住宅价格与消费关系的实证研究一基于生命周期假说的宏观消费函数)，{上海财经大学学报)，第10卷第1期，第33ω39页。[6J骆祥炎，2?7:{基于流动性的城镇居民住房资产财富效应分析兼论房地产市场的平稳发展)，(当代经济科学)，第29卷第4期，第51-56页。[7J宋勃，2007:{房地产财富效应的理论分析和中国经验的实证检验:1998ω2?吟，{经济科学)，第5期，第41-53 页。 [8J张红，2?5:{房地产经济学)，北京:清华大学出版社。[ 9 ] Ando, A. and F. 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Based on the empirical study results, we suggest the govemment to develop high quality public rental houses so as to encourage household consumption and improve people’s happiness in a practical and effective way. Keywords: Housing price; Average consumption propensity; Wealth effect; Substitution effect (责任编辑:林梦瑶)(校 对:ZL)