（一）樣本來源及模型設定

1.樣本來源

本節(jié)使用的數(shù)據(jù)來自“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）”，該數(shù)據(jù)庫是由美國北卡羅來那大學和中國預防科學醫(yī)學院聯(lián)合調(diào)查和創(chuàng)建的。它涵蓋了遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州9個省份，以及1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年共8次調(diào)查，每次調(diào)查大約訪問200個左右的城鄉(xiāng)社區(qū)（包括城市的街道居委會和農(nóng)村村委會），每個社區(qū)大約訪問20個家庭，共4 000戶左右的家庭，城鄉(xiāng)比為1∶2。目前該數(shù)據(jù)庫主要用于對我國城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療、健康、勞動等方面的研究，但由于其中包含了翔實的家庭收入、食品消費和耐用品消費以及住房信息^[2]，因此我們完全可以用它進行很好的房地產(chǎn)財富效應的實證研究，這是國內(nèi)一個極為難得的縱向微觀數(shù)據(jù)。

我們選取了房改以后CHNS在2000年、2004年和2006年三次調(diào)查中城鎮(zhèn)家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)。對未響應樣本進行剔除后，得到總樣本數(shù)為1 916個。

2.模型設定

把財富（資產(chǎn)）作為重要的變量納入消費行為的分析，是生命周期假說（LCH）和持久收入假說（PIH）的最重要貢獻之一，其理論思路對分析資產(chǎn)價格波動對消費行為的影響提供了重要的啟發(fā)。R·霍爾和M·費萊文通過對理性預期理論、LCH和PIH內(nèi)涵的綜合探討，把PIH對未來預期的強調(diào)和LCH對財富和人口統(tǒng)計變量的強調(diào)結(jié)合起來，把財富當作總消費最重要的決定因素，構(gòu)建了LC-PIH模型。在LC-PIH分析框架下，財富是家庭可用于消費的源泉，財富的增長能增加居民一生財富資源，而且可能永久性增加家庭一生的消費。這一消費函數(shù)的簡化形式可表示為（式3-1）：

其中，C表示消費，YP為永久性收入，WR為消費者的凈財富。

本章利用CHNS調(diào)查問卷中的相關(guān)項目測算出“去年”家庭實際收入（下文中簡稱“收入”）^[3]，然后通過家庭年收入構(gòu)造“永久收入”。根據(jù)Browning ＆Lusardi（1996）和Fuehs-Schundeln ＆Schundeln（2005）使用的方法，每個家庭的永久收入排名在整個社會中應當是非常穩(wěn)定的，因此可以用相對穩(wěn)定的“經(jīng)濟地位”來推算家庭的永久收入。本章的測算方法是：先計算出2000～2006年歷次調(diào)查中每個家庭的年收入與當年所有家庭年收入均值的比值，然后取三個比值的加權(quán)平均，再乘以每年家庭年收入均值（式3-2）：

關(guān)于家庭的總消費支出指標，初始研究計劃是依據(jù)CHNS在調(diào)查問卷中家庭的食品消費情況和耐用品消費情況測算出家庭“去年”總消費。但是，由于數(shù)據(jù)版權(quán)問題，僅獲取家庭所消費食品的代碼，沒有具體的食品名稱，因此沒辦法測算出每個家庭在食品上的開銷，這是本節(jié)使用CHNS數(shù)據(jù)的唯一遺憾之處。所以，接下來的實證部分，我們檢驗的是住房財富上漲對家庭耐用品消費的影響（下文中簡稱“消費”）^[4]。CHNS針對家庭住房價值的調(diào)查代表了家庭所住住房財富的大?。ㄏ挛闹泻喎Q“房地產(chǎn)財富”）。

研究房地產(chǎn)財富與消費的關(guān)系，離不開國內(nèi)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與發(fā)展的特殊背景對居民消費的影響，羅楚亮（2004）、杭斌和申春蘭（2005）的研究證實了20世紀90年代中后期以來我國城鎮(zhèn)居民收入不確定性、失業(yè)風險、醫(yī)療支出不確定性及教育支出等因素對居民消費行為的削減作用顯著存在。所以，本章對消費有影響的“收入不確定性”和“支出不確定性”進行了控制。具體我們參照羅楚亮（2004）的做法，按戶主的受教育年限、從事職業(yè)、工作單位的所有制性質(zhì)三項指標把所有的家庭分組，計算2000～2006年三次調(diào)查家庭年收入對數(shù)值的組內(nèi)方差，得到“家庭收入風險”指標^[5]。參照樊瀟彥等（2007）的研究，以“家庭在校人數(shù)”作為教育支出的代理指標，以“家庭平均健康自評”作為醫(yī)療支出的代理指標^[6]。

考慮到我國居民的風俗習慣和消費傳統(tǒng)，家庭在搬入新房時一般會進行耐用消費品的更新?lián)Q代，家里有嫁娶時會一次性地添購耐用消費品，所以本章除了對家庭的人口學特征進行控制外，還通過指標“去年是否搬入新房”和“去年是否有嫁娶”對這些因素進行了控制。

為了估計房地產(chǎn)財富對消費的彈性系數(shù)，以及彈性系數(shù)隨時間的大小變化，以及為了消除異方差，在式（3-1）的基礎上，通過再分解，得到一個適合于本章計量分析的房地產(chǎn)財富效應研究的函數(shù)（式3-3）：

其中，ln C、lnYP和ln WR分別代表家庭在第t期的消費、永久收入和房地產(chǎn)財富的對數(shù)。ln WR×Ti（i＝2 004，2 006）表示房地產(chǎn)財富與2004年和2006年度虛擬變量的交叉項，用來分析三次調(diào)查的房地產(chǎn)財富效應大小的差異。Xi代表所控制的家庭人口學特征、收入不確定性和支出不確定性指標，具體包含：戶主年齡、性別、工作類型、家庭平均受教育年限^[7]、家庭人口、去年是否有嫁娶、去年是否搬家、地區(qū)、住房來源、家庭平均健康自評、家庭在校人數(shù)和收入風險等。通過估算α2、α3、α4，我們可以得出三次調(diào)查中房地產(chǎn)財富對消費的彈性系數(shù)，通過對三次調(diào)查彈性系數(shù)大小的比較，可以判斷出房地產(chǎn)財富效應是增強還是減弱。

為了更進一步地檢驗房地產(chǎn)財富效應在不同收入、不同年齡、不同住房來源、不同地區(qū)的家庭之間的差異，我們構(gòu)造了房地產(chǎn)財富與相應指標的虛擬變量的交叉項，如式（3-4）所示。

其中，ln WR×Vk表示房地產(chǎn)財富與相應虛擬變量的交叉項。

為了使各年度各省份的收入、消費和住房財富是可比較的，我們以2006年各省份的城鎮(zhèn)物價為基數(shù)分別計算了各年各省份的城鎮(zhèn)通貨膨脹率，以此來對各年各省份城鎮(zhèn)居民的名義收入、消費和住房價值進行平減，其中物價指數(shù)數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒各期的“各地區(qū)全社會零售物價總指數(shù)”。

（二）數(shù)據(jù)描述

表3.1是樣本中關(guān)鍵指標分年度的描述性統(tǒng)計情況，在2000～2006年的三次調(diào)查中家庭年收入、消費和房地產(chǎn)財富隨時間推移而增長，特別是房地產(chǎn)財富增長迅速，家庭平均受教育年限逐漸增長，家庭人口穩(wěn)定在三口人水平，這些都表明我們使用的數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，適合進行房地產(chǎn)財富效應的檢驗。

我國20世紀90年代房改之前，城市居民中擁有自有住房的人較少，基本都是租用公家的房屋，但在幾輪房改之后，公房不再以租用形式提供給居民，基本都以全價或折價轉(zhuǎn)售給個人。雖然不少居民折價從單位購入的住宅至今在轉(zhuǎn)讓和流通上存在諸多限制，但也算是私有住房。另外，我國由于沒有發(fā)達的租房市場，租房子的人群主要以剛畢業(yè)的大學生和移居到城市的人口為主，定居人口租房的很少，租借私人房子的比例并不算很高，當前近82%的城鎮(zhèn)房屋屬于私有房，這個比例在世界范圍內(nèi)也算是較高的。CHNS對家庭住房來源進行了詳細調(diào)查，主要有6種：國家的、單位的、租私人的、自己的、免費居住的和部分產(chǎn)權(quán)，其中“國家的”和“單位的”表示家庭住房來源于公家的房改轉(zhuǎn)售房。表3.2描述了不同年度樣本中各種住房來源所占的比例，“自己的”住房所占比例最大，并且逐年增長；“國家的”和“單位的”住房比例大概占20%左右；“租私人的”比例很低，在1%～2%，這與我國住房現(xiàn)實情況是相符的。中國人“根”的思想根深蒂固，擁有一套住房是家庭的根本所在，租房只是臨時性的、過渡性的權(quán)宜之計。描述性統(tǒng)計表明，本章所選樣本與我國居民的住房消費習慣以及住房改革的現(xiàn)實是完全相符的。

表3.2　住房來源描述

（三）實證結(jié)果及分析

1.房地產(chǎn)財富效應存在性檢驗

為了檢驗房地產(chǎn)財富對居民消費的影響程度，以及房地產(chǎn)價格上漲是否促使房地產(chǎn)財富效應增強，依據(jù)式3-3以消費為因變量，收入和住房財富為自變量，同時控制了家庭人口特征以及收入不確定性和支出不確定性，回歸結(jié)果見表3.3模型（1）。從模型（1）的結(jié)果來看，房地產(chǎn)財富對消費的影響顯著為正，三次調(diào)查的彈性系數(shù)依次為0.12、0.08和0.11，表示住房價值每增加1%，將導致消費增長0.08%～0.12%，與駱祚炎（2007）利用宏觀數(shù)據(jù)得出我國房地產(chǎn)財富的消費彈性為0.14的結(jié)論較接近。與Case、Quigley ＆Shiller（2005）對歐洲國家90年代房地產(chǎn)財富的消費彈性為0.11～0.17之間的結(jié)論相比，以及與收入的消費彈性系數(shù)0.27相比，我國房地產(chǎn)財富對消費的影響是不容忽視的。同時，從房地產(chǎn)財富與時間虛擬變量的交叉項來看，2004年的房地產(chǎn)財富效應彈性系數(shù)顯著小于2000年，2006年彈性系數(shù)又有所回升，略低于2000年，可見房改后我國城鎮(zhèn)房價上漲導致了房地產(chǎn)財富的普遍上漲，并沒有使得房地產(chǎn)財富對消費的彈性系數(shù)增加，彈性系數(shù)反而是降低的，說明房改后的房價上漲使得我國房地產(chǎn)財富效應有所減弱。這與Ludwing ＆Slok（2002）的研究認為西方國家隨著時間的推移房地產(chǎn)財富效應越來越大的結(jié)果不一致，可能與我國房地產(chǎn)市場發(fā)展程度、金融市場自由化程度、房地產(chǎn)市場的投機程度以及人們對待房地產(chǎn)財富的觀念等方面的差異有關(guān)。

代表醫(yī)療負擔的“家庭平均健康自評”與消費呈顯著負相關(guān)，表明家庭平均健康自評越高，家庭成員健康程度越低，家庭的醫(yī)療負擔越重，消費越低，這與理論分析結(jié)果是相一致的。代表家庭教育負擔的“家庭在校人數(shù)”回歸系數(shù)雖然為負，但并不顯著，這很可能是由于CHNS中沒有詳細的家庭教育支出的數(shù)據(jù)，因此無法準確度量教育對人們支出負擔的影響，致使回歸結(jié)果不顯著。目前我們只能用這一代理指標“控制”教育負擔，對教育支出風險的準確度量和深入分析還有待于進一步的數(shù)據(jù)支持。人們在搬入新房或重新裝修房子后，往往會對耐用品進行更新?lián)Q代，“家庭從上次調(diào)查以來是否遷入新房或翻建住房”的回歸系數(shù)不僅顯著且達到了0.27證實了這一點。按照中國人的婚嫁習俗，新人結(jié)婚時會把一次性購買耐用品，所以本章控制了“家庭去年是否有嫁娶”，但是，這一變量的系數(shù)雖然為正卻不顯著，這可能是因為子女結(jié)婚后另成一家，子女結(jié)婚所購置的耐用消費品沒有算作是自家“去年”的消費。本章從戶主的職業(yè)、教育程度和工作單位所有制性質(zhì)三個維度測算出“家庭收入風險”，回歸結(jié)果也不顯著，這可能與我們僅有三次調(diào)查數(shù)據(jù)，時間維度不長對收入風險指標構(gòu)造產(chǎn)生影響有一定關(guān)系。此外，家庭人口較多、平均受教育水平更高以及戶主年齡越輕的家庭都將有更高的耐用品消費，均與人們的直覺相符。

模型（1）中的異方差檢驗采用的是標準化殘差和標準化預測值的Spearman等級相關(guān)分析方法，從結(jié)果來看在1%的顯著水平下接受原假設，不存在異方差。最大VIF值沒有超過3，表明自變量之間不存在嚴重的多重共線性。DW值為1.84接近2，意味著不存在序列相關(guān)性。以上檢驗表明，模型（1）的結(jié)果是無偏的、有效的。表3.4中的檢驗結(jié)果相似，下文中不再贅述。

2.房地產(chǎn)財富效應差異性檢驗

接下來依據(jù)式（3-4），采用交叉項，檢驗房地產(chǎn)財富效應在不同住房來源、不同年齡、不同收入、不同地區(qū)之間的差異，結(jié)果如表3.4所示。表3.4中模型（2）通過房地產(chǎn)財富與住房來源的交叉項，檢驗了不同住房來源財富效應的差異，以“房地產(chǎn)財富×自己的”為參照。從回歸結(jié)果來看，除“部分產(chǎn)權(quán)”外，其他交叉項的系數(shù)都為負，說明與“自己的”住房相比，“國家的”“單位的”“租私人的”和“免費居住”^[8]的住房來源的財富效應更弱，其中，“國家的”最弱，“單位的”次之。從系數(shù)顯著性來看，“租私人的”“免費居住”和“部分產(chǎn)權(quán)”與“自己的”財富效應在統(tǒng)計上沒有顯著差異。這與Guiso、Paiella ＆Visco（2004）的研究認為意大利租房者與自有住房者之間的房地產(chǎn)財富效應存在差異的研究結(jié)果不同，這可能與我國租房市場化不發(fā)達，租房比例較低有關(guān)。

表3.4中模型（3）以房地產(chǎn)財富與年齡組的交叉項來考察財富效應的年齡差異，以退休人員（年齡大于60歲）為參照組。從表3.4中模型（3）回歸結(jié)果可以看出，其他年齡組的房地產(chǎn)財富效應顯著為正，并且隨年齡的增長逐漸降低，表明年青人的房地產(chǎn)財富效應顯著高于年老者。進一步地，以戶主年齡45歲為臨界值，把樣本分為“年青”和“年老”兩組，按住房來源是否為“自己的”分成“自有”和“非自有”兩組，以“房地產(chǎn)財富×年老×自有”為參照，檢驗結(jié)果見表3.4中模型（6）。從回歸結(jié)果可以看出，年青自有住房者的財富效應顯著高于年老自有住房者，而無論是年青還是年老的非自有住房者與年老自有住房者的房地產(chǎn)財富效應沒有顯著差異。這與Campbell ＆Cocco（2007）的研究認為英國老年人房地產(chǎn)財富效應大于年青人的結(jié)論截然相反，這可能與包括中國在內(nèi)的許多亞洲國家居民都有很強的遺贈動機有關(guān)，對于老年人而言，即使房產(chǎn)價格上漲，他們也不太可能通過更換更小的房產(chǎn)來增加當期消費，而是更可能把房產(chǎn)或者增加的財富留給面臨更高房價的后代。

表3.4模型（4）中，我們考察了房地產(chǎn)財富效應的收入差異，首先把家庭按永久收入從低至高的順序平均分成五個組，依次為低收入組、較低收入組、中等收入組、較高收入組和高收入組，然后以高收入組與房地產(chǎn)財富的交叉為參照?？梢钥闯觯c參照交叉項相比，其他項的回歸系數(shù)皆為負，且收入越低，系數(shù)越小，表明房地產(chǎn)財富效應存在顯著的收入差異，收入越高的家庭房地產(chǎn)財富效應越高。

表3.4中模型（5）以地區(qū)與房地產(chǎn)財富的交叉項來考察財富效應的地區(qū)差異。從回歸結(jié)果可以看出，與參照組江蘇省相比，其他省的房地產(chǎn)財富效應顯著為負，表明各地區(qū)的房地產(chǎn)財富效應有顯著差異，并且江蘇省的最高，河南次之，廣西最低。整體來看，中東部地區(qū)的房地產(chǎn)財富效應高于東北和西部地區(qū)，房地產(chǎn)財富效應的發(fā)揮與經(jīng)濟發(fā)達水平相聯(lián)系，經(jīng)濟越發(fā)達房地產(chǎn)財富效應越高。

（四）穩(wěn)健性檢驗

接下來對房地產(chǎn)財富與消費之間的關(guān)系做進一步的穩(wěn)健性檢驗，以考察前文的結(jié)論是否因房地產(chǎn)財富、收入等變量的衡量方法、方程設定以及所選用變量和估計方法的不同而變化。

首先，為了排除樣本中極大值和極小值對回歸結(jié)果的干擾，對收入、住房財富最低和最高各1%的樣本進行了剔除后，回歸結(jié)果如表3.5模型（7）?？梢钥闯?，房地產(chǎn)財富效應彈性系數(shù)仍然為0.12，在5%的水平下顯著。

考慮到“房地產(chǎn)財富”測算中可能存在的統(tǒng)計誤差，進而導致內(nèi)生性的問題，我們采用工具變量法進行檢驗和控制。依據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，利用“房租”作為“房地產(chǎn)財富”的工具變量^[9]。表3.5中模型（8）報告了工具變量的二階段最小二乘法的回歸結(jié)果，并且“外生性檢驗”沒有拒絕零假設，這說明我們使用的“房地產(chǎn)財富”指標不存在嚴重的統(tǒng)計誤差，進而導致內(nèi)生性的問題，前面的回歸結(jié)果是無偏的、可信的。為了控制“家庭永久收入”的內(nèi)生性問題，我們直接采用“家庭年收入”作為代理指標，回歸結(jié)果如表3.5中模型（9）所示，可以看出所有變量的系數(shù)和符號與表3.3模型（1）相比都穩(wěn)定，估計的結(jié)果很理想。

前文實證檢驗結(jié)果表3.3和表3.4中，代理家庭教育負擔的“家庭在校人數(shù)”和代理收入風險的“家庭收入風險”系數(shù)均不顯著，我們通過更換代理指標進一步探索。首先，把家庭教育負擔的代理指標更換成“家庭在校大學生人數(shù)”。在我國，大學生的教育費用對普通居民來說是個不小的數(shù)目，利用“家庭在校大學生人數(shù)”作為教育負擔的代理教育負擔具有一定合理性。從表3.5中模型（10）的回歸結(jié)果可以看出，“家庭在校大學生人數(shù)”的系數(shù)在5%水平上顯著為負，說明家庭在讀大學生人數(shù)越多，教育負擔越重，消費越低，這完全符合理論分析，其他變量的系數(shù)和符號也都穩(wěn)定。接下來，我們根據(jù)Browning ＆Lusardi（1996）綜述中的方法和Fuchs-Schundeln ＆Schundeln（2005）的研究策略，用“家庭工作人口中穩(wěn)定性職業(yè)人數(shù)占比”作為“家庭收入風險”的代理指標?；貧w結(jié)果如表3.5中模型（11）所示，“家庭收入風險”系數(shù)依然不顯著，這可能與本章研究樣本僅使用了三年收入數(shù)據(jù)，時間序列還不是太長，收入風險的衡量還不能完全體現(xiàn)出收入波動的大小有關(guān)。

（五）檢驗結(jié)論

本節(jié)首創(chuàng)性地利用大型家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對我國房改后房地產(chǎn)財富與消費關(guān)系進行研究，不僅克服了國內(nèi)以往同類研究中采用宏觀數(shù)據(jù)的樣本量不足的局限性，也是對CHNS這一珍貴的微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的深度開發(fā)和拓展性應用。微觀數(shù)據(jù)的使用，使得我們在確定了房地產(chǎn)財富對消費的影響程度以及在房地產(chǎn)財富效應變動的基礎上，進一步深入挖掘房地產(chǎn)財富效應在不同年齡、不同住房來源、不同地區(qū)以及不同收入的家庭之間發(fā)揮程度的差異。而且，本章在借鑒國內(nèi)外消費方面文獻的基礎上，通過代理指標的選取來控制家庭“收入風險”和“支出風險”對居民消費的影響，以提高本章實證結(jié)論的穩(wěn)健性。

實證分析得到的主要結(jié)論為：（1）房改后，房地產(chǎn)財富對居民消費存在顯著的影響作用，房地產(chǎn)財富效應的彈性系數(shù)為0.08～0.12，即住房財富每增加1%，耐用消費品增長0.08%～0.12%，與0.26的收入消費彈性以及OECD國家0.11～0.17的房地產(chǎn)財富消費彈性相比，我國的房地產(chǎn)財富效應值得關(guān)注。（2）房改后我國城鎮(zhèn)房價上漲，導致城鎮(zhèn)居民房地產(chǎn)財富的普遍上漲，但是房地產(chǎn)財富對消費的彈性系數(shù)并沒有增加，反而有所降低?？梢姡扛暮箅S著房地產(chǎn)價格的上漲，我國的房地產(chǎn)財富效應卻有所減弱。（3）我國房地產(chǎn)財富效應的發(fā)揮在不同家庭存在著差異，并且與西方發(fā)達國家相比也有所不同，具體地，住房來源為“自己的”家庭的住房財富效應最大，高于住房來源為“單位的”和“國家的”家庭，但自有產(chǎn)權(quán)住房與租私人住房的家庭房地產(chǎn)財富效應沒有顯著差異；戶主越年輕的家庭，房地產(chǎn)財富效應越大；收入越高的家庭房地產(chǎn)財富效應越大；經(jīng)濟越發(fā)達地區(qū)房地產(chǎn)財富效應越大。