3.1 文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)

國(guó)外學(xué)者對(duì)住房財(cái)富與消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛而深入的研究。大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)住房具有顯著的財(cái)富效應(yīng)，其影響機(jī)制主要有這幾種解釋：

第一，根據(jù)持久收入理論與生命周期理論，房產(chǎn)價(jià)值的增加所帶來(lái)的財(cái)產(chǎn)性收入可以刺激消費(fèi)。持久收入理論認(rèn)為，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不是由他的現(xiàn)期收入決定的，而是由他的持久收入所決定的，持久收入不僅包括勞動(dòng)收入，還包括財(cái)產(chǎn)收入（Friedman,1957）。生命周期理論認(rèn)為理性的消費(fèi)者根據(jù)自己一生的收入來(lái)安排自己的消費(fèi)與儲(chǔ)蓄，家庭的收入包括勞動(dòng)收入和財(cái)產(chǎn)收入，這兩種假說(shuō)理論都認(rèn)為消費(fèi)支出受財(cái)產(chǎn)性收入變化的影響。Engelhardt（1996）基于美國(guó)收入動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)（PSID）的實(shí)證研究?jī)A向于支持這一假說(shuō)，他們的研究發(fā)現(xiàn)住房財(cái)富增值對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著正向影響。

第二，流動(dòng)性約束理論認(rèn)為住房財(cái)富的增加可以緩解借貸約束，從而促進(jìn)消費(fèi)的增長(zhǎng)（Aoki, et al.,2004; Iacoviello,2004）。根據(jù)這一理論，消費(fèi)者受到的流動(dòng)性約束程度越高，其對(duì)住房財(cái)富的變化越敏感，因此，許多研究通過(guò)檢驗(yàn)流動(dòng)性約束程度不同的消費(fèi)者的住房財(cái)富效應(yīng)差異來(lái)間接檢驗(yàn)流動(dòng)性約束論是否成立。Campbell和Cocco（2007）通過(guò)檢驗(yàn)持久收入假設(shè)來(lái)反向驗(yàn)證住房緩解流動(dòng)性約束的觀點(diǎn)，研究發(fā)現(xiàn)預(yù)期內(nèi)和預(yù)期外的房?jī)r(jià)變化都有顯著的財(cái)富效應(yīng)，根據(jù)持久收入假說(shuō)理論，只有預(yù)期外的財(cái)富變化才會(huì)影響消費(fèi)，因此，房產(chǎn)可能通過(guò)緩解流動(dòng)性約束來(lái)促進(jìn)家庭消費(fèi)。Disney等（2010）利用英國(guó)家庭面板調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，老年家庭與青年家庭的住房財(cái)富效應(yīng)并不存在顯著的異質(zhì)性差異，但初始住房財(cái)富凈值為負(fù)的家庭的住房財(cái)富效應(yīng)顯著高于初始住房財(cái)富凈值為正的家庭，他們認(rèn)為初始住房財(cái)富凈值為負(fù)的家庭更易受到流動(dòng)性約束，一旦房?jī)r(jià)上升，他們的消費(fèi)動(dòng)機(jī)也更強(qiáng)。Browning和Leth-Petersen（2013）利用丹麥財(cái)產(chǎn)稅注冊(cè)系統(tǒng)1987—1996年的面板數(shù)據(jù)分析了房?jī)r(jià)的變化對(duì)居民消費(fèi)的影響，研究發(fā)現(xiàn)預(yù)期內(nèi)和預(yù)期外的房?jī)r(jià)變化對(duì)消費(fèi)均無(wú)顯著的財(cái)富效應(yīng)，但卻發(fā)現(xiàn)1992年丹麥住房可抵押政策的實(shí)施提高了年輕住房擁有者的房?jī)r(jià)消費(fèi)彈性，他們認(rèn)為青年人相對(duì)于老年人而言，更易受到流動(dòng)性約束，因此，住房更有可能通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而非直接的財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響。Leth-Petersen（2010）采用更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)碾p重差分模型進(jìn)一步提供了1992年丹麥住房可抵押政策的實(shí)施緩解了流動(dòng)性約束而促進(jìn)消費(fèi)的證據(jù)。

第三，根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)論，住房財(cái)富的增加可以通過(guò)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄而促進(jìn)消費(fèi)，然而，要在實(shí)證分析中嚴(yán)格區(qū)分預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)與流動(dòng)性約束非常困難（Campbell & Cocco,2007），因?yàn)椋A(yù)防性儲(chǔ)蓄可能是導(dǎo)致流動(dòng)性被約束的原因之一。Gan（2010）從多個(gè)角度檢驗(yàn)了住房財(cái)富效應(yīng)的兩種機(jī)制——預(yù)防性儲(chǔ)蓄與流動(dòng)性約束，他通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者而言，房?jī)r(jià)上升緩解了流動(dòng)性約束，而促進(jìn)了消費(fèi)，但對(duì)不受流動(dòng)性約束的消費(fèi)者而言，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是房?jī)r(jià)影響消費(fèi)的主要因素。Campbell和Cocco（2007）的研究發(fā)現(xiàn)，由于青年與租房家庭的換房（預(yù)防性儲(chǔ)蓄）動(dòng)機(jī)更大，當(dāng)面對(duì)相同幅度的住房財(cái)富增值，他們的住房財(cái)富效應(yīng)低于老年或有房家庭。基于意大利家庭收入和財(cái)富調(diào)查（SHIW）數(shù)據(jù)，Calcagno和Fornero（2009）也得出相似的結(jié)論。

除了三種主要的影響機(jī)制外，一些學(xué)者還發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮還可通過(guò)增強(qiáng)住房所有者的消費(fèi)信心，從而擴(kuò)大其短期邊際消費(fèi)傾向（Attanasio & Blow, 2009），或?qū)o(wú)房家庭的購(gòu)房信心形成打擊，從而產(chǎn)生“絕望的消費(fèi)”（Yoshikawa & Ohtake,1989）。

與國(guó)外豐富而深入的研究相比，國(guó)內(nèi)學(xué)者僅對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)在我國(guó)是否顯著存在就產(chǎn)生了非常大的意見(jiàn)分歧。在宏觀層面，宋勃（2007）、王子龍等（2008）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)存在財(cái)富效應(yīng)，而高春亮等（2007）、陳健等（2012）則發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)并不存在財(cái)富效應(yīng)，甚至顯著負(fù)向影響消費(fèi)。此外，駱祚炎（2007）、劉旦（2008）的研究也都認(rèn)為中國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)微弱。在微觀層面，黃靜和屠梅曾（2009）、解堊（2012）、陳訓(xùn)波和周偉（2013）、杜莉等（2013）基于不同微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的研究均發(fā)現(xiàn)，住房資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的財(cái)富效應(yīng)。也有許多學(xué)者持相反觀點(diǎn)，他們認(rèn)為，一方面，住房財(cái)富效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)需要通過(guò)出售房產(chǎn)、住宅再抵押等方式，而普通家庭通常只擁有一套住房，他們出售自有房產(chǎn)的可能性較小，同時(shí)，住房再抵押等金融工具在我國(guó)還不發(fā)達(dá)，因此，住房財(cái)富效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)渠道在我國(guó)還不完全具備（李濤，陳斌開(kāi)，2014；謝勇，等，2012；謝潔玉，等，2012）。另一方面，房?jī)r(jià)上升雖然促進(jìn)了住房財(cái)富的增值，但也增加了未來(lái)?yè)Q房的成本，提高了為購(gòu)房而儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制消費(fèi)（陳彥斌，邱哲圣，2011；顏色，朱國(guó)鐘，2013；謝勇，2012；李雪松，黃彥彥，2015）。陳斌開(kāi)、楊汝岱（2013）以及趙西亮等（2013）將各省房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)與微觀調(diào)查數(shù)據(jù)相匹配，進(jìn)而研究了房?jī)r(jià)與家庭儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系，但卻得到相反的研究結(jié)論，前者發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)與儲(chǔ)蓄率呈顯著正相關(guān)，而后者發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)與儲(chǔ)蓄呈顯著負(fù)相關(guān)。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)中國(guó)住房財(cái)富效應(yīng)的研究仍存在以下不足：首先，住房財(cái)富效應(yīng)在我國(guó)是否存在仍存爭(zhēng)議，有必要進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證。其次，即使是有一些關(guān)于住房財(cái)富效應(yīng)的研究，也沒(méi)有很好地解釋這一影響的機(jī)制，住房是否具有通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而促進(jìn)消費(fèi)的影響機(jī)制仍未得以證實(shí)。最后，基于宏觀加總數(shù)據(jù)的分析可能存在“加總偏誤”的問(wèn)題，而基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的分析大都采用橫截面數(shù)據(jù)，OLS估計(jì)不可避免地存在遺漏變量的問(wèn)題，比如風(fēng)險(xiǎn)偏好、消費(fèi)習(xí)慣、預(yù)期等，這些因素均可能影響消費(fèi)者面對(duì)住房財(cái)富變化時(shí)的反應(yīng)。事實(shí)上，基于微觀橫截面數(shù)據(jù)的分析考察的是不同家庭之間由于房產(chǎn)價(jià)值的不同所導(dǎo)致的消費(fèi)行為差異，李濤、陳斌開(kāi)（2014）將這一效應(yīng)稱為“資產(chǎn)效應(yīng)”，而生命周期-持久收入假說(shuō)認(rèn)為財(cái)富效應(yīng)是消費(fèi)者基于自身財(cái)產(chǎn)性收入變化的反應(yīng)，而非與其他人財(cái)產(chǎn)比較后的結(jié)果。住房財(cái)富高的家庭消費(fèi)水平高并不能成為住房財(cái)富效應(yīng)的證據(jù)，因?yàn)樽》控?cái)富值高的家庭與住房財(cái)富值低的家庭是兩類完全不同的家庭，遺漏家庭異質(zhì)性可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏差。周京奎（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，在系統(tǒng)廣義矩（Systematic GMM）估計(jì)下，有房家庭耐用品消費(fèi)顯著高于租房家庭，而固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果卻不顯著，遺漏變量可能是導(dǎo)致這一差異的重要原因。鑒于現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，本章利用一個(gè)具有全國(guó)代表性的微觀家庭面板數(shù)據(jù)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的存在性進(jìn)行再檢驗(yàn)，并進(jìn)一步探討住房財(cái)富影響消費(fèi)的機(jī)制，我們重點(diǎn)關(guān)注住房財(cái)富是否通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而促進(jìn)了消費(fèi)，同時(shí)，我們從多個(gè)方面檢驗(yàn)了本書(shū)研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

與Gan（2010）的分析相似，我們將家庭劃分為低流動(dòng)性約束組和高流動(dòng)性約束組，通過(guò)考察他們之間的住房財(cái)富效應(yīng)差異來(lái)間接檢驗(yàn)住房是否具有緩解流動(dòng)性約束的影響機(jī)制。要準(zhǔn)確衡量流動(dòng)性約束非常困難（Leth Petersen, 2010），本章中，我們以住房產(chǎn)權(quán)和家庭收入作為流動(dòng)性約束的衡量。在中國(guó)，由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的差異及相關(guān)政策的限制，居民住房具有多元化的產(chǎn)權(quán)形式。住房產(chǎn)權(quán)由房屋所有權(quán)和土地使用權(quán)構(gòu)成，二者缺一不可。根據(jù)土地性質(zhì)的不同，用于住宅建設(shè)的土地分為農(nóng)村集體土地建設(shè)用地和國(guó)有土地建設(shè)用地，而國(guó)有土地建設(shè)用地又可分為住宅建設(shè)用地和非住宅建設(shè)用地，居民住房只有同時(shí)具有房屋所有權(quán)與國(guó)有住宅建設(shè)用地使用權(quán)才具備完整的住房產(chǎn)權(quán)，即享有住房的占有權(quán)、使用權(quán)、收益權(quán)和處分權(quán)。由于農(nóng)村住房的土地性質(zhì)為農(nóng)村集體土地使用權(quán)，因此，農(nóng)村并不存在住房產(chǎn)權(quán)多樣化的現(xiàn)象。CHFS詳細(xì)詢問(wèn)了家庭住房的產(chǎn)權(quán)形式，包括完全產(chǎn)權(quán)、部分產(chǎn)權(quán)、小產(chǎn)權(quán)、農(nóng)村集體土地使用權(quán)及其他，根據(jù)2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)，城鎮(zhèn)地區(qū)住房中，完全產(chǎn)權(quán)住房占比為81.1%，部分產(chǎn)權(quán)占比為6.4%，小產(chǎn)權(quán)占比為6.5%，農(nóng)村集體土地使用權(quán)占比為4.7%，其他占比為1.3%。本章對(duì)住房產(chǎn)權(quán)的定義與以往文獻(xiàn)有差異，謝勇等（2012）將住房的獲得方式分為通過(guò)市場(chǎng)化獲得的與通過(guò)非市場(chǎng)化獲得的兩類來(lái)考察住房財(cái)富效應(yīng)，但將除繼承或贈(zèng)與以外的住房都視為通過(guò)市場(chǎng)化獲得的缺乏依據(jù)。根據(jù)CHFS 2013年的數(shù)據(jù)，城鎮(zhèn)地區(qū)住房中，通過(guò)非市場(chǎng)化渠道獲得的自建房、經(jīng)濟(jì)適用房占比達(dá)17.2%。周京奎（2012）分析了有房家庭與租房家庭的耐用品消費(fèi)差異，但如上所述，在中國(guó)擁有住房并不代表?yè)碛凶》康娜慨a(chǎn)權(quán)。唯一與本章的分析相近的文獻(xiàn)是李濤、陳斌開(kāi)（2014）的研究，他們分析了“大產(chǎn)權(quán)”（也即本章所指的完全產(chǎn)權(quán)）與“小產(chǎn)權(quán)”的財(cái)富效應(yīng)差異，但并未發(fā)現(xiàn)二者財(cái)富效應(yīng)存在顯著差異。

產(chǎn)權(quán)在信貸市場(chǎng)具有非常重要的作用，產(chǎn)權(quán)決定著住房是否可抵押。《中華人民共和國(guó)擔(dān)保法》規(guī)定具備完整產(chǎn)權(quán)的住房可用于抵押，而耕地、宅基地、自留地、自留山等集體所有的土地使用權(quán)不能用于抵押（《中華人民共和國(guó)擔(dān)保法》第三十六、三十七條）。住房除了可通過(guò)抵押獲得消費(fèi)信貸，還能成為消費(fèi)者獲得借款的信譽(yù)證明，比如上海通用汽車金融有限公司明確規(guī)定消費(fèi)者在申請(qǐng)汽車信貸時(shí)應(yīng)提供房產(chǎn)證明文件，許多銀行的信用卡透支額度也與申請(qǐng)人提供的房產(chǎn)證明息息相關(guān)，另外，住房作為家庭身份地位的象征，也會(huì)作為一種“信號(hào)”，提高家庭在正規(guī)金融市場(chǎng)與非正規(guī)金融市場(chǎng)獲取信貸的能力與信心。住房財(cái)富通過(guò)這些渠道影響消費(fèi)卻并不要求抵押房產(chǎn)。因此，若住房能夠通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而促進(jìn)消費(fèi)，那么，有產(chǎn)權(quán)住房的財(cái)富效應(yīng)大于無(wú)產(chǎn)權(quán)住房。通常而言，家庭購(gòu)買大額商品時(shí)才會(huì)有較強(qiáng)的融資需求，住房的“信號(hào)”甄別功能更有可能在家庭購(gòu)買大額商品時(shí)發(fā)揮作用。由此，我們提出假說(shuō)1與假說(shuō)2。

假說(shuō)1：若住房通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而促進(jìn)了消費(fèi)，那么，有產(chǎn)權(quán)住房的財(cái)富效應(yīng)大于無(wú)產(chǎn)權(quán)住房。

假說(shuō)2：若有產(chǎn)權(quán)住房通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而促進(jìn)消費(fèi)，那么，有產(chǎn)權(quán)住房的財(cái)富效應(yīng)主要影響大額商品的消費(fèi)。

家庭收入是衡量流動(dòng)性約束的常用變量，低收入家庭通常面臨更嚴(yán)重的流動(dòng)性約束（Zeldes,1989），因此，若住房能通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而促進(jìn)消費(fèi)，那么，低收入家庭的住房財(cái)富效應(yīng)大于高收入家庭。同時(shí)，低收入家庭的日常消費(fèi)更可能被抑制，比如食品、衣著、教育娛樂(lè)，因此，一旦他們預(yù)期未來(lái)的財(cái)產(chǎn)性收入增加，他們將首先增加當(dāng)前的日常消費(fèi)。由此，我們提出假說(shuō)3與假說(shuō)4。

假說(shuō)3：若住房通過(guò)緩解流動(dòng)性約束而促進(jìn)了消費(fèi)，那么，低收入家庭的住房財(cái)富效應(yīng)大于高收入家庭。

假說(shuō)4：若低收入家庭由于流動(dòng)性約束對(duì)住房財(cái)富更敏感，那么，住房財(cái)富的變化主要影響低收入家庭的日常消費(fèi)。