中國城鎮(zhèn)住宅財(cái)富效應(yīng)觀察

趙衛(wèi)亞 王薇

收稿日期：2013-05-31

基金項(xiàng)目：

作者簡介：趙衛(wèi)亞（1956-），男，河北唐山人，浙江工商大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院教授，研究方向?yàn)橛?jì)量經(jīng)濟(jì)；王薇（1988-），女，浙江嘉興人，浙江工商大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)橛?jì)量經(jīng)濟(jì)。

摘要：使用CHFS2010微觀調(diào)查數(shù)據(jù)分析中國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性和差異性。通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國城鎮(zhèn)家庭存在微弱的住宅財(cái)富效應(yīng)，且短期內(nèi)住房價格的過快上漲抑制了住宅財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。（2）產(chǎn)權(quán)完備且合法的大產(chǎn)權(quán)住房具有財(cái)富效應(yīng)，小產(chǎn)權(quán)住房則替代效應(yīng)明顯；中青年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)顯著大于老年家庭；地方經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、家庭收入水平越高，住宅財(cái)富效應(yīng)越大；中國城鎮(zhèn)住宅市場的“馬太效應(yīng)”日益顯著。

關(guān)鍵詞：住宅財(cái)富效應(yīng)；住宅產(chǎn)權(quán)；收入水平；地區(qū)差異；CHFS2010

文章編號：2095-5960（2013）05-0007-08

；中圖分類號：F063.2

；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、問題的提出

自1998年住宅商品化改革以來，中國住房價格持續(xù)上漲，其中部分大中城市房價的漲幅較大。截至2012年底，已經(jīng)有北京、上海、深圳等多個城市的住宅銷售均價超過2萬元/平方米，房價的大幅上漲使擁有自有住房家庭的住宅資產(chǎn)增值（表1），產(chǎn)生可觀的財(cái)富收益；但過高的房價對城鎮(zhèn)新增家庭卻是巨大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，產(chǎn)生了備受關(guān)注的“房奴效應(yīng)”。圍繞房價上漲背景下是否存在住宅財(cái)富效應(yīng)的爭論持續(xù)不斷，但鮮有從儲蓄視角深入研究和探討住宅財(cái)富效應(yīng)問題。CHFS2010微觀調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，中國城鎮(zhèn)家庭住宅資產(chǎn)約占家庭財(cái)產(chǎn)的80%以上；住宅資產(chǎn)作為家庭的重要財(cái)富，必將成為城鎮(zhèn)家庭生命周期中支配消費(fèi)儲蓄行為的關(guān)鍵性因素。

本文使用CHFS2010微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從儲蓄與住宅財(cái)富視角分析中國城鎮(zhèn)家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)，主要解決兩個問題：第一，中國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)是否降低了家庭預(yù)防性儲蓄，或者擠占了家庭非住房消費(fèi)；第二，住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、不同地區(qū)、不同收入層和年齡段家庭中是否有所不同。全文共分為五部分，第二部分簡單介紹住宅財(cái)富效應(yīng)理論，在回顧國內(nèi)外住宅財(cái)富效應(yīng)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上提出本文的創(chuàng)新點(diǎn)。第三部分主要介紹本文的理論模型及樣本數(shù)據(jù)。第四部分在簡單描述中國城鎮(zhèn)家庭住宅市場的自有特征之后，重點(diǎn)分析住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性和差異性。最后在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上給出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

根據(jù)生命周期-持久收入理論，居民將按其一生的收入和財(cái)富安排消費(fèi)儲蓄。住宅資產(chǎn)作為家庭重要的財(cái)富，當(dāng)住房價格發(fā)生變動進(jìn)而住宅存量、增量價值也變化時，居民將基于住宅財(cái)富的變動調(diào)整其消費(fèi)儲蓄行為，這就是住宅的財(cái)富效應(yīng)。

國外對住宅財(cái)富效應(yīng)的研究開始得較早，研究文獻(xiàn)普遍認(rèn)為發(fā)達(dá)自由市場經(jīng)濟(jì)國家存在顯著的住宅財(cái)富效應(yīng)，且住宅財(cái)富效應(yīng)在國際間的差異較大。

Yoshikawa and Ohtake（1989）[1]在研究日本房價和儲蓄關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，住宅價格與租房者的儲蓄之間負(fù)相關(guān)；較高的房價超出了計(jì)劃購房者的承受能力，日本租房者以奢侈品消費(fèi)代替住房消費(fèi)，這種現(xiàn)象當(dāng)時被稱為“絕望消費(fèi)”。住宅價格不斷上漲，自有住房者和租房者卻都動用儲蓄增加消費(fèi)。Engelhardt（1996）[2]研究1984—1989年美國住宅價格變動與65歲以下房東儲蓄變動，并使用面板動態(tài)收入（PSID）方法估計(jì)得到美國中等收入家庭住宅的財(cái)富效應(yīng)為0.03。房價上升時，家庭的儲蓄行為不變；房價下降時，家庭將減少儲蓄，即房產(chǎn)收益不太會改變他們的消費(fèi)和儲蓄行為。Alexander等（2002）[3]在研究OECD國家住宅財(cái)富效應(yīng)時，將OECD16國分為市場主導(dǎo)型國家和銀行主導(dǎo)型國家兩個樣本，通過面板數(shù)據(jù)共積估計(jì)方法回歸1985—2000年數(shù)據(jù)。全樣本估計(jì)住宅財(cái)富效應(yīng)為0.035，其中市場主導(dǎo)型國家為0.031，而銀行主導(dǎo)型國家為0.107。Catte（2004）[4]同樣使用OECD國家數(shù)據(jù)和面板估計(jì)方法，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各國的住宅財(cái)富效應(yīng)差異較大：如澳、加、荷三國在0.05—0.08之間，而意、日、西、英、美五國在0.01—0.02之間，法、德兩國則不存在顯著的住宅財(cái)富效應(yīng)。Can（2007）[5]研究香港2000—2002年12個季度個人交易數(shù)據(jù)時發(fā)現(xiàn)，住宅財(cái)富每提高1%，居民消費(fèi)將增加0.17%，即住宅可以降低家庭的預(yù)防性儲蓄，進(jìn)而提高家庭消費(fèi)。Muellbauer（2007）[6]研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價格上漲與信貸條件的變化顯著相關(guān)，在信貸條件較為寬松的OECD國家，房地產(chǎn)市場的財(cái)富效應(yīng)比較明顯；在轉(zhuǎn)型國家，房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)有待進(jìn)一步探究。

中國城鎮(zhèn)住宅市場化剛剛興起，金融信貸體系不夠完善，市場尚未成熟，住宅財(cái)富效應(yīng)的定量研究開始相對較晚、爭議頗多。研究視角主要基于以下三方面，一是直接考察住宅資產(chǎn)存量、增量對居民消費(fèi)儲蓄的影響；二是分析住宅資產(chǎn)價格變動對居民消費(fèi)儲蓄的影響；三是考慮長短期、住宅產(chǎn)權(quán)、人口因素、收入水平、地區(qū)差異等因素對住宅財(cái)富效應(yīng)不同程度的影響。研究結(jié)果普遍認(rèn)為中國住宅市場財(cái)富效應(yīng)微弱、擠占效應(yīng)明顯。

Wang and Wen（2010）[7]研究發(fā)現(xiàn)： 不存在借貸約束和人口不變時，房價的上升并不能夠解釋中國的居民儲蓄率；而在存在完全借貸約束的條件下，房價的快速上升有可能導(dǎo)致很高的社會總體儲蓄率；但只要允許一定程度的借貸（即按揭貸款購房），房價對儲蓄率的影響就大大地下降，以至可以忽略不計(jì)。陳崇和葛揚(yáng)（2011）[8]在1997—2008年省際面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上考察了房地產(chǎn)價格與居民儲蓄之間的關(guān)系，實(shí)證分析表明：在全國范圍、中部和西部地區(qū)，房價與儲蓄存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但東部省份房價變動與儲蓄在統(tǒng)計(jì)上關(guān)系不顯著。李向前等（2012）[9]基于SVAR模型就1999—2010年月度數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果表明房地產(chǎn)價格上漲導(dǎo)致居民儲蓄增加，主要原因在于中國還不允許對住房擁有者發(fā)放住房增值貸款及房地產(chǎn)不易分割，房地產(chǎn)價格上漲進(jìn)一步加劇居民的預(yù)防性儲蓄。張五六和趙昕東（2012）[10]采用ARDL-UECM模型考察不同收入水平和年齡層次的自有住房者和租賃者的住宅資產(chǎn)發(fā)現(xiàn)：自有住房中，高收入者及中老年人的住宅財(cái)富效應(yīng)大于擠占效應(yīng)，促進(jìn)了消費(fèi)增長；租房家庭中的中低收入者和年輕人的住宅擠占效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，加劇了預(yù)防性儲蓄。

盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)對住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了卓有成效的研究，但從儲蓄與住宅財(cái)富視角且考慮不同住宅產(chǎn)權(quán)下財(cái)富效應(yīng)存在性和差異性的研究則相對較少；且從整體上看，還遠(yuǎn)未形成一個關(guān)于住宅財(cái)富效應(yīng)研究的理論體系。本文從儲蓄和住宅財(cái)富關(guān)系的視角出發(fā)，采用國內(nèi)家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)CHFS2010，對中國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。深入分析中國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、年齡段、收入層及不同地區(qū)之間的差異，進(jìn)一步拓展現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于住宅財(cái)富效應(yīng)的研究。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）理論模型

Hall建立的LC-PIH模型為分析財(cái)富效應(yīng)提供了一個基本框架；Thomson（2004）[11]根據(jù)Hall的模型，得出可供實(shí)證檢驗(yàn)的計(jì)量方程；高春亮和周曉艷（2007）[12]將其進(jìn)行了簡化，得到了財(cái)富效應(yīng)函數(shù)，我們在這個基礎(chǔ)之上推導(dǎo)出儲蓄-住宅財(cái)富效應(yīng)函數(shù)，過程如下：

（二）樣本描述

本文使用的數(shù)據(jù)來自“中國家庭金融調(diào)查CHFS”，由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)和中國人民銀行攜手創(chuàng)建。CHFS2010①①CHFS2010微觀調(diào)查數(shù)據(jù)樣本期為2010年，由于CHFS2010是中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的第一期，因此本文的研究樣本僅為2010年一期橫截面數(shù)據(jù)。是關(guān)于2010年中國家庭金融信息的一個抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)庫，涵蓋了全國25個省、80個縣、320個社區(qū)共8438個家庭，涉及家庭資產(chǎn)、負(fù)債、收入、消費(fèi)、保險(xiǎn)、保障等各個方面的數(shù)據(jù)，全面客觀地反映了2010年中國家庭金融的基本狀況，為國內(nèi)外研究者提供了研究中國家庭金融問題的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，也是中國家庭金融微觀數(shù)據(jù)領(lǐng)域的重大突破?；诒疚牡难芯磕康模覀冞x取了3880組城鎮(zhèn)家庭作為分析樣本。

本文在生命周期-持久收入理論框架下，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

S表示儲蓄率②②儲蓄率=（人均可支配收入-人均消費(fèi)性支出）/人均可支配收入；PI表示持久收入③③持久收入：以實(shí)際人均可支配收入（對數(shù)值）作為因變量，選擇家庭成員的平均年齡、平均受教育程度、戶主的性別和政治面貌、家庭中的就業(yè)人口比例、所在省份等作為自變量進(jìn)行OLS回歸，并用該方程的預(yù)測值和殘差分別作為城鎮(zhèn)家庭的人均持久收入和人均暫時收入。；TI表示暫時收入；family表示家庭特征變量，具體包括：戶主性別、年齡、受教育程度、婚姻、政治面貌、戶口、家庭人口結(jié)構(gòu)、家庭保險(xiǎn)參保率、家庭主觀預(yù)期；FA表示家庭金融資產(chǎn)④④家庭金融資產(chǎn)：活期存款、定期存款、股票、債券、期貨、權(quán)證、其他衍生品、銀行產(chǎn)品、其他金融理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、手持現(xiàn)金、借出款和養(yǎng)老、醫(yī)療、住房公積金、企業(yè)年金等個人賬戶余額。；HV表示家庭住宅資產(chǎn)。

為了分析住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、年齡層、收入層和不同區(qū)域之間的異質(zhì)性，本文構(gòu)造住宅相對價值和相應(yīng)指標(biāo)的交互項(xiàng)：

其中，HV：住宅的相對價值⑤⑤住宅相對價值：首先分別計(jì)算各省人均住宅自評市場價值的均值，然后用各個家庭的住宅自評市場價值除以該省的均值，從而得到相對價值。；PR1：大產(chǎn)權(quán)住房⑥⑥大產(chǎn)權(quán)住房：筆者在此根據(jù)法律法規(guī)和心理財(cái)富價值兩個準(zhǔn)則定義大產(chǎn)權(quán)住房，認(rèn)為由房地產(chǎn)開發(fā)商開發(fā)承建的、土地使用權(quán)為國有可出讓的土地，并由國家房地產(chǎn)管理部門頒發(fā)產(chǎn)權(quán)證的居民住房為大產(chǎn)權(quán)住房。根據(jù)CHFS2010微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，將商品房、繼承房產(chǎn)和購買單位住房劃為大產(chǎn)權(quán)住房一類。 ；PR2：小產(chǎn)權(quán)住房⑦⑦小產(chǎn)權(quán)住房：筆者在此根據(jù)法律法規(guī)和心理財(cái)富價值兩個準(zhǔn)則定義小產(chǎn)權(quán)住房，認(rèn)為不受法律保護(hù)或造成居民心理財(cái)富價值較小的住房為小產(chǎn)權(quán)住房。根據(jù)CHFS2010微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，將根本不受法律保護(hù)的鄉(xiāng)產(chǎn)房、產(chǎn)權(quán)交易較為困難的經(jīng)濟(jì)適用房、房改房、集資房和居民住宅自評市場價值較小的自建房劃為小產(chǎn)權(quán)住房一類。；兩者均設(shè)置為虛擬變量（是=1，

四、實(shí)證分析

（一）統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。由表2知，中國城鎮(zhèn)家庭住宅自評市場價值約為62萬元。48.5%的城鎮(zhèn)家庭擁有大產(chǎn)權(quán)住房，40%的城鎮(zhèn)家庭為小產(chǎn)權(quán)住房，只有11.5%的家庭是通過租房來解決居住問題的。在房價上漲的大背景下，67.4%的家庭認(rèn)為未來一年房價將繼續(xù)上漲。描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果說明本文所選樣本數(shù)據(jù)與中國城鎮(zhèn)家庭的住房消費(fèi)習(xí)慣及住宅市場發(fā)展情況是較為符合的。

（二）實(shí)證回歸結(jié)果

1. 住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性

表3檢驗(yàn)了中國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)的存在性問題。結(jié)果表明，我國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)為0.04，略高于黃平（2006）[13]利用2000—2005年宏觀數(shù)據(jù)得到的財(cái)富效應(yīng)0.036，與Case等（2005）[14]研究OECD國家住宅財(cái)富效應(yīng)0.05—0.17相比，我國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)較為微弱。相對于只有1套住房的家庭，擁有1套以上住房家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)約是其2倍；表明隨著家庭住房數(shù)量的增多，住宅財(cái)富效應(yīng)明顯遞增。家庭金融資產(chǎn)降低儲蓄率的程度與住宅資產(chǎn)相當(dāng)。

城鎮(zhèn)家庭預(yù)期未來房價上漲1%，將引起家庭儲蓄率增長0.058%；在一定程度上可以抵消住宅財(cái)富效應(yīng)的大小。這表明，家庭唯一的住房在更大程度上是作為一種長期耐用品，即便房價上漲使住宅升值，由于傳統(tǒng)習(xí)慣等因素，一般家庭不會兌現(xiàn)房產(chǎn)增加消費(fèi)；產(chǎn)生的只是一種心理財(cái)富，且這種住宅財(cái)富效應(yīng)的微弱程度容易被短期內(nèi)房價上漲所導(dǎo)致的住房消費(fèi)支出壓力所抵消。但當(dāng)家庭擁有1套以上住房時，預(yù)期未來房價上漲對家庭儲蓄率的影響將不再顯著，住宅財(cái)富效應(yīng)則更為明顯。城鎮(zhèn)家庭主觀幸福感的提升將顯著降低家庭儲蓄率，尤其是擁有1套以上住房的家庭，主觀幸福感的提升大幅降低了家庭儲蓄率。

其他的相關(guān)實(shí)證發(fā)現(xiàn)與已有文獻(xiàn)的研究成果基本一致。收入依然是決定儲蓄率的最重要因素，在生命周期-持久收入理論中，將收入分解為持久收入和暫時收入；本文中暫時收入對儲蓄率的影響程度約是持久收入的2倍。表明在未來不確定的情況下，城鎮(zhèn)家庭將更多的臨時性收入儲蓄起來，這也說明我國城鎮(zhèn)家庭存在較嚴(yán)重的預(yù)防性儲蓄動機(jī)（謝勇，2011）[15]。

在家庭特征因素方面，戶主是男性、黨員或已婚，可能由于社會地位、家庭穩(wěn)定使其收入頗高，將顯著提高家庭儲蓄率。戶主的受教育程度越高，則儲蓄率越低，但其影響程度微弱。與非農(nóng)業(yè)戶口相比，農(nóng)業(yè)戶口家庭儲蓄率更高。加入戶主年齡因素，我國城鎮(zhèn)家庭儲蓄率呈倒“U”形分布，即隨著年齡的增長，儲蓄率先上升再下降。在家庭人口結(jié)構(gòu)方面，少年撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的增加都使家庭儲蓄率降低，但這種效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。在家庭參加社會保險(xiǎn)方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)參保率越高的家庭儲蓄率越低；但醫(yī)療、失業(yè)保險(xiǎn)對家庭儲蓄率的影響并不明顯；企業(yè)年金可以顯著降低只有一套住房家庭的儲蓄率，而對于租房者和擁有多套住房家庭的影響則不顯著；住房公積金作為住房儲蓄的一部分，其擁有率的上升顯著提高了家庭儲蓄率。

表3采用異方差穩(wěn)健方差-協(xié)方差進(jìn)行回歸，消除了異方差對模型估計(jì)的影響。最大VIF值均小于10，表明自變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。DW值接近2，說明不存在嚴(yán)重的序列相關(guān)性。以上檢驗(yàn)說明表3的估計(jì)結(jié)果是無偏、有效的。

2. 住宅財(cái)富效應(yīng)的差異性

依據(jù)方程（8）—（11），采用住宅相對價值的交互項(xiàng)，檢驗(yàn)我國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)在不同住宅產(chǎn)權(quán)、收入層、年齡層和地區(qū)之間的差異性。

以租房者為參照組，大產(chǎn)權(quán)住房的財(cái)富效應(yīng)為0.087，而小產(chǎn)權(quán)住房產(chǎn)生了明顯的替代效應(yīng)，約為0103。由于我國城鎮(zhèn)家庭大產(chǎn)權(quán)住房擁有率略高于小產(chǎn)權(quán)住房，因此總體上表現(xiàn)為微弱的住宅財(cái)富效應(yīng)?？紤]到近年來房價上漲驅(qū)動下的住宅資產(chǎn)增值趨勢，本文構(gòu)造住宅相對價值與住宅產(chǎn)權(quán)的交互項(xiàng)。結(jié)果表明當(dāng)住宅資產(chǎn)增值時，大小產(chǎn)權(quán)住房都產(chǎn)生了顯著的住宅財(cái)富效應(yīng)，大產(chǎn)權(quán)住房增值效應(yīng)約為小產(chǎn)權(quán)住房的4倍。同時將戶主年齡分成12組，以76歲及以上戶主為參照組，分析不同年齡層的住宅財(cái)富效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，中青年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)存在且顯著，而老年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)相當(dāng)微弱且不明顯?？紤]到年齡分布和住宅產(chǎn)權(quán)對住宅財(cái)富效應(yīng)的影響，構(gòu)造戶主年齡和住宅產(chǎn)權(quán)的交互項(xiàng)。實(shí)證發(fā)現(xiàn)大產(chǎn)權(quán)住房使中年家庭產(chǎn)生了明顯的財(cái)富效應(yīng)，青年家庭住宅財(cái)富效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而老年家庭住房替代效應(yīng)微弱但不明顯。這主要源于中年家庭在早期獲得住房，成本相對較低，住宅資產(chǎn)在房價上漲的背景下增值效應(yīng)明顯；而青年家庭在近幾年房價迅速上漲時購入住房，存在較沉重的住房支出壓力；老年家庭一般將住房遺贈給子女使其財(cái)富效應(yīng)不顯著。小產(chǎn)權(quán)住房使各個年齡層家庭都產(chǎn)生了顯著的替代效應(yīng)。小產(chǎn)權(quán)住房雖然獲得成本低廉，但一般也價值較小，考慮到家庭改善性住房需求，其替代效應(yīng)普遍存在。

2012年，中國城鎮(zhèn)家庭的房價收入比已高達(dá)11倍，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了世界合理水平4—6倍，房價上漲明顯快于收入增長，使新增城鎮(zhèn)家庭及改善性住房家庭不得不壓縮非住房消費(fèi)，更多地增加儲蓄來實(shí)現(xiàn)購房計(jì)劃?？紤]到不同收入層家庭住宅財(cái)富效應(yīng)的異質(zhì)性，本文將人均持久收入分成五組，以中等收入家庭為參照組，分析不同收入層家庭住宅財(cái)富效應(yīng)大小。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高收入家庭住宅財(cái)富效應(yīng)明顯大于低收入家庭，且處于收入最高25%的家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)達(dá)到了0085，而處于收入最低25%的家庭的住宅替代效應(yīng)為0125。住宅財(cái)富分配的不均進(jìn)一步拉大了城鎮(zhèn)家庭內(nèi)部之間的貧富差距。

中國幅員遼闊，地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)差異大，住宅財(cái)富在各個區(qū)域也將表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。本文構(gòu)造住宅相對價值與省份的交互項(xiàng)，考察全國22個省市自治區(qū)住宅財(cái)富效應(yīng)的分布差異。如表4所示，上海、北京等6個東部發(fā)達(dá)地區(qū)住宅財(cái)富效應(yīng)較大，高于全國住宅財(cái)富效應(yīng)均值；其他中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)住宅財(cái)富效應(yīng)較為微弱且在統(tǒng)計(jì)上不顯著，其中重慶、山西和甘肅三地表現(xiàn)為住宅的替代效應(yīng)。這一研究發(fā)現(xiàn)與黃靜等（2009）[16]的研究結(jié)果較為一致。其他解釋變量的回歸發(fā)現(xiàn)與表3基本一致，在此不再贅述。

考慮到住宅相對價值和人均持久收入等指標(biāo)的衡量方法、方程設(shè)定以及估計(jì)方法不同可能給估計(jì)結(jié)果帶來的影響，筆者在這里進(jìn)一步做住宅財(cái)富效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，為了消除樣本中極值對回歸結(jié)果的干擾，筆者剔除人均持久收入和住宅相對價值最高和最低各1%的數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果見表5窄樣本列。住宅財(cái)富效應(yīng)為0.041，且在1%的水平下顯著。其次，考慮到住宅相對價值測算中可能引起的內(nèi)生性問題，這里采用工具變量法，以租房者的年租金作為住宅相對價值的工具變量。TSLS回歸表明，住宅相對價值指標(biāo)能較好地反映我國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)。因此，回歸結(jié)果是無偏的、可靠的。再次，為了避免人均持久收入的內(nèi)生性問題，筆者將“人均當(dāng)期年收入”作為代理變量，回歸結(jié)果與表3基本一致。

五、結(jié)論和政策含義

本文利用大型微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對中國房改十余年后的城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行研究，不僅克服了以往采用宏觀數(shù)據(jù)產(chǎn)生的局限性，也是對CHFS這一珍貴的微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的深度開發(fā)和拓展應(yīng)用。

實(shí)證研究得到的主要結(jié)論有：（1）中國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)為0.04，且隨著住房數(shù)量的增多，住宅財(cái)富效應(yīng)不斷增大，但短期內(nèi)住房價格的過快上漲抑制了住宅財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。（2）產(chǎn)權(quán)完備且合法的大產(chǎn)權(quán)住房具有財(cái)富效應(yīng)，小產(chǎn)權(quán)住房則替代效應(yīng)明顯；中青年家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)顯著大于老年家庭；地方經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、家庭收入水平越高，住宅財(cái)富效應(yīng)越大；中國城鎮(zhèn)住宅市場的“馬太效應(yīng)”日益顯著。

住宅商品化改革15年來，房價持續(xù)上漲，中國城鎮(zhèn)家庭住宅財(cái)富效應(yīng)存在但總體上表現(xiàn)微弱，且考慮到住宅產(chǎn)權(quán)、收入差距、區(qū)域差異、年齡層等因素時，住宅財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)制變得更為復(fù)雜。這可能由我國住宅市場發(fā)展程度、金融市場自由化水平、人們的財(cái)富理念差異所致。以上分析的政策含義在于：

首先，中國城鎮(zhèn)家庭的住宅財(cái)富效應(yīng)更多地表現(xiàn)為未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)（心理上的財(cái)富），即使住宅資產(chǎn)增值，也很少會兌現(xiàn)房產(chǎn)擴(kuò)大消費(fèi)。而且短期內(nèi)住房價格過快上漲對計(jì)劃購房家庭和改善性住房家庭產(chǎn)生較為明顯的替代效應(yīng)，在一定程度上抵消了住宅財(cái)富效應(yīng)?？梢哉f當(dāng)前我國城鎮(zhèn)家庭微弱的住宅財(cái)富效應(yīng)對擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的作用甚微。因此，合理控制房價上漲，調(diào)控措施必須同時考慮到住宅的財(cái)富效應(yīng)和擠占效應(yīng)，房價的漲幅必須控制在普通城鎮(zhèn)家庭的購房能力之內(nèi)，同時使擁有住房家庭預(yù)見住宅資產(chǎn)增值的長期性而合理擴(kuò)大非住房消費(fèi)支出。

其次，中華民族傳統(tǒng)觀念根深蒂固，居民具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄動機(jī)和遺贈動機(jī)，父母的住房一般由子女繼承，因此以房養(yǎng)老政策缺乏實(shí)施基礎(chǔ)。同時考慮到由住宅產(chǎn)權(quán)、收入差距和地區(qū)差異引起住宅資產(chǎn)分配的“馬太效應(yīng)”，住宅財(cái)富進(jìn)一步拉大了城鎮(zhèn)家庭之間的貧富差距，這必將阻礙城鎮(zhèn)化進(jìn)程，削弱城市競爭力，也不利于整個宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，國家樓市調(diào)控政策必須圍繞這一核心理念——更多注重住房市場的社會功能而不是經(jīng)濟(jì)功能，將其作為居住品的市場而不是投資品市場。

再次，中國金融市場自由化程度低，當(dāng)城鎮(zhèn)家庭面臨較強(qiáng)的流動性約束時，較難通過住房的抵押或出售來緩解，這將進(jìn)一步增強(qiáng)城鎮(zhèn)家庭的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，限制住宅財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。因此，調(diào)控樓市的同時必須完善金融信貸市場、簡化住房抵押程序，鼓勵居民發(fā)揮住宅財(cái)富效應(yīng)，通過住宅財(cái)富實(shí)現(xiàn)生命周期效用的最大化。

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