再購房潛在動(dòng)機(jī)如何影響住房的財(cái)富效應(yīng)？——基于城鎮(zhèn)住戶大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)的微觀層面分析

楊 贊，張 歡，陳 杰

（1.清華大學(xué) 恒隆房地產(chǎn)研究中心，北京100084；2.清華大學(xué) 建設(shè)管理系，北京100084；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海200433）

一、引 言

在住房市場(chǎng)化和政府鼓勵(lì)提倡“財(cái)產(chǎn)性收入”的大背景下，購買住房日益成為我國家庭最重要的資產(chǎn)配置決策。根據(jù)我國國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2010年我國城市居民住房自有率已經(jīng)達(dá)到89.3%。根據(jù)財(cái)富效應(yīng)理論，在住房自有率如此高的情況下，房?jī)r(jià)上漲帶來的住房財(cái)富增值會(huì)促進(jìn)大多數(shù)家庭的消費(fèi)。然而，國內(nèi)學(xué)者基于宏觀數(shù)據(jù)的住房財(cái)富效應(yīng)測(cè)定結(jié)果大多表明，我國房?jī)r(jià)上漲抑制了總消費(fèi)（陳健等，2012；高波和王輝龍，2011；況偉大，2011；王子龍和許簫迪，2011）。這與經(jīng)典理論和國際經(jīng)驗(yàn)證據(jù)形成了鮮明的對(duì)比（Campbell和 Cocco，2005；Case等，2005；Cocco，2005；Ludwig和Sl?k，2002）。

本文對(duì)這種現(xiàn)象產(chǎn)生的原因給出了一種解釋。一方面，我國正處于經(jīng)濟(jì)高速成長(zhǎng)和城鎮(zhèn)化加速推進(jìn)期，住房的資產(chǎn)增值功能十分突出，近年來主要城市房?jī)r(jià)持續(xù)高速上漲更強(qiáng)化了這種功能。另一方面，我國沒有房產(chǎn)稅，房屋持有成本低，這增強(qiáng)了居民購買多套住房以期套利的動(dòng)機(jī)。而在再購房過程中，居民為積累首付款而過度儲(chǔ)蓄，還貸支出居高不下，這些都會(huì)直接抑制家庭日常消費(fèi)。這樣，房?jī)r(jià)上漲越快，再購房動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)，對(duì)消費(fèi)的抑制作用也就越強(qiáng)。這可能成為理解我國住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的一個(gè)新視角。

為了驗(yàn)證城鎮(zhèn)居民較強(qiáng)的再購房動(dòng)機(jī)是導(dǎo)致我國住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的原因之一，本文首先從理論上構(gòu)建了作用機(jī)制，然后實(shí)證檢驗(yàn)了由理論分析所得出的幾個(gè)推論。具體而言，我們細(xì)分了自有住房家庭再購房的三大潛在動(dòng)機(jī)——為子女購買婚房、住房置換更新以及投資性購房，探討了各種動(dòng)機(jī)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響。

本文研究發(fā)現(xiàn)：（1）房?jī)r(jià)對(duì)有未婚成年男性家庭的消費(fèi)具有顯著的抑制作用，而且隨著未婚男性年齡的增長(zhǎng)，這種抑制作用不斷增強(qiáng)。而房?jī)r(jià)對(duì)有未婚成年女性家庭消費(fèi)的影響則并不顯著。（2）房?jī)r(jià)對(duì)居住在差房子中家庭消費(fèi)的影響顯著為負(fù)，而對(duì)居住在好房子中家庭的消費(fèi)則沒有顯著影響。（3）潛在的投資性購房需求對(duì)消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性的作用并不顯著。另外，我們排除了部分家庭為提前還清房貸而壓縮消費(fèi)是導(dǎo)致我國住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的重要原因。

二、文獻(xiàn)綜述

資產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)影響的理論框架基于Fisher的跨期消費(fèi)模型及Modlgliani（1954）和Friedman（1957）提出的生命周期—永久收入假說。20世紀(jì)80年代之后，學(xué)術(shù)界將跨期消費(fèi)理論與資產(chǎn)選擇、流動(dòng)性資產(chǎn)限制相聯(lián)系，開始研究包括住房在內(nèi)的各種資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響（Ludwig和Sl?k，2002），總結(jié)出了住房?jī)r(jià)格影響居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)、替代效應(yīng)、預(yù)算約束效應(yīng)以及共同因素效應(yīng)等多條傳導(dǎo)渠道。

在房?jī)r(jià)持續(xù)上漲的背景下，國內(nèi)學(xué)者主要基于宏觀數(shù)據(jù)對(duì)我國房地產(chǎn)市場(chǎng)與居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了研究。雖然有學(xué)者發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)在我國具有正向的財(cái)富效應(yīng)（駱祚炎，2008；王松濤和劉洪玉，2009），但多數(shù)研究指出房?jī)r(jià)總體上不會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響，甚至存在負(fù)向影響（陳健等，2012；高波和王輝龍，2011；況偉大，2011；王子龍和許簫迪，2011）。陳健等（2012）從理論上論證了信貸約束導(dǎo)致我國房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的可能性，并采用省級(jí)面板非線性門檻模型進(jìn)行了檢驗(yàn)。

采用宏觀數(shù)據(jù)研究房?jī)r(jià)與消費(fèi)的關(guān)系具有不少局限性。具體來說，宏觀研究只能從“外觀”上測(cè)定房?jī)r(jià)與消費(fèi)的相對(duì)變化關(guān)系，而不能發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)影響消費(fèi)的具體渠道和作用機(jī)制。另外，宏觀數(shù)據(jù)掩蓋了區(qū)域間、個(gè)體間的巨大差異，我們很難進(jìn)行更加深入的差異性分析。然而，由于數(shù)據(jù)和計(jì)量方法等方面的限制，目前國內(nèi)外針對(duì)財(cái)富效應(yīng)的微觀研究較少。國外的代表性研究包括Campbell和Cocco（2005）、Engelhardt（1996）、Hoynes和 McFadden（1994）、Lehnert（2004）等。國內(nèi)學(xué)者對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的微觀研究更少。謝潔玉等（2012）利用國家統(tǒng)計(jì)局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了房?jī)r(jià)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的抑制作用在不同群體間存在顯著差異。本文借鑒謝潔玉等（2012）的研究思路，改進(jìn)了其測(cè)定財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證模型，并關(guān)注自有住房家庭的再購房潛在動(dòng)機(jī)對(duì)消費(fèi)的影響。

現(xiàn)有研究基本上都忽視了自有住房家庭的再購房潛在動(dòng)機(jī)對(duì)房?jī)r(jià)與消費(fèi)關(guān)系的影響。從理論上講，當(dāng)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)時(shí)，家庭對(duì)居住質(zhì)量的要求和支付能力不斷提高，通過購買新房來實(shí)現(xiàn)住房的更新?lián)Q代成為家庭提升居住水平的快速途徑；同時(shí)，隨著生命周期的演進(jìn)，家庭會(huì)越來越多地考慮子女組建家庭，從而產(chǎn)生新的購房需求；最后，基于房產(chǎn)的保值增值功能，尤其在房?jī)r(jià)持續(xù)上漲和未來預(yù)期向好時(shí)，自有住房家庭“跟風(fēng)囤房”的行為更會(huì)被刺激出來。

三、實(shí)證模型

生命周期理論認(rèn)為，家庭消費(fèi)是可持續(xù)性收入和資產(chǎn)價(jià)值的函數(shù)，家庭在不同成長(zhǎng)階段跨期選擇消費(fèi)和投資以實(shí)現(xiàn)整個(gè)生命周期的效用最大化。Campbell和Cocco（2005）、Cocco（2005）以及Yao和Zhang（2005）將生命周期理論應(yīng)用到住房市場(chǎng)，建立了基于微觀家庭的生命周期模型。在生命周期模型中，影響居民消費(fèi)的因素包括宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、家庭收入、家庭資產(chǎn)配置、家庭信貸約束以及家庭人口統(tǒng)計(jì)特征等5個(gè)方面，其基本形式為：

其中，C表示消費(fèi)，α表示宏觀經(jīng)濟(jì)因素，δ表示個(gè)體特征，I表示收入，A表示資本，M表示借貸。

家庭的人口統(tǒng)計(jì)特征包括戶主出生年份、家庭人口、子女?dāng)?shù)量以及家庭成員教育背景等。教育背景和就業(yè)情況綜合影響家庭收入、生活品位、消費(fèi)習(xí)慣等，是反映家庭異質(zhì)性的重要因素。

根據(jù)生命周期理論，收入對(duì)家庭消費(fèi)的影響主要體現(xiàn)在永久性收入部分，短期的收入波動(dòng)不會(huì)改變家庭的消費(fèi)決策。

家庭的投資渠道主要有實(shí)物資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資，實(shí)物資產(chǎn)投資中最主要的是購置住房，金融資產(chǎn)投資中最主要的是儲(chǔ)蓄。

根據(jù)生命周期理論，借貸是家庭跨期平滑消費(fèi)、實(shí)現(xiàn)生命周期各階段投資目標(biāo)的重要渠道?？傮w來看，中國家庭的借貸比例較低。根據(jù)中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，在2009年受訪的9省17 200個(gè)家庭中，需償還購房貸款、汽車貸款和教育貸款的比例分別為7%、0.3%和0.4%。2002-2009年選擇貸款購房的家庭比例分別為12.2%、16.85%、16.58%、13.96%、19.64%、17.57%、16.96%、26.56%，2009年住房的平均貸款額為24.81萬元。在中小額度借款方面，家庭更傾向于向親友或單位借貸，2009年家庭借款比例為5.58%，借款家庭的平均借款額為13 857元。親友借貸是中國特色的獲得流動(dòng)性的重要方式，其特點(diǎn)是低息或無息。而對(duì)于包括耐用消費(fèi)品貸款、旅游貸款等在內(nèi)的消費(fèi)貸款，只有0.26%的受訪家庭選擇。我們主要選取借款凈收入和住房貸款凈支出作為信貸約束的衡量指標(biāo)。

宏觀經(jīng)濟(jì)條件及區(qū)域差異是影響家庭消費(fèi)的環(huán)境因素。區(qū)域發(fā)展水平的差異影響家庭收入進(jìn)而影響消費(fèi)約束，而區(qū)域生活成本的差異在很大程度上影響家庭的消費(fèi)支出（鄭思齊，2006）。同時(shí)，不同年份的金融資產(chǎn)價(jià)格及宏觀經(jīng)濟(jì)政策和房地產(chǎn)政策也存在明顯變化，對(duì)家庭的投資和消費(fèi)決策都會(huì)產(chǎn)生直接或間接影響。

基于以上分析，我們構(gòu)建了如下的家庭消費(fèi)決策實(shí)證模型：

其中，被解釋變量lnCi表示家庭消費(fèi)的對(duì)數(shù)值，解釋變量由家庭特征、家庭收入、家庭資產(chǎn)配置、信貸約束和宏觀經(jīng)濟(jì)因素等5個(gè)方面組成。δi表示家庭特征，包括家庭人數(shù)、家庭戶口、戶主年齡、戶主文化水平等變量。對(duì)于家庭收入，lnYi表示家庭可支配收入的對(duì)數(shù)值，同時(shí)我們加入最低收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶和最高收入戶等7個(gè)虛擬變量來控制不同收入階層家庭的消費(fèi)特征。對(duì)于家庭資產(chǎn)配置，實(shí)物資產(chǎn)主要考慮住房資產(chǎn)，lnPi表示當(dāng)年房?jī)r(jià)的對(duì)數(shù)值；金融資產(chǎn)主要考慮家庭儲(chǔ)蓄，①本文所使用數(shù)據(jù)庫中沒有詳細(xì)披露股票等風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)，從而無法直接對(duì)比金融財(cái)富效應(yīng)與住房財(cái)富效應(yīng)。但根據(jù)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)“中國家庭金融調(diào)查”（2010）所披露的數(shù)據(jù)，中國大部分城市家庭的金融資產(chǎn)持有量較少，均值為11.2萬元，中位數(shù)只有1.6萬元，分別僅為住房資產(chǎn)價(jià)值的12%和40%，而風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)在全部金融資產(chǎn)中的比重還不足三分之一。同時(shí)，大多數(shù)國外研究都認(rèn)為，金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)要么為0，要么遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于住房財(cái)富效應(yīng)（Case等，2005；Ludwig和Sl?k，2002）。因此，本文只考慮儲(chǔ)蓄，而不對(duì)金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)做更多探討。感謝審稿人對(duì)這一點(diǎn)的提示。Si表示當(dāng)年家庭的凈儲(chǔ)蓄額。對(duì)于信貸約束，Bi表示家庭當(dāng)年從親友處借款凈收入及住房貸款凈支出。我們加入年份和城市虛擬變量來分別控制全國性和區(qū)域性的宏觀經(jīng)濟(jì)情況及政策對(duì)家庭消費(fèi)決策的影響。我們?cè)诨A(chǔ)模型中重點(diǎn)關(guān)注lnPi的系數(shù)β2，它表示消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性。

四、數(shù)據(jù)選取、處理與描述性分析

本文的家庭構(gòu)成、收入、消費(fèi)以及資產(chǎn)組合等微觀數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局的城鎮(zhèn)住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)庫。該項(xiàng)調(diào)查每年更換1／2的調(diào)查對(duì)象，因此調(diào)查數(shù)據(jù)不是標(biāo)準(zhǔn)的面板數(shù)據(jù)。為此，我們建立混合截面數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析。

本文選取了北京、成都、大連、廣州、杭州、合肥、蘭州、寧波、深圳、沈陽、武漢和西安等12個(gè)具有代表性的大中城市2002-2009年的數(shù)據(jù)作為初始研究樣本。我們刪除了變量值缺失及家庭可支配收入為負(fù)的樣本，最終得到37 468個(gè)觀測(cè)值。房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)也來自國家統(tǒng)計(jì)局。本文主要變量的定義與描述性分析見表1。

表1 主要變量定義與描述性分析

五、實(shí)證結(jié)果

（一）基礎(chǔ)模型：住房財(cái)富效應(yīng)的測(cè)定

根據(jù)住房影響居民消費(fèi)的經(jīng)典理論，房?jī)r(jià)上漲可能通過財(cái)富效應(yīng)、抵押效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)促進(jìn)居民消費(fèi)，也可能通過替代效應(yīng)和預(yù)算約束效應(yīng)抑制居民消費(fèi)（Ludwig和Sl?k，2002）。本文測(cè)定的消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性為以上多種影響的凈效應(yīng)。①感謝審稿人對(duì)這一點(diǎn)的提示。

本文利用家庭消費(fèi)決策實(shí)證模型式（2），對(duì)所有自有住房家庭樣本進(jìn)行OLS回歸，測(cè)定了房?jī)r(jià)對(duì)家庭消費(fèi)的平均影響效應(yīng)，結(jié)果見表2。列（1）-列（5）分析了當(dāng)年房?jī)r(jià)對(duì)家庭消費(fèi)的影響，可以看到，房?jī)r(jià)對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的抑制作用。列（1）結(jié)果顯示，在控制了宏觀經(jīng)濟(jì)、家庭收入、資產(chǎn)配置、信貸約束以及家庭特征等全部因素之后，消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性為-0.0826，表明房?jī)r(jià)上漲1%，消費(fèi)反而下降0.08%。為了控制當(dāng)期房?jī)r(jià)與消費(fèi)的反向因果關(guān)系，列（6）采用上一年房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)進(jìn)行回歸，結(jié)果變化不大。本文的測(cè)定結(jié)果與之前其他學(xué)者基于省級(jí)或市級(jí)宏觀數(shù)據(jù)的結(jié)果一致（陳健等，2012；高波和王輝龍，2011；況偉大，2011；王子龍和許簫迪，2011）。

表2 房?jī)r(jià)與自有住房家庭消費(fèi)的關(guān)系

（二）為未婚子女購房的影響

代際財(cái)富轉(zhuǎn)移是中國家庭在生命周期中的重大決策之一，其中為子女結(jié)婚購房是常見的一種形式。為未婚子女購房往往伴隨家庭較長(zhǎng)時(shí)間的儲(chǔ)蓄，房?jī)r(jià)的變動(dòng)會(huì)改變家庭預(yù)期的購房支出，從而影響家庭的儲(chǔ)蓄額或儲(chǔ)蓄期（Wei等，2012）。如果房?jī)r(jià)變動(dòng)影響家庭儲(chǔ)蓄額，那么短期內(nèi)在收入沒有顯著提高的情況下，家庭將壓縮消費(fèi)。隨著為未婚子女結(jié)婚購房需求的增強(qiáng)，家庭消費(fèi)受到儲(chǔ)蓄增加的擠壓效應(yīng)也會(huì)相應(yīng)地增強(qiáng)。

我們?cè)谀Ｐ椭幸爰抑惺欠裼形椿槟行院臀椿榕耘c房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)，回歸結(jié)果見表3。列（1）結(jié)果表明，在其他條件相同時(shí)，有未婚男性家庭的消費(fèi)受到房?jī)r(jià)增長(zhǎng)的顯著抑制作用，消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性達(dá)到-0.11，而有未婚女性家庭的消費(fèi)則不受房?jī)r(jià)變動(dòng)的影響。列（2）和列（3）結(jié)果表明，房?jī)r(jià)對(duì)有未婚男性家庭消費(fèi)的抑制作用顯著小于沒有未婚男性的家庭（彈性低0.0264），而對(duì)有未婚女性家庭消費(fèi)的影響則與其他家庭不存在顯著差異。

表3 有未婚男性和未婚女性子女家庭的消費(fèi)－房?jī)r(jià)彈性

為了更加詳細(xì)地考察為未婚子女購房需求的強(qiáng)弱對(duì)消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性的影響，我們?cè)谀Ｐ椭幸肓思抑形椿樽优哪挲g與房?jī)r(jià)的交叉項(xiàng)，回歸結(jié)果分別見表4和表5。從表4中可以看到，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)顯著抑制了有26-30歲及31-35歲未婚男性家庭的消費(fèi)，而且隨著未婚男性年齡的增長(zhǎng)，這種抑制作用不斷增強(qiáng)；而對(duì)于有36歲及以上未婚男性的家庭，房?jī)r(jià)對(duì)其消費(fèi)的影響不顯著，原因可能是這類家庭的樣本量過小。從表5中可以看到，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)只對(duì)有18-25歲未婚女性家庭的消費(fèi)有顯著影響，而對(duì)有其他年齡段未婚女性家庭消費(fèi)的影響則不顯著。由此可以看出，中國家庭普遍由男方承擔(dān)購買結(jié)婚住房的任務(wù)。

表4 有不同年齡段未婚男性家庭的消費(fèi)－房?jī)r(jià)彈性

表5 有不同年齡段未婚女性家庭的消費(fèi)－房?jī)r(jià)彈性

我們進(jìn)一步將所有自有住房家庭樣本按照擁有單套房和多套房進(jìn)行分組，回歸結(jié)果見表6。對(duì)于擁有單套房的家庭，分析結(jié)果與表4和表5一致，而對(duì)于擁有多套房的家庭，家中是否有未婚子女對(duì)消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性則沒有顯著影響。

表6 有未婚子女且擁有單套房和多套房家庭的消費(fèi)－房?jī)r(jià)彈性

（三）住房置換更新的影響

為了考察家庭提高住房質(zhì)量的潛在需求是否會(huì)影響消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性，我們根據(jù)樣本家庭的住房單價(jià)是高于還是低于所在城市當(dāng)年住房均價(jià)（依據(jù)抽樣數(shù)據(jù)獲得）將其劃分為“居住在好房子家庭”和“居住在差房子家庭”兩個(gè)組別，分別進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果見表7。從中可以看到，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)對(duì)居住在好房子家庭的消費(fèi)沒有顯著影響，但顯著抑制了居住在差房子家庭的消費(fèi)。另外，對(duì)于擁有多套房且居住在差房子的家庭，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)對(duì)其消費(fèi)的抑制作用更強(qiáng)。這類家庭有更強(qiáng)的能力和動(dòng)機(jī)在未來置換更新住房，因而短期內(nèi)其消費(fèi)減少的幅度更大。

表7 居住在好房子和差房子家庭的消費(fèi)－房?jī)r(jià)彈性

（四）投資性購房的影響

根據(jù)投資理論，預(yù)期是影響投資決策的因素之一。如果家庭有投資性購房需求，則住房?jī)r(jià)格上漲會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)偏好也會(huì)通過影響家庭的投資行為來影響消費(fèi)。但對(duì)于如何界定家庭具有較強(qiáng)的投資性購房需求或較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好，現(xiàn)有文獻(xiàn)中一直缺少較好的方法。本文以家庭參與證券交易這一虛擬變量作為家庭具有較強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)偏好的代理變量。我們首先將消費(fèi)分別對(duì)當(dāng)年房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率（delta）和上一年房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率（delta＿1）進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表8。列（1）和列（2）結(jié)果表明，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率對(duì)家庭消費(fèi)沒有顯著的影響。我們重點(diǎn)關(guān)注家庭參與證券交易虛擬變量與房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)它并不顯著（見列（3））。

表8 投資性購房對(duì)家庭消費(fèi)的影響

我們進(jìn)一步將樣本家庭按照擁有單套房和多套房分組進(jìn)行了分析，擁有多套房的家庭可能具有更強(qiáng)的投資性購房動(dòng)機(jī)，結(jié)果見表9。從中可以看到，除了列（4）中住房增長(zhǎng)率對(duì)擁有多套房家庭的消費(fèi)產(chǎn)生與預(yù)期相反的正向影響外，其他反映投資偏好的變量都不顯著。由于列（5）中上一年住房增長(zhǎng)率對(duì)擁有多套房家庭的消費(fèi)并不具有顯著影響，列（4）的結(jié)果不夠穩(wěn)健，我們還不能得出房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率顯著影響擁有多套房家庭消費(fèi)的結(jié)論。

表9 投資性購房對(duì)擁有單套房和多套房家庭消費(fèi)的影響

關(guān)于投資性購房動(dòng)機(jī)的影響，我們并沒有得到預(yù)期的結(jié)果，這可能與我們沒能很好地刻畫這一動(dòng)機(jī)有關(guān)。購房天生就具有雙重屬性，如何確定居民是否具有強(qiáng)烈的投資性購房動(dòng)機(jī)本身就是一個(gè)理論難題，實(shí)證研究中也一直缺乏較好的辦法（Cocco，2005）。因此，投資性購房動(dòng)機(jī)究竟是不是導(dǎo)致住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的原因之一，還需要未來進(jìn)一步探索。

（五）提早還房貸的影響

本文重點(diǎn)關(guān)注潛在的再購房動(dòng)機(jī)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響。但我國居民普遍害怕負(fù)債，在貸款買房之后往往希望盡快還清所有債務(wù)，從而可能壓縮消費(fèi)。①感謝審稿人對(duì)這一點(diǎn)的提示。我們承認(rèn)我國城市居民提早還貸的可能性很高，提前還貸也的確會(huì)導(dǎo)致短期內(nèi)消費(fèi)減少。但我們認(rèn)為，提前還貸的可能性及幅度一般不會(huì)隨房?jī)r(jià)變化而顯著變化，尤其不會(huì)在房?jī)r(jià)上漲時(shí)顯著增加。因此，從理論上講，提前還貸不應(yīng)是導(dǎo)致我國城市住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的重要原因。

另外，我們發(fā)現(xiàn)在37 468戶自有住房家庭樣本中，在調(diào)查當(dāng)年貸款購房或存在住房貸款支出的只有2 690戶，占全樣本的比例僅為7.18%?？梢姡覈彝ベJ款購房的比例較低。因此，從實(shí)際數(shù)據(jù)看，提前還貸這種情況對(duì)家庭消費(fèi)的抑制作用十分有限。

我們進(jìn)一步在式（2）中加入了是否有住房貸款這一虛擬變量及其與房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)，交叉項(xiàng)系數(shù)反映房?jī)r(jià)對(duì)有貸款支出家庭與沒有貸款支出家庭消費(fèi)的影響差異?；貧w結(jié)果（限于篇幅未報(bào)告）顯示該交叉項(xiàng)的系數(shù)不顯著，說明需要償還貸款與不需償還貸款家庭的消費(fèi)對(duì)房?jī)r(jià)的反應(yīng)并不存在顯著差異。因此，省錢還貸不應(yīng)是導(dǎo)致我國住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的重要原因。

六、結(jié)論與政策建議

大量文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)率隨房?jī)r(jià)上漲而下降，即住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)，這與經(jīng)典理論和多數(shù)國家經(jīng)驗(yàn)相悖。針對(duì)這種現(xiàn)象，本文提出了一個(gè)假說，即在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)和快速城市化進(jìn)程中，我國城鎮(zhèn)居民具有較強(qiáng)的再購房動(dòng)機(jī)，從而引起過度儲(chǔ)蓄，這是導(dǎo)致居民消費(fèi)率與房?jī)r(jià)反向變動(dòng)的重要原因。本文利用國家統(tǒng)計(jì)局2002-2009年12個(gè)城市的大樣本家庭調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)這個(gè)假說進(jìn)行了檢驗(yàn)。

本文發(fā)現(xiàn)，對(duì)占各城市絕大多數(shù)的自有住房家庭來說，房?jī)r(jià)上漲確實(shí)帶來消費(fèi)下降，即住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)。本文分別考察了為子女購買婚房、住房置換更新以及投資性購房這三種潛在的再購房需求對(duì)家庭消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）由于有為子女購買婚房的需求，房?jī)r(jià)對(duì)有成年未婚男性家庭的消費(fèi)具有顯著的抑制作用。這個(gè)結(jié)果印證了一些學(xué)者提出的中國青年人“為了在婚姻市場(chǎng)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)而壓縮消費(fèi)去購房”的猜想（Wei等，2012）。（2）居住在相對(duì)價(jià)值較低住房中的家庭的消費(fèi)-房?jī)r(jià)彈性顯著低于居住在相對(duì)價(jià)值較高住房中的家庭，這反映出家庭提高住房質(zhì)量的需求。（3）投資性購房需求似乎并沒有對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用。本文還排除了為提前還貸而壓縮消費(fèi)是導(dǎo)致我國住房財(cái)富效應(yīng)為負(fù)的重要原因。

本文認(rèn)為，我國家庭住房難以發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)的一個(gè)重要原因是新生家庭的住房需求和住房的置換更新需求?；诖耍疚奶岢鲆韵抡呓ㄗh：（1）政府應(yīng)積極推進(jìn)公租房建設(shè)，為已經(jīng)結(jié)婚或準(zhǔn)備結(jié)婚的年輕家庭提供長(zhǎng)期穩(wěn)定的租賃性住房，解決父母一輩的后顧之憂；同時(shí)，應(yīng)增加面向年輕中產(chǎn)階級(jí)的普通商品住宅供應(yīng)，并利用市場(chǎng)調(diào)控逐步平抑房?jī)r(jià)，幫助新生家庭實(shí)現(xiàn)購房夢(mèng)想。（2）應(yīng)不斷完善二手房市場(chǎng)，降低房產(chǎn)交易成本，幫助家庭更便捷地實(shí)現(xiàn)住房置換更新。（3）與發(fā)達(dá)國家相比，我國居民之所以有強(qiáng)烈的再購置或囤積住房的潛在動(dòng)機(jī)，除了文化傳統(tǒng)中有“置業(yè)”偏好外，更重要的是因?yàn)闆]有房產(chǎn)稅，房產(chǎn)持有成本較低。因此，加快出臺(tái)房產(chǎn)稅，以稅收或行政手段遏制非理性再購房需求，不僅是化解我國住房市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的重要基礎(chǔ)，而且對(duì)釋放居民消費(fèi)潛力、擴(kuò)大內(nèi)需以及轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式、加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型也十分關(guān)鍵。

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