２月２０２０年１兰州财经大学学报
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＬａｎｚｈｏｕＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓＶｏｌ．３６ Ｎｏ．６
Ｄｅｃ．，２０２０
欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟欟住房价格变动与城镇居民消费———基于微观面板数据的实证分析胡世麟● 罗 娟，
（湖南师范大学商学院，湖南长沙４１００８１）
摘 要：基于２０１３年和２０１５年中国家庭金融调查（ＣＨＦＳ），构造两期平衡面板数据，在兼顾住房价格变动和家庭
１）对于有房异质性的同时，实证研究住房资产价格变动对我国城镇居民消费水平和消费结构的影响。研究表明：（家庭，住房资产价格变动对总消费、生存型消费及发展享受型消费都具有财富效应。（２）住房价格变动的财富效应具有异质性，多套房家庭的财富效应显著大于一套房家庭；房产占总资产比例越高，财富效应越小；财富效应在贷款已还清的家庭中显著，在未还清的家庭不显著。（３）房价上涨对无房家庭的总消费有挤出效应。（４）房价上涨对有房家庭居民消费结构的优化有微弱的促进作用。该研究结论对我国房产调控政策的制定和居民资产的合理配置具有一定的参考价值。
关键词：住房价格；家庭消费；财富效应；消费结构
中图分类号： 文献标识码：Ａ 文章编号：１００４５４６５（２０２０）０６０５０１４
０％，城镇居民家庭住产占实物资产的比例接近７
房拥有率达到９６．０％，住房资产已经逐渐成为家庭资产配置的重要组成部分①。而近些年来我国很多城市的房价都出现了不同程度的上涨，房价的变动会直接影响居民的家庭财富及资产配置决策，从而对家庭消费产生影响。学者们对房价与居民消费的关系进行了相关研究，但仍未形成统一的看法，房价的上涨对家庭消费究竟是促进作用还是抑制作用？房价上涨对不同的家庭影响是否相同？如果影响存在差异，对哪些家庭的影响会更大？对家庭消费结构存在何种影响？这些问题还有待进一步研究。
基于此，有必要使用中国家庭金融调查ＣＨＦＳ）２０１３年和２０１５年两期微观面板数据对（
一、引言
２０２０年５月１４日召开的中央政治局常委会议明确指出“构建国内国际双循环相互促进的新发展格局”，畅通国民经济循环的重要战略基点是扩大内需，促进消费。在全球经济摩擦和新冠疫情的双重影响下，我国投资需求和对外贸易需求均大幅下降，因此如何充分释放消费潜能，扩大国内消费需求，发挥消费对经济发展的“压舱石”作用显得至关重要，同时对于促进国内经济内循环也具有重要意义。
２０１９年中国城镇根据中国人民银行公布的《
居民家庭资产情况调查报告》显示，我国城镇居民家庭户均总资产已达３１７．９万元，其中住房资
收稿日期：２０２０１０２５
基金项目：湖南省自然科学基金青年项目“异质性视角下居民资产配置对消费行为的动态影响研究”（２０１８ＪＪ３３５９）。作者简介：罗娟（１９８１—），女，湖南衡阳人，博士，讲师，研究方向：家庭金融、消费金融；胡世麟（１９９６—），男，安徽安
庆人，硕士研究生，研究方向：家庭金融。
中国人民银行调查统计司发布的《２０１９年中国城镇居民家庭资产情况调查报告》①数据来源：
罗 娟，胡世麟住房价格变动与城镇居民消费
房价变动如何影响居民消费进行研究。相比于以往研究，主要有以下三点改进：第一，从家庭住房的套数和家庭住房资产占比两方面实证分析了房价对不同家庭影响的异质性，丰富了现有研究中房价与消费关系的经验证据。第二，对房价变动如何影响不同居民的消费结构做了扩展性分析，是现有研究的一个有益补充，这对于我国房产调控政策的制定、居民合理进行资产配置及消费结构的优化都具有重要的意义。第三，使用微观面或者出租使当期收入增加，从而刺激居民消费。后者是指住房价格上涨会给房屋所有者带来财富增加的“货币幻觉”，即使房屋没有出售，财富效应未兑现，但这种心理上的效应也会使消费增加。此外，由于房产可以作为抵押品，房价上涨会使抵押品价值增加，从而缓解家庭的流动性约束，因此居民可以将更多的收入用于消费。国内外许多学者从不同角度对住房资产的财富效应进行了验
［２］
ｕｄｗｉｇ和Ｓｌｏｃｋ（２００２）通过１６个ＯＥＣＤ证。Ｌ
板数据能够有效避免宏观数据研究分析时存在的“可加性”缺陷，同时也能较好控制消费习惯等不可观测的因素，相比截面数据以及时间序列数据能在直接考虑房价变动的同时更好地刻画房价上涨对不同家庭消费影响的异质性。
二、理论基础与文献综述
根据生命周期理论，理性的消费者会将家庭总资产分配到生命周期的各个阶段来平滑消费，以实现整个生命周期内的效用最大化，因此家庭财富的大小和财富的变化都会影响消费支出。一方面，家庭资产水平越高，居民各阶段的消费水平也越高。另一方面，家庭资产价格上升会使得家庭财富增加，也会使居民在每个阶段的消费增加。
李涛和陈斌开（２０１４）［１］
将家庭资产价值水平对
居民消费的影响称为“资产效应”，将资产价格变化对居民消费的影响称为“财富效应”。
目前住房资产财富对消费的正向影响没有太多争议，家庭住房财富越多，消费水平也越高。因此国内外学者更多的是关注房产价格变动对消费的影响，由于各个学者使用的样本数据与研究的方法模型不同，住房资产价格变动对消费的影响也不尽相同，目前学者对住房价格变动如何影响消费没有形成统一看法，但大体可以归为以下三类：
第一类观点认为住房价格上升时，居民消费增加，住房具有明显的财富效应。对于有房家庭，住房价格的上涨会引起家庭财富存量上升，对居
民消费有促进作用。Ｌ
ｕｄｗｉｇ和Ｓｌｏｃｋ（２００２）［２］
将财富效应分成“实现的财富效应”和“未实现的财富效应”，前者是指房价上涨时将房产进行出售
国家的宏观数据研究房地产市场的财富效应，发现房价上涨会显著促进居民非住房性消费。Ｂ
ｏｓｔｉｃ等（２００８）［３］和Ｇａｎ（２０１０）［４］
分别采用美国和
香港的微观数据也得到了类似的结论。宋勃
（２００７）［５］使用我国１９９８—２００６年的房地产价格
和居民消费的季度数据进行研究，发现房地产价格的正向冲击会对居民消费产生正效应，会促进居民消费。随着国内微观数据库的建立与发展，越来越多的学者开始用微观数据（如ＣＨＮＳ、ＣＨＡＲＬＳ、ＣＨＦＳ、ＣＦＰＳ等调查数据）来研究我国住房资产对消费的影响，大多表明住房资产具有明显的财富效应（黄静、屠梅曾，２００９；解垩，２０１２；张大永、曹红，２０１２；杨碧云、屈原，２０１７；张
浩等，２０１７）［６－１０］。Ｃａｍｐｂｅｌ和Ｃｏｃｃｏ（２００７）
［１１］
基于１９８８—２０００年英国家庭住户的微观数据的研究也有类似的结论。对于无房家庭，房价上涨可能会导致部分潜在购房者推迟或放弃购房计划，从而增加当期消费，这种消费增加也被叫做
“绝望消费”（杜莉等，
２０１２）［１２］
。第二类观点是住房价格上升对消费有挤出效应，即房价上涨不仅不能促进居民消费，反而会降低居民消费。对于无房家庭来说，一方面，住房价格上升会直接造成他们的租房成本上升，挤占其他方面的消费支出。另一方面，房价上涨会使得居民为了追赶房价而提高储蓄率，增加储蓄，从而减少家庭的消费（
Ｍｏｎｉｚｕｍｉ，２００３；陈斌开、杨汝岱，２０１１；谢洁玉，２０１２；颜色、朱国钟，
２０１３）［１３－１６］
。此外，如果消费信贷市场发展不完
善，居民会存在严重的信贷约束，因此住房价格的上涨会在一定程度上挤出居民消费（
Ｍｕｅｌｌｂａｕｅｒ＆Ｍｕｒｐｈｙ，２００８；陈健，２０１１）［１７－１８］。
兰州财经大学学报 ２０２０年 第６期
第三类观点认为房价变动对消费并不存在显著的影响。一方面，住房价格上涨虽然能够使有房家庭财富增加，增加消费，但同时会使得无房家庭居住成本和购买成本增加，从而减少消费。因此总体来看，房价上涨对居民消费不存在明显影
［１９］
响。Ｅｎｇｅｌｈａｒｄｔ（１９９６）通过美国家庭微观数据
［１］
２０１４）的观点，这些基于微观横截面数据斌开（
分析的文献只考察了住房财富水平对居民消费的影响，验证的是“资产效应”，没有真正研究住房资产价格变动所产生的“财富效应”。虽然张浩
［１０］［２２］２０１７）、尚昀和臧旭恒（２０１６）都通过微等（
观面板数据对住房资产与消费的关系进行了研究，但由于解释变量采用的均是房屋资产价值，主要反映住房财富水平的变化对居民消费的影响，并不能真正反映住房资产价格变化对消费的影研究发现，当房价上升使家庭财富增加时，居民消
［２０］
ｉｎａｉ和Ｓｏｕｌｅｌｅｓ（２００５）研费行为保持不变。Ｓ
究发现租金的波动会抵消房价的波动，所以房价上涨总体而言不会影响居民消费。另一方面，对于大部分普通家庭，由于住房资产主要表现出消费品属性，所以房价上涨并不会提高居民消费（
Ｓｏｕｓａ，２００９；李涛、陈斌开，２０１４；尚昀、臧旭恒，２０１６）［２１，１，２２］
。同时，部分学者认为目前我国金融
市场发展滞后，房地产相关的金融衍生产品缺乏，居民不能利用房地产进行“再融资”，“财富效应”在我国发挥作用的微观基础并不成熟，因此房价上涨不能提高当期消费（余新平、熊德平，
２０１７；万晓莉等，２０１７）［２３－２４］。
现有文献研究的实证方法和模型虽然不尽相同，但基本可以分为两大类：一类是基于省市层面宏观数据的时间序列模型，一般采用差分形式，考察住房财富的边际消费倾向，但宏观数据无法控制家庭特征等因素对消费的影响，会导致计量上的“内生性”问题，并且由于微观家庭的异质性，会使得宏观数据存在“可加性”问题。
另一类是利用微观调查的横截面或面板数据分析，利用房地产财富的对数形式来估计房产的消费弹性。虽然用微观数据进行实证研究可以在一定程度上缓解宏观数据所存在的“内生性”和“可加性”问题，但如果微观数据是基于某一年份的横截面数据，那么研究分析仍然会存在一定的缺陷。一方面，家庭消费会受到家庭成员的消费习惯、偏好预期等不可观测因素的影响，使用横截面数据容易造成这些重要变量的遗漏，从而使模型产生一定的内生性。另一方面，截面数据的结果反映的只是不同家庭住房资产差异对消费的影响，不是房价变动对消费的影响。按照李涛和陈
①
异常值是家庭可支配收入和家庭总资产为负的家庭。
响。因为家庭房产价值的变动不仅来源于住房价格的变动，也可能来源于家庭房产数量的变化，比如家庭新购房产，会使得住房面积增加，从而使家庭房产价值增加。因此用房产价值的变动来代替房价的变动，可能会使估计结果发生偏误。在此，通过Ｃ
ＨＦＳ两期的数据（２０１３年和２０１５年）构造一个微观面板数据，并且引入房产价格，能够在尽可能控制家庭偏好和预期等因素的情况下，真实地反映城镇居民在面对住房价格波动时消费水平和消费结构的变化。
三、数据、变量及模型构建
（一）数据说明
使用的数据来自西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心实施的中国家庭金融调查（ＣｈｉｎａＨｏｕｓｅｈｏｌｄＦｉｎａｎｃｅＳｕｒｖｅｙ，ＣＨＦＳ）。该调查是每两年进行一次的全国范围的追踪调查，２０１５年的调查范围覆盖了全国２９个省（自治区、直辖市）的３５１个县，样本规模达到３７０００多户，包括了家庭收入与支出、家庭人口特征等方面的详细
信息，数据代表性好、质量高（甘犁等，
２０１３）［２５］
。考虑到２
０１１年、２０１３年和２０１５年连续三期都接受追踪调查的有效样本量较少，并且２０１１年部分变量的统计口径和后两期不一致，因此以下研究只使用２
０１３年和２０１５年两期的面板数据。由于研究的是房价变动对城镇居民消费的影响，因此删除了农村的家庭样本。同时考虑到数据的代表性问题，剔除了缺失值和异常值①，并将家庭消费大于收入的家庭以及总收入小于１０
００罗 娟，胡世麟住房价格变动与城镇居民消费
元的家庭删除。此外，为了根据“住房价格＝现现有房产总面积”计算出房价，仅有房产总价值／
保留报告了“现有房产价值”和“现有房产面积”的城镇家庭，最终得到两期都接受追踪调查的家庭３８６７户，共计７７３４个观测值。为了消除价格因素的影响，所用数据均以２０１０年各省市居民消费价格指数为基期进行了物价平减。
（二）研究假设的提出
通过对现有文献的分析，房价变动对居民消无房家庭的租房成本和购房成本，使部分潜在购房者为了买房而不得不增加储蓄，减少消费，据此：提出假说４
假说４：住房价格上升会使无房家庭的总消费减少。
（三）模型构建
研究房价变动对消费影响的难点在于控制消费习惯、能力、预期等不可观测的因素，这些变量会影响居民消费，从而导致模型的估计结果因为费的影响理论上来说是难以确定的，一方面房价上涨可能通过财富效应促进居民消费，另一方面，房价上涨会导致无房者为了买房而压缩家庭消费，增加储蓄。由于无房家庭没有报告“现有房产价值”和“现有房产面积”，因此以下研究的样本主要为有房家庭，可以将“财富效应”和无房家庭的“挤出效应”进行分离，重点分析有房家庭的“财富效应”，避免了以往研究中“挤出效应”对“财富效应”可能存在的抵消和削弱作用。因此提出假说１
：假说１：总体而言，住房价格上升将导致有房家庭居民消费增加，即住房资产具有财富效应。
房产的数量会直接影响家庭资产大小，我国的住房兼具消费品和投资品属性，对于一套房家庭，住房主要呈现消费品属性，对于二套房以及二套房以上（以下称多套房）的家庭，住房更多的是投资品，所以房价上涨对于不同房产数量家庭的消费影响应该不同，基于此，提出假说２：
假说２：住房价格上升对不同家庭具有异质性，多套房家庭比一套房家庭的财富效应更大。
住房是家庭财富中的重要组成部分，房产数量相同的家庭，由于房产价值不同使得房产占家庭总资产的比例也不相同，从而家庭的资产结构会出现差异。因此房价上涨时，即使同为一套房家庭，财富效应的大小也会因房产在家庭总资产中所占比重不同而不同，因此提出假说３：
假说３：对于一套房家庭，房产占家庭总资产的比例越大，住房价格上升导致的财富效应越小。
和有房家庭不同，无房家庭没有住房资产，因此财富效应并不存在。但无房家庭的消费与房价变动之间也存在着紧密联系，房价的上涨会增加
遗漏变量而发生估计偏误。而面板数据有较大的样本容量，通过在计量模型中加入家庭固定效应，可以控制消费习惯、能力和预期等观测不到的个体异质性，从而缓解遗漏变量所带来的内生性问题，提高估计结果的准确性。因此主要采用面板分析，计量模型设定如下：
ＬｎＣｉｔ＝β０＋β１Ｌｎｈｐｒｉｃｅｉｔ＋β２Ｘｉｔ＋ｕｉ＋εｉｔ
（１）
其中，ｉ代表样本家庭，ｔ代表年份（ｔ＝２０１３，２０１５），Ｃｉｔ表示观测家庭ｉ在ｔ年的因变量。从消费水平和消费结构两个层面来衡量房价变动对消费的影响。消费水平层面上，被解释变量Ｃｉｔ为总消费Ｅ
ｘｐｅｎｓｅ、生存型消费Ｓｃ以及发展享受型消费Ｈｃ。在扩展分析中，研究房价变动对消费结构的影响时，被解释变量Ｃｉｔ为生存型消费占总消费的比例ＸＳｃ和发展享受型消费所占比例ＸＨｃ
。关于消费的分类，参考李晓楠和李锐（２０１３）［２６］
的分
类方法，将食品、衣着以及日用品三个方面的支出定义为生存型消费，将家庭设备、交通通讯、医疗保健，文教娱乐和其他消费五个方面的消费之和定义为发展享受型消费。同时为了避免住房消费可能存在的内生性，将家庭住房装修、维修或扩建的消费支出在总消费中进行剔除。
主要解释变量为住房价格ｈｐｒｉｃｅｉｔ
。住房价格的测度方法通常有两种，一是采用统计年鉴中全国各省市的商品房或者住宅商品房平均销售价格代替房价（陈健等，２０１２；胡颖之和袁宇
菲，２０１７；赵西亮等，２０１７）［１８，２７－２８］，二是利用调
查中户主对“家庭现有房产市场价值”和“家庭房产使用面积”两个问题的回答计算出相应的住房价格。采用第一种方法会使得同一省份所
兰州财经大学学报 ２０２０年 第６期
有家庭的房价都是用省会城市的商品房平均销售价格表示，而实际在同一省份中，不同家庭的住房由于所处的城市和地段不一样，房产价格会有很大的差异，因此用省市的商品房平均销售价格难以准确反映全省不同家庭所面临的房价波动，采用第二种方法。
Ｘ＿ｉｔ为影响消费的控制变量，参考已有文
［１５，１］
２００９；李涛、陈斌开，２０１４），控献（谢洁玉，
ｉｚｅ。家庭少儿抚养比为家中１４岁以下（包括１４岁）儿童的占比，家庭老年抚养比为家中６５岁以上（包括６５岁）老人的占比。户主在调查当ｇｅ，由于户主年龄与家庭消费之年的年龄记作ａ
间可能存在非线性关系，因此控制变量中引入户主年龄的平方项，记做ａｇｅ＿ｓｑ。教育水平用户ｄｕ。此外，对性别、主所受教育年限表示，记做ｅ政治面貌、婚姻状况、健康状况和工作状况等因素构造相应的虚拟变量，分别用ｈｅａｌｔｈｙ（健康为１，不健康为０）、ｍａｒｒｉａｇｅ（已婚为１，其他婚姻状）和ｊｏｂ（有工作为１，无工作为０）表示。况为０
由于家庭消费、收入等经济价值变量可能存在异方差，对其进行对数化处理①。
（四）描述性统计
制变量具体包括家庭特征（家庭可支配收入、家庭人口规模、家庭少儿抚养比和家庭老年抚养比）和户主人口统计特征（年龄、性别、政治面貌、教育水平、工作状况、健康状况和婚姻状ｎｃｏｍｅ表示。家庭规况）。家庭可支配收入用ｉａｍｉｌｙｓ模用调查时的家庭人口数量表示，记做ｆ
表１
变量家庭总消费（元）生存型消费（元）发展享受型消费（元）
生存型比例发展享受型比例房价（元／平方米）家庭可支配收入（元）
住房资产比例户主年龄（岁）户主年龄平方／１００户主是否男性户主是否党员户主是否已婚户主受教育年限（年）
户主是否工作户主是否健康家庭规模（人）少儿抚养比老年抚养比
符号ＥｘｐｅｎｓｅＳｃＨｃＸ＿ＳｃＸ＿Ｈｃｈｐｒｉｃｅｉｎｃｏｍｅｈｐｅｒａｇｅａｇｅ＿ｓｑｄｕｍ＿ｍａｌｅｄｕｍ＿ｐａｒｔｙｍａｒｒｉａｇｅｅｄｕｊｏｂｈｅａｌｔｈｙｆａｍｉｌｙｓｉｚｅｃｈｉｌｄ＿ｒａｔｉｏｅｌｄｅｒ＿ｒａｔｉｏ
变量描述性统计
平均值４５７４９２９０６０１６０４００．７１００．２９０９９０７１１８３２９０．７２５３．１４３０．３９０．７２０．２６０．９０１１．０３０．５９０．６８３．３８０．１００．２０
标准差４１７８１１８９８５２７８９４０．１９０．１９１４５５４２１７０７８０．２４１４．６５１５．９６０．４５０．４４０．３０３．９５０．４９０．４７１．４７０．１４０．３４
最小值４４２．３８１０５．６５００．０１００．３９１０９００１６２．５６００００００１００
最大值１．０６６ｅ＋０６４３４７３９８３２４１７１０．９８０２５６７９８５．０００ｅ＋０６
１９５９０．２５１１１２２１１１４０．６７０１
①
考虑到消费、收入等变量取零值和极小值的可能性，本文取对数的方法为：ｌｎＸ＝ｌｎ（１＋Ｘ），Ｘ表示相应的变量。
罗 娟，胡世麟住房价格变动与城镇居民消费
表１报告了变量的描述性统计结果。从表１中可以看出，我国城镇居民家庭的家庭总消费支出①平均为４５７４９元，其中生存型消费平均为２９０６０元，发展享受型消费平均为１６０４０元，生存型消费的平均占比为７１％，发展享受型消费的平均占比为２９％，这表明城镇居民目前以生存型消０７元／平方费为主。城镇家庭的平均房价为９９
１８３２９元，房价和家米，家庭可支配收入平均为１庭可支配收入的标准差都相对比较大，这体现了样本中不同家庭房产财富和收入差异较大。在户３岁，平均主个人特征方面，户主的平均年龄为５受教育年限为１１年，样本家庭中７２％的户主为男性，绝大部分已婚，２６％的户主是共产党员，５９％的户主有工作，３２％的户主认为自己的健康状况不佳。从家庭层面看，平均家庭人口规模为
表２
（１）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．０４５（０．０１３）０．３３１（０．０１８）０．０１２（０．０１０）－０．００３（０．０１０）－０．０３３（０．１１４）－０．０１１（０．０３９）０．０００（０．０４３）０．１０３（０．０１４）０．０４７（０．０２２）０．０５０（０．０２８）
３．４人，家庭中的平均少儿抚养比为１０％，平均老０％，这表明在计划生育政策下我国年抚养比为２
城镇居民家庭规模较小，年轻人比较少，人口老龄化现象比较严重。
四、实证分析
（一）基础回归
采用２０１３年和２０１５年两期的ＣＨＦＳ微观数据构成平衡面板，对房产价格与城镇居民消费之间的关系进行实证研究。考虑到同一家庭在不同年份的干扰项之间可能存在相关性，将回归的稳健标准误聚集在家庭层面。分别尝试用固定效应模型和随机效应模型进行估计，所ａｕｓｍａｎ检验均支持采用固定效有回归结果的Ｈ应模型。
房价变动对城镇居民消费支出的影响
（２）ｌｎ＿Ｓｃ０．０２４（０．０１３）０．２３８（０．０１６）０．００８（０．００９）－０．００５（０．００８）０．０９３（０．０７９）－０．０５４（０．０４３）０．００３（０．０４１）０．０２８（０．０１３）０．０１４（０．０１７）０．０２０（０．０２７）
（３）ｌｎ＿Ｈｃ０．１３８（０．０３５）０．４３１（０．０４０）－０．１１２（０．０３５）０．１３５（０．０３６）－０．９４０（０．４０６）０．１９８（０．１０５）－０．０６４（０．１１０）０．４０３（０．０４０）０．１５５（０．０７５）０．１７０（０．０７０）
（４）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．０３８（０．０１３）０．３１７（０．０１７）－０．０１４（０．０１０）０．０１０（０．００９）－０．０１２（０．０９８）－０．０１０（０．０３９）０．００９（０．０４１）－０．０１０（０．０１６）０．００８（０．０１８）０．０４２（０．０２７）
（５）ｌｎ＿Ｓｃ０．０２３（０．０１３）０．２３５（０．０１６）０．００３（０．００９）－０．００３（０．００８）０．０９７（０．０７９）－０．０５４（０．０４３）０．００４（０．０４１）０．００７（０．０１６）０．００６（０．０１６）０．０１８（０．０２７）
（６）ｌｎ＿Ｈｃ０．１１３（０．０３４）０．３８２（０．０３９）－０．２０１（０．０３８）０．１７８（０．０３５）－０．８６９（０．３５１）０．２０１（０．０９９）－０．０３４（０．１０２）０．０２３（０．０４１）０．０２２（０．０６１）０．１４３（０．０６７）
（房价）Ｌｎ
Ｌｎ（收入）
年龄
年龄平方／１００
户主男性
户主党员
户主已婚
户主健康
户主受教育年限
户主有工作
①
家庭总消费不包括家庭住房装修、维修或扩建的消费支出，即非住房性总消费，下文提到的总消费均表示此含义。
兰州财经大学学报 ２０２０年 第６期
（续表２）
家庭规模
０．１２８（０．０１９）－０．０２０（０．０９７）０．０７９（０．０６４）Ｎｏ４．７８８（０．４３１）７７３４０．２２２
０．０５４（０．０１７）０．１７４（０．０９２）０．０１０（０．０５６）Ｎｏ６．５１３（０．３８５）７７３４０．１１０
０．３１５（０．０５１）－０．４２４（０．２２０）０．２４６（０．１９５）Ｎｏ２．３７２（１．２１３）７７３４０．１６０
０．０７５（０．０１９）０．１１９（０．０９７）－０．０３２（０．０６３）Ｙｅｓ６．６２６（０．４１７）７７３４０．２５３
０．０４５（０．０１８）０．１９９（０．０９３）－０．０１１（０．０５６）Ｙｅｓ６．８４９（０．３９３）７７３４０．１１１
０．１３８（０．０４９）０．０４７（０．２１８）－０．１２９（０．１９２）Ｙｅｓ８．５７６（１．４０９）７７３４０．２１９
家庭少儿抚养比
家庭老年抚养比
时间效应常数项Ｎ
２
Ｒ
注：、和分别表示在１％、５％和１０％显著性水平上显著；括号内为稳健标准误；下同。
表２第（１）～（３）列表示控制个体效应后房价上涨对总消费、生存型消费和发展享受型消费４）～（６）列表示控制个影响的回归结果，表２第（体效应和时间效应后的回归结果。可以看出控制年份固定效应后，房价上涨依然对城镇居民的总消费有显著促进作用，房价每上涨１％，居民消费．０３８％。这表明住房资产具有明水平平均增加０
显财富效应，房价上升会使家庭财富增加，提升居民消费意愿，扩大消费。从第（５）列和第（６）列的结果可知，房价上涨均能显著促进生存型和发展享受型消费，其中住房价格上涨１％，生存型消费．０２３％，发展享受型消费平均增加平均增加０
０．１１３％，可以看出房价上涨相同程度时，发展享受型消费上涨幅度远大于生存型消费，这可能与发展享受型消费的绝对数值相对较小有关。样本９０６０元，而发展享家庭中的生存型消费平均为２
受型消费的平均值为１６０４０元，就平均水平而言，发展享受型消费仅占生存型消费的５５％，因此发展享受型消费增幅更大。从表２的结果来看，房产作为我国城镇居民家庭的重要资产，房价上升时具有明显的财富效应，这与杜莉
［１２］［９］２０１２）、杨碧云和屈原（２０１７）等学者采用（
消费增加，但对于拥有不同房产数量的家庭，房价上涨对消费水平的影响是否相同呢？根据家庭住房数量将样本家庭分为一套房家庭和多套房家庭，分析房价上涨对不同家庭消费水平的影响。由于前文分析的样本中不含无房家庭，因此为了研究住房价格变动对这部分家庭的影响，利用ＧＨＦＳ通过２０１３年和２０１５年无房家庭的数据构成非平衡面板进行实证分析①。无房家庭没有住房资产，房价不能通过“住房价格＝现有房产总价值／现有房产总面积”的方法计算，故而使用的是无房家庭所在社区的平均住房价格。因此，在后续对一套房和多套房家庭进行分析时，房价采用的是根据微观调查回答内容所计算出的房价，而对无房家庭进行分析时，采用的是社区平均房价。
多套房以及无房家庭表３是分别对一套房、
进行回归的结果。其中（１）～（３）列依次对一套房家庭的总消费、生存型和发展享受型消费进行回归，可以看出，对于一套房家庭，房价上涨能显著促进总消费以及两大类消费。房价上涨１０％，．４８％，生存型消费平均增加总消费平均增加０
０．３４％，发展享受型消费平均增加１．２５％。从４）到（６）列的回归结果可以看出，对于多套房家（
庭，房价上涨能够显著促进总消费以及发展享受型消费。生存型消费的系数为正，但结果并不显
微观数据所得到的结论类似，证明假说１成立。
（二）异质性分析
尽管住房资产价格上涨，在总体上会使居民
①
无房家庭２０１３年和２０１５年两期的平衡面板数据较少，因此这里构造非平衡面板数据进行分析。
罗 娟，胡世麟住房价格变动与城镇居民消费
著，这可能与多套房家庭的生存型消费需求已经得到基本满足有关，所以房价上涨不会显著促进生存型消费水平的增加。从表３还可以看出无论是一套房家庭还是多套房家庭，房价上涨都能促进我国城镇居民的消费，这进一步验证了假说１
［１８］的成立。尽管陈健（２０１２）等学者认为我国住
表３的第（７）～（９）列是对无房家庭进行回归的结果，可以看出房价的上涨会显著降低无房０％，消费总家庭的总消费，具体为房价每上涨１．５４％。原因可能在于：一方面房支出平均减少０
价的上涨会导致城镇住房租金的上升，从而使无房家庭的生活成本增加，挤占了部分非住房消费；另一方面，潜在购房者为了攒够资金按期实现买房计划，不得不压缩其他方面的消费，节衣缩食，提高家庭储蓄率。因此房价上涨会使无房家庭的总消费减少，这验证了假说４的成立。对于生存型消费，房价上涨虽然对其有负向作用，但这种作用并不显著，同样房价上涨对无房家庭发展享受型消费的正向影响也不显著。
房相关的金融衍生品缺乏，居民不能利用住房进行“再融资”，导致房产的财富效应并不能实现。但对于有房家庭，即使房屋价值增值的效应没有实现，但是它仍然会让居民感觉自己比以前富有，这种财富幻觉会使居民增加当期消费。进一步对１）和（４）的回归系数可以发现，多套房家庭的比（
财富效应比一套房家庭更大，这证明假说２成立。
表３
一套房
变量
（１）ｌｎ＿ＥｘｐｅｎｓｅＬｎ房价
０．０４８（０．０１５）０．３１８（０．０２３）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．０８４（０．５７０）５８３５０．２６１
（２）ｌｎ＿Ｓｃ０．０３４（０．０１６）０．２５５（０．０２１）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．１２２（０．５５３）５８３５０．１２０
（３）ｌｎ＿Ｈｃ０．１２５（０．０４５）０．３７９（０．０５５）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ９．４３１（２．１８１）５８３５０．２３８
（４）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．１２４（０．０５４）０．２５６（０．０４０）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ－４．６３１（２．６４９）１８２３０．２１４
房价变动对家庭消费水平的异质性影响（Ⅰ）
多套房（５）ｌｎ＿Ｓｃ０．０４３（０．０４９）０．１９３（０．０３９）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ－０．７６３（２．４９９）１８２３０．１０５
（６）ｌｎ＿Ｈｃ０．１５６（０．０９１）０．２１６（０．０７７）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ－４．７８３（６．０７２）１８２３０．１６０
（７）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ－０．０５４（０．０２５）０．０５３（０．０２６）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ９．７５４（１．１５４）１８４３０．２０５
无房（８）ｌｎ＿Ｓｃ－０．０２５（０．０２２）０．０７３（０．０２３）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ７．９５８（０．７７４）１８４３０．０７３
（９）ｌｎ＿Ｈｃ０．０５３（０．０８１）０．０３７（０．０７２）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ１２．７８０（３．７３２）１８４３０．１７２
Ｌｎ收入户主特征家庭特征时间效应常数项Ｎ
２
Ｒ
注：为节约篇幅，仅报告家庭可支配收入这一控制变量的结果，其余控制变量与上文相同，如感兴趣可直接与作者联系索取；下同。
由上述分析可知，我国城镇居民的住房资产具有明显的财富效应，但是对于拥有不同房产数量的家庭而言，财富效应的大小不同，这种差异可能是由于家庭资产结构不同（房产占家庭总资产比例不同）所造成的。为了考察房价变动时家庭资产结构差异对居民消费产生的异质性影响，在１）式中加入房产价格与房产所占基础回归模型（
①
２）。比例的交互项后得到下列模型（
ＬｎＣｎｈｐｒｉｃｅｎｈｐｒｉｃｅβββｉｔ＝０＋１Ｌｉｔ＋２Ｌｉｔ×ｈｐｅｒｕβεｉｔ＋３Ｘｉｔ＋ｉ＋ｉｔ
（２）
表４是分别基于全样本家庭、一套房家庭以２）回归的结果。从表４的及多套房家庭对模型（
（１）～（３）列可以看出，对全样本家庭而言，交互项的系数显著为负，说明总体上房产在家庭总资产中所占比重对房价上涨的财富效应有负向作４）～（６）列结果显示对于一套房家用。表４的（
①
由于住房资产占比和交互项高度相关，同时加入两者会产生多重共线性问题，因此模型中没有加入住房资产占比这一变量，仅加入房产价格与房产所占比例的交互项。
兰州财经大学学报 ２０２０年 第６期
庭，交互项的系数同样显著为负，表明房价上涨时房产所占比例对总消费以及两大类消费的增加均有抑制作用，即房产占家庭资产比例越高，财富效应的作用越小，这验证了假说３的成立。对于多套房家庭，房产所占比例对发展享受型消费的增加有抑制作用，但对总消费和生存型消费的增加没有影响。随着我国经济社会发展和房地产市场的逐渐完善，房产呈现消费品和投资品的双重属性。对我国城镇居民，房产在一套房家庭中主要表现出消费品属性，如果家庭唯一的房产在家庭总资产中占比很高，房屋价值上升就只会带来微
表４
全样本
变量
（１）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．０８１
Ｌｎ房价
（０．０１５）
（０．０１５）
（０．０３９）
（０．０２０）
（０．０２０）－０．０１５（０．００８）０．２４６（０．０２１）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．１１３（０．５６１）５８３５０．１２２
（０．０５３）－０．１００（０．０１８）０．３１８（０．０５７）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ９．３６７（２．１８２）５８３５０．２４７
（０．０５５）－０．０２２（０．０１５）０．２４３（０．０４０）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ－５．５２９（２．７５０）１８２３０．２１９
（０．０５０）－０．０１２（０．０１２）０．１８６（０．０３８）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ－１．２６７（２．５３３）１８２３０．１０６
（０．０９７）－０．０６０（０．０２９）０．１８１（０．０７９）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ－７．２１６（６．３０２）１８２３０．１６８
（２）ｌｎ＿Ｓｃ０．０４４
（３）ｌｎ＿Ｈｃ０．２２４
（４）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．０９９
弱的财富效应，通过表４收入的估计系数可以看出，相对于多套房家庭而言，一套房家庭的消费支７）～（９）列的结出受收入的影响更大。表４的（
果显示多套房家庭总消费对房价的弹性系数高于一套房家庭，由于现住房以外的其他房产主要表现为投资品属性，因此房价上涨带来的财富效应更大，即使对于房产占总资产较高的多套房家庭，由于现住房以外的房产可以定期获得租金，所以房价上涨对总消费的促进作用并不会由于房产所占比例较大而受到影响，只是房产占比太高会在一定程度上减缓家庭发展享受型消费的增幅。
房价变动对家庭消费水平的异质性影响（Ⅱ）
一套房（５）ｌｎ＿Ｓｃ０．０５６
（６）ｌｎ＿Ｈｃ０．２７３
（７）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．１４６
多套房（８）ｌｎ＿Ｓｃ０．０５６
（９）ｌｎ＿Ｈｃ０．２１７
－０．０３０－０．０１４－０．０７７－０．０３５交互项
（０．００５）０．２９６
Ｌｎ收入
（０．０１８）
户主特征家庭特征时间效应
ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．６８５
常数项
（０．４２６）
Ｎ
２
Ｒ
（０．００５）０．２２５（０．０１６）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．８７７（０．３９９）７７３４０．１１３
（０．０１２）０．３２８（０．０４０）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ８．７２６（１．４１９）７７３４０．２２８
（０．００８）０．２９７（０．０２３）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．０６２（０．５８１）５８３５０．２６９
７７３４０．２６１
考虑到很多城镇家庭在购房时都会向银行申请住宅抵押贷款，为了探究房价上涨时住房贷款是否会影响有房家庭的财富效应，将样本中的有房家庭按照银行贷款是否还清进一步细分成“贷款未还清”和“贷款已还清”两类，研究住房贷款２）、（４）和（６）列对财富效应的影响。从表５的（
可以看到无论是全样本还是一套房和多套房家庭，房价上涨时，住房贷款还清的家庭都会增加消费，即房价上涨的财富效应显著，这表明在家庭没１）、（３）有房贷压力后，更愿意去增加消费。而（和（５）列的结果表明房价上涨对未还清贷款的家庭消费无显著影响，原因可能是住房债务的刚性兑付会使家庭减少当期消费，产生一定的“挤出效应”，从而导致房价上涨的财富效应并不明显。
罗 娟，胡世麟住房价格变动与城镇居民消费
表５房价变动对有房家庭总消费的异质性影响（贷款是否还清）
全样本
变量
（１）贷款未还清
（２）贷款已还清０．０４６（０．０１４）０．２９４（０．０２０）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．８０１（０．４６９）６５９００．２４８
（３）贷款未还清０．０８２（０．１３２）０．３８７（０．０６４）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ０．７１９（３．４６７）６７１０．３５２
一套房
（４）贷款已还清０．０５１（０．０１６）０．２９８（０．０２５）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．４５５（０．５７４）５１６００．２５３
（５）贷款未还清０．０４９（０．１６８）０．４４５（０．１１４）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ４．２５１（４．２２９）３８３０．３２７
多套房
（６）贷款已还清０．１５５（０．０６１）０．２５１（０．０４９）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ６．５５０（０．４０３）１４３００．２３５
Ｌｎ房价
０．０１５（０．０７８）０．４０２（０．０５５）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ３．９００（１．４６３）１０５４０．３３１
Ｌｎ收入户主特征家庭特征时间效应常数项Ｎ
２
Ｒ
五、稳健性检验与分析
为了证明回归结果的稳健性，采用三种方法进行稳健性检验。第一种方法借鉴李涛和陈斌开
［１］２０１４）的做法，在回归方程中引入上一期的消（
的稳健性。第二种方法采用一阶差分法，通过将两期居民消费的变化量对房价的变化量做回归进行稳健性检验，其中，以两期房价差分值ｈｐｒｉｃｅ）的对数作为解释变量，两期总消费以及（Δ
Ｅｘｐｅｎｓｅ、Ｓｃ和ΔＨｃ）的两大类消费的变化量（ΔΔ对数分别作为被解释变量，其他的户主特征变量０１５年的数据，表６的和家庭特征变量均采用２
（４）～（６）列为采用差分法的稳健性检验，结果表明住房价格和居民消费之间有显著的正向关系，进一步证明前文分析中所得到的结果是稳健的。
费水平，控制上期信息中如家庭偏好和预期等不１）～（３）列。可观测的因素，检验结果为表６的（可以看出即使引入上一期消费水平后，房价上涨仍对城镇居民的消费有显著的促进作用，且回归结果均在１％的显著性水平上显著，表明了结果
表６
（１）ｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．０８７（０．００７）０．３９３（０．０１３）
－－－－－－０．１３５（０．００８）
房价变动对居民消费水平的影响：稳健性检验
（２）ｌｎ＿Ｓｃ０．０９８（０．００６）
－－０．４１９（０．０１３）
－－－－０．０９８（０．００７）
（３）ｌｎ＿Ｈｃ０．１４２（０．０１２）
－－－－０．２０８（０．０１３）
－－０．２１３（０．０１４）
（４）Ｌｎ（Ｅｘｐｅｎｓｅ）Δ
－－－－－－－－０．０６４（０．０１７）０．１９９（０．０２６）
（５）Ｌｎ（Ｓｃ）Δ
－－－－－－－－０．０４９（０．０１７）０．１７９（０．０２７）
（６）Ｌｎ（Ｈｃ）Δ
－－－－－－－－０．０９９（０．０１９）０．２７１（０．０３３）
Ｌｎ房价
（２０１３年总消费）Ｌｎ
（２０１３年Ｌｎ
生存型消费）Ｌｎ（２０１３年发展享受型消费）Ｌｎ（ｈｐｒｉｃｅ）Δ
Ｌｎ收入
兰州财经大学学报 ２０２０年 第６期
（续表６）
常数项Ｎ
２
Ｒ
４．６５５（０．１５７）７５２９０．４３９
４．０８５（０．１４８）７５２９０．４７４
４．５３０（０．２５２）７５２９０．２７６
７．６４７（０．４６２）２７０３０．０９１
７．０２２（０．４３８）２２６３０．０７８
５．７８９（０．５３９）２７５３０．１１７
第三种方法考虑到居民消费变动可能会对房价产生影响，从而导致反向因果的内生性问题，因
［１０］２０１７）做法，将上一期的住此本文借鉴张浩等（
统计值为１０），说明选取上一期的住房价格作为１）和（２）列可以工具变量是合适的。从表７的（
发现采用上一期住房价格作为工具变量的参数估计结果与基础回归的结果并没有明显区别，房价％显上涨对总消费都有显著的正向作用，且在１著性水平上显著，这表明住房价格上升能促进总消费，即房价上涨时住房资产具有财富效应。对３）、（４）两列以及（５）、（６）两列，可以比表７的（
得出采用工具变量法回归，房价上涨仍能显著促进生存型消费和发展享受型消费，这和基础回归得到的结果相同。
房价格作为当期房价的工具变量进行两阶段估计，被解释变量和控制变量都用当期的数据，因为当期的居民消费不会影响上一期的房价，所以使用上一期的住房价格作为工具变量能够有效缓解内生性问题。用两阶段最小二乘法进行回归的结，可以看到第一阶段估计中，Ｆ值为果为表７
５１６．０６，对应的ｐ值为０，表明工具变量统计显著，并且Ｆ统计值也高于弱工具变量的临界值（Ｆ
表７
（１）
变量
ＯＬＳｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ
Ｌｎ房价
０．０３８（０．０１３）０．３１７（０．０１７）ＹｅｓＹｅｓ６．６２６（０．４１７）７７３４０．２５３－－
房价变动对居民消费水平的影响：工具变量法回归
（２）ＩＶｌｎ＿Ｅｘｐｅｎｓｅ０．１８９（０．０１０）０．１７４（０．０１０）ＹｅｓＹｅｓ７．４２７（０．１４７）７５１８０．３４１３６．１９５１６．０６
（３）ＯＬＳｌｎ＿Ｓｃ０．０２３（０．０１３）０．２３５（０．０１６）ＹｅｓＹｅｓ６．８４９（０．３９３）７７３４０．１１１－－
（４）ＩＶｌｎ＿Ｓｃ０．２３０（０．００９）０．１２５（０．００９）ＹｅｓＹｅｓ６．８３１（０．１３１）７５１８０．３４３９３．５７５１６．０６
（５）ＯＬＳｌｎ＿Ｈｃ０．１１３（０．０３４）０．３８２（０．０３９）ＹｅｓＹｅｓ８．５７６（１．４０９）７７３４０．２１９－－
（６）ＩＶｌｎ＿Ｈｃ０．１９６（０．０１７）０．２５１（０．０１５）ＹｅｓＹｅｓ５．３５５（０．２５５）７５１８０．２２９９３．５７５１６．０６
Ｌｎ收入户主特征家庭特征常数项Ｎ
２
Ｒ
Ｗａｌｄ检验第一阶段Ｆ值
六、扩展分析
前文分析了房价变动对城镇居民消费水平的影响，房价上涨使居民住房资产升值，家庭财富增加，从而促进消费，同时房价上涨会使无房家庭的消费减少。但住房价格上涨是否会影响居民的消费结构，对此进行扩展分析，分别把生存型消费和发展享受型消费的比例作为被解释变量，研究房价变动对两类消费比例的影响，鉴于无房家庭的有效样本较少，并且前文分析表明房价变动对无房家庭的生存型消费和发展享受型消费支出都没有显著影响，所以这里主要分析房价变动对有房家庭消费结构的影响。回。归结果见表８
罗 娟，胡世麟住房价格变动与城镇居民消费
表８的（１）～（２）列采用全样本家庭分析房价变动对消费结构的影响，结果显示，房价上涨会显著降低生存型消费的比例以及增加发展享受型％，生存型消费的比消费的比例，住房价格上涨１例就会平均下降０．０１％，而发展享受型消费的比例会上升０．０１１％。这说明房价的上涨对我国城镇有房群体消费结构的改善有小幅度的促进作用．０１）。同时根据家庭房产数量（影响系数仅为０
进行了异质性分析。表８的第（３）～（６）列分别
表８
全样本
变量
（１）Ｘ＿Ｓｃ
房价Ｌｎ
－０．０１０（０．００４）－０．０４２（０．００６）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ０．９５０（０．１８２）７７３４０．１５０
（２）Ｘ＿Ｈｃ０．０１１（０．００４）０．０２８（０．００６）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ０．６２６（０．２０４）７７３４０．１２７
是房价变动对一套房家庭和多套房家庭消费结构的影响，可以看出，在其他条件不变时，房价上涨能显著增加一套房家庭的发展享受型消费的比例。对于多套房家庭，房价上涨能显著降低生存型消费的比例，虽然房价上升对发展享受型消费比例的增加也有正向作用，但作用并不显著。表８的回归结果表明对于我国城镇的有房家庭，房价上涨对居民的消费结构有一定优化作用，但这种作用比较微弱。
房价变动对消费结构的影响
一套房
（３）Ｘ＿Ｓｃ－０．００９（０．００５）－０．０３６（０．００９）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ０．８９０（０．２４６）５８３５０．１５９
（４）Ｘ＿Ｈｃ０．００９（０．００５）０．０２６（０．００８）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ０．７５６（０．３０７）５８３５０．１４５
（５）Ｘ＿Ｓｃ－０．０３３（０．０１９）－０．０２８（０．０１６）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ２．９６９（１．１９２）１８２３０．１３２
多套房
（６）Ｘ＿Ｈｃ０．０２０（０．０２１）－０．００８（０．０１６）ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ１．０２１（１．１７３）１８２３０．０９５
Ｌｎ收入户主特征家庭特征时间效应常数项Ｎ
２
Ｒ
七、结论
利用２０１３年和２０１５年的中国金融调查（ＣＨＦＳ）数据构造了两期的面板数据，通过将有房家庭和无房家庭样本进行有效区分，研究了房价变动对我国城镇居民消费的影响。实证分析表明房价上涨对有房家庭和无房家庭的影响不同。对于有房家庭，住房价格上涨能够促进城镇居民的非住房性消费支出，即房价上涨具有财富效应，其中发展享受型消费增加幅度比生存型消费更大。而对于无房家庭，房价上涨会压缩其消费支出，产生“挤出效应”。通过对有房家庭的进一步分析发现，房价上涨的财富效应大小与房产套数、房产所占家庭资产比重以及住房贷款是否还清有关。房价上涨程度相同时，多套房家庭的财富效
应比一套房家庭更大；房产占家庭总资产的比例越大，财富效应的作用越小，尤其是对于以居住为主的一套房家庭，资产结构中房产比重过高会大幅削弱财富效应的作用。此外，财富效应在住房贷款已还清的家庭中比较显著，对于需继续偿还住房贷款的家庭，房价上涨没有明显的财富效应。另一方面，房价上涨能够小幅度地促进我国城镇有房家庭居民消费结构的优化。
通过以上实证分析为城镇居民住房资产的财富效应提供了更多的经验证据，同时，研究结论对政府相关住房政策的制定、家庭合理进行资产配置及消费潜力的释放等具有一定的参考意义。
第一，坚持“房住不炒的”定位，实行差异化的住房调控政策。对于有房群体，虽然房价上涨能够带来一定的财富增值，从而促进消费，但这种
兰州财经大学学报 ２０２０年 第６期
效应是温和的，不可作为促进消费的主要驱动力。房地产调控应继续以“稳地价、稳房价、稳预期”为基调，完善住房限购政策，严格限制多套房家庭的投资需求，优先保障无房家庭的刚性需求，打击投机炒房行为，促进房地产市场健康发展。
第二，加快推进保障性租赁住房建设，满足未购房居民的基本住房需求。对于未购房的城镇居民，房价上涨会显著降低他们的消费，因此需要重视住房保障工作，加快推进保障性租赁住房建设，（３）：６２－７５．
［２］ＬｕｄｗｉｇＡ，ＳｌｏｃｋＴＭ．ＴｈｅＩｍｐａｃｔｏｆＣｈａｎｇｅｓｉｎＳｔｏｃｋ
ＰｒｉｃｅｓａｎｄＨｏｕｓｅＰｒｉｃｅｓｏｎＣｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｉｎＯＥＣＤＣｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｊ］．ＩＭＦＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒｓ，２００２，０２（１）．
［３］ＲａｐｈａｅｌＢｏｓｔｉｃ，ＳｔｕａｒｔＧａｂｒｉｅｌ，ＧａｒｙＰａｉｎｔｅｒ．Ｈｏｕｓｉｎｇ
Ｗｅａｌｔｈ，ＦｉｎａｎｃｉａｌＷｅａｌｔｈ，ａｎｄＣｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ：ＮｅｗＥｖｉｄｅｎｃｅＦｒｏｍＭｉｃｒｏＤａｔａ［Ｊ］．ＲｅｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅａｎｄＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００８，３９（１）．
［４］Ｇａｎ，Ｊｉｅ．ＨｏｕｓｉｎｇＷｅａｌｔｈａｎｄＣｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎＧｒｏｗｔｈＥｖｉ
［Ｊ］．ＲｅｖｉｅｗｏｆｄｅｎｃｅＦｒｏｍａＬａｒｇｅＰａｎｅｌｏｆＨｏｕｓｅｈｏｌｄｓ改善居民的居住条件，满足未购房居民的基本住房需求，使所有家庭住有所居，释放无房群体的消费潜力。
第三，引导居民进行合理资产配置，优化家庭资产结构。房产占家庭总资产的比例越高，财富效应会越小，越不利于家庭消费的增加，同时房产比重过高意味着金融资产的配置很少，因此需要引导居民减少房产投资，使家庭资产配置的重心从房产转移至金融资产，只有实现家庭资产的合理配置，才能使家庭财富有效积累，最终促进居民消费。
第四，稳定住房价格，防止消费差距扩大。多套房家庭比一套房家庭对消费的弹性更大，因此如果房价增长过快，城镇居民之间的消费差距会进一步扩大。目前我国社会的主要矛盾已经变为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾，稳定住房价格有利于缓解消费不平衡和消费不平等的现象，一定程度上缩小消费差距，这对改善我国不平衡不充分的发展现状具有重要意义。
第五，顺应消费需求新变化，发展壮大旅游等服务型产业。房价上涨对发展享受型消费支出的弹性系数最大，远高于生存型消费，这表明交通通讯、医疗保健和旅游娱乐等服务型行业有很大的发展潜力与空间，政府应该顺应居民消费需求的变化，大力发展以文化旅游为代表的新型服务业，多渠道增加优质产品和服务供给，有利于打通内循环堵点，更好地促进居民的消费结构升级。
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ＬＵＯＪｕａｎ，ＨＵＳｈｉｌｉｎ
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Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｈｏｕｓｉｎｇｐｒｉｃｅ；ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ；ｗｅａｌｔｈｅｆｆｅｃｔ；ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｓｔｒｕｃｔｕｒｅ
（责任编辑：郭海明）
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