购房意愿与家庭消费

张 琪,闫娜娜,杭 斌

(山西财经大学 a.财政与公共经济学院;b.统计学院,山西 太原 030006)

一、引言

党的十九大报告明确指出:“新时代中国社会主要矛盾是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”。发展不平衡的主要表现之一是居民收入不平衡,即居民收入在不同群体间存在较大差距[1-2]。截至2018年,中国基尼系数仍高达0.468,而居民消费支出占GDP的比重不足40%,居民收入不平衡及居民消费不足问题值得关注。

统计数据表明,尽管中国商品房价格连年上涨,但是城镇居民人均住房建筑面积也在不断增加。2000年,中国商品房平均销售价格为2 112元/平方米,到2018年已上涨至8 737元/平方米,城镇居民人均住房建筑面积也从10.3平方米增至39平方米,而同期中国的基尼系数也由0.417攀升为0.468。既然房子越来越贵,为什么人们依然趋之若鹜呢?一个重要原因是:住房是典型的能够彰显社会地位的商品。高收入家庭的住房消费会对收入相对较低的家庭产生示范效应,导致家庭购房意愿增强。而房价上涨意味着买房者的购房负担增加,许多家庭为了购房不得不竭力增加储蓄,从而对消费产生长期压抑作用。这种压抑作用既包括家庭在买房前为了积攒首付款对消费的挤出,也包括家庭在购房后因为还贷压力对消费的长期抑制。

购房意愿增强会强化低收入家庭的流动性约束。流动性约束包括外生流动性约束和内生流动性约束。前者与信贷约束有关,后者反映了消费者的谨慎心态。例如,收入风险升高会加大借贷风险,从而降低人们的借贷意愿,有些家庭为了平滑未来消费宁可现在过“紧日子”也不愿意借钱,即流动性约束是内生的。另外,房价上涨也会产生财富效应[3]。但由于中国住房金融发展滞后等原因,住房资产的流动性很弱,难以充分发挥其防范和抵御风险的作用。受以上因素影响,大多数家庭仍需通过储蓄来平滑消费。一方面,“首付+房贷”的支付方式有助于降低家庭的购房储蓄目标,缩短家庭为购房而储蓄的时间,但另一方面,家庭每月还贷支出占收入的比重越高,可自由支配的收入就越少,对消费的负向影响越大。此外,个人住房按揭贷款属于中长期贷款,还贷期越长,未来收入和支出的不确定性(如失业、经营失败、生大病等等)越大,为了降低断供风险,还贷压力大的家庭消费行为会更加谨慎。

二、文献回顾

示范效应(demonstration effect)是由Duesenberry于1935年提出的,他认为,人们的消费行为并非相互独立的,而是会受到周围群体消费水平的影响[4]。然而,就示范效应的本质而言,它并不能对所有类别的商品都产生同等效力,地位性商品比非地位性商品受到的示范效应更强,进而会影响居民的消费模式。“地位性商品”(positional goods)是指能够反映家庭社会地位的商品。对于这一概念,Hirsch和Frank分别给出了不同的解释。前者强调商品的稀缺性,即“物以稀为贵”[5];后者兼顾了商品的稀缺性和可观测性,例如住房具有看得见、对比性强的特点,因而是典型的地位性商品,家庭储蓄存款别人看不见,无法比较,所以不是地位性商品[6]。

地位性商品的效用函数可以表示为:

不同消费理论对收入不平衡与消费或储蓄关系有不同的解释。按照绝对收入假说,家庭收入越高,边际储蓄倾向也越高[7]。收入不平衡意味着更多的收入向最富裕的家庭集中,因而会提高全社会的储蓄率。主流消费理论如理性预期持久收入假说和理性预期生命周期假说,都认为个人消费行为与他人完全无关[8]。与主流消费理论不同,相对收入假说认为,收入分布的明显改变会影响家庭的消费决策。该理论的基本思想是,在一个群体中,个体收入水平高低是相对的,家庭消费率取决于家庭的相对收入水平。高收入家庭的消费水平会对低收入家庭产生示范效应,最终将导致整个社会的储蓄率下降[4]。Frank用“支出瀑布”理论描述了收入不平衡与消费的关系。即家庭的攀比对象是相对收入较高且收入水平比较接近的人群,也即相对收入最高的家庭对其他家庭消费的影响存在从高到低的阶梯效应[9]。Rajan认为,在居民收入不平衡的背景下,美国对低收入家庭实施的过度宽松的信贷政策达到了刺激消费的目的[10]。Leigh等的研究也表明,收入不平衡与消费的关系与金融市场的发达程度有关[11-12]。如果金融市场高度发达,则收入差距扩大最有可能抑制的是储蓄,因为人们可以通过负债来追赶富人的生活水平。

国内有关收入不平衡与消费的关系的文献较多,但大多数研究都没有考虑家庭消费偏好的非独立性。金烨等的研究表明,收入不平衡会强化家庭对社会地位的关注,进而挤出除教育之外的消费、增加储蓄[13]。刘雯等的实证研究显示,受地位寻求动机影响,城镇家庭的住房面积会随着周围家庭平均住房面积的增加而增加,且中等收入家庭的地位寻求动机最强烈[14]。

高房价对消费皆有促进效应(财富效应)和挤出效应,且促进效应对不同收入群体的影响是存在差异的。例如,Khalifa选取2011、2013和2015年PSID数据,以家庭收入作为门限变量,利用门限估计方法将样本划分为三个不同收入群体。估计结果表明,住房财富对中间收入群体的消费影响最大,其次是低收入群体,这一影响在高收入群体中并不显著[15]。李剑等利用2004—2011年中国24个省市的面板数据,估计了房价上涨对五等分收入法下不同收入组居民消费的影响。GMM估计结果表明,房价上涨会对低收入组居民的消费产生显著的挤出效应,而对中等收入群体的消费存在显著的财富效应,其余收入组居民的消费受到的正向影响在统计上不显著[16]。

本文认为,购房意愿与家庭消费的关系和居民收入不平衡导致的住房攀比有关。高收入家庭住房条件的改善会对相对收入较低的家庭产生示范效应,使其购房意愿增强,进而抑制非住房性消费。与现有文献相比,本文的主要贡献是:首次基于居民收入不平衡视角,分析了购房意愿与家庭消费的关系。用家庭“手存现金”(cash on hand)测度流动性约束程度,并对所有家庭进行分组,研究了不同收入群体购房意愿对消费的影响。

三、研究设计

中国家庭历来有瞻前顾后、未雨绸缪的传统,因而是前瞻性消费者,与理性预期持久收入假说等主流消费理论的根本差别是:首先,中国不存在完善的资本市场,家庭主要是依靠较高的储蓄率来平滑消费的。其次,家庭消费偏好并不是彼此独立的,高收入家庭的消费模式会对低收入家庭产生示范效应。因此,收入分布的改变会影响人们的消费行为。有鉴于此,本文的分析框架主要是基于相对收入假说,从两个层面研究了收入不平衡对购房意愿与家庭消费的影响,研究思路如下:首先,证明居民收入不平衡导致的住房攀比会增强家庭的购房意愿;然后,分析购房意愿增强对消费的影响;最后,以家庭“手存现金”的中位数作为分组标志,把家庭分为两组,研究不同收入群体购房意愿对消费的影响。

命题1:居民收入不平衡会导致住房攀比,使得家庭购房意愿增强。为此,本文构建了以下模型:

Pr(buyit=1)=f(α0+α1Wjt+α2hpricejt+α3lnhassetit+α4ageit)+εit

(1)

其中,i代表家庭,j代表省(份),t为年份。buyit是表示家庭购房意愿的虚拟变量。hpricejt表示各省(份)的平均住宅价格变动率,lnhassetit为家庭住房总资产的对数,ageit代表户主年龄,εit是随机扰动项。

由于CFPS数据中部分县(区)样本很小(样本户数小于等于5的县(区)有403个),因此本文最终选择省(份)为参照组。Wjt表示参照组家庭平均住房面积变动率,即家庭本期平均住房面积与前一期平均住房面积之比。如果α1>0,则表明家庭存在住房攀比,即家庭购房意愿与周围人群住房面积的变化有关。如前所述,收入不平衡会导致住房攀比,最终使得全社会的平均住房面积不断攀升,即各地区家庭平均住房面积的增长率与该地区的收入不平衡程度正相关。为了证明这一点,本文还将用上一期各地区基尼系数替换家庭平均住房面积变动率,直接估计收入不平衡对家庭购房意愿的影响。此处使用上一期而非当期基尼系数,是考虑到收入不平衡对全社会平均住房面积的影响并非一蹴而就,而是存在时滞。

命题2:购房意愿增强将显著抑制消费。相应的模型为:

(2)

其中,lnyit为家庭消费的对数,lnhassetit为家庭住房总资产的对数,lnfassetit为家庭金融总资产的对数,lnincomit为家庭纯收入的对数,lnhdebtit为家庭房贷债务余额的对数,incomegapjt为各地区居民收入不平衡程度,zit是其它控制变量,uit是随机扰动项。本文预期β1显著为负。

命题3:房价上涨背景下购房会使得低收入家庭面临更强的流动性约束,因而不同收入群体购房意愿对消费的影响存在差异。

为了比较不同收入群体购房意愿对消费的影响,本文用家庭手存现金中位数作为分组标志,定义手存现金低于中位数的家庭为强流动性约束家庭,手存现金高于中位数的家庭为弱流动性约束家庭,并基于模型(2)分别估计和比较两组家庭的消费行为。

四、数据与变量说明

(一)数据

本文采用的是2010—2018年CFPS数据。该数据由北京大学中国社会科学调查中心和美国密西根大学调查研究中心等机构合作完成,是两年一期的家庭追踪调查数据。这项调查已于2010年、2012年、2014年、2016年和2018年开展了五期。从调查单位层级来分,CFPS访问问卷包括3种,即社区(村居)问卷、家庭问卷和个人问卷。该数据调查范围覆盖面广,有效样本包含了除内蒙古、海南、西藏、青海、宁夏及新疆以外的25个省/直辖市/自治区,跟踪调查的城乡住户有10 000多个,所含指标也比较全面,包括了家庭或个人的人口统计特征和生活、工作的各个方面,如:消费、收入、财产、借贷、就业等等。

(二)相关变量

1.因变量

家庭购房意愿。CFPS问卷设置了问项“您家现在居住的这所房子是哪一年买的或建的?”。由此,本文定义了家庭购房意愿buyit。如果家庭i在第t+1年及之后年份买过房,则认为该家庭在t年有明确的购房意愿,此时buyit取值为1,否则取值为0。例如,在样本期2009—2017年内,如果家庭购房时间在2009年之后,则认为该家庭在2009年有明确的购房意愿。

家庭消费。本文的家庭消费是指非耐用消费品及服务支出。非耐用消费品及服务支出=家庭消费总支出-耐用消费品支出。在2010年之后的四轮调查中,CFPS整理并给出了耐用消费品及服务支出的数据,但2010年调查的数据没有“耐用消费品支出”这个指标,为此本文将2010年的家庭日常生活支出定义为家庭非耐用消费品及服务支出,包括食品、医疗保健、文教娱乐、衣着、居住和其他商品及服务共6类消费支出。

2.解释变量

家庭纯收入incomit。除2010年外,其余年份的CFPS数据只包含了家庭纯收入,因此本文选取了家庭纯收入这一指标,用于测度家庭收入。

家庭住房总资产hassetit。CFPS问卷中包含问项“您家现有住房的市场总价是多少?”。由于该问项反映的是采访年份的住房资产价值,而家庭消费和家庭收入等变量反映的是“上一年”或“过去12个月”的情况,因此,文中不能直接使用采访年份的住房资产价值这一指标。参考杭斌等的做法[17],本文将其调整为上一年年初的家庭住房总资产。

家庭金融总资产fassetit。与家庭住房资产类似,CFPS数据中的家庭金融产品总价值反映的是采访年份的家庭金融资产,不可直接使用,需调整为上一年年初的家庭金融总资产。

家庭房贷债务余额hdebtit。房贷本身有助于降低家庭的购房储蓄目标,有平滑消费的作用,但另一方面家庭每月还贷支出与收入之比越高,可以自由支配的资金就越少,从而对消费又有挤出效应。因此,变量hdebtit的回归系数反映的是房贷对消费的“净”影响。

各地区居民收入不平衡程度incomegapjt。基尼系数是测度收入不平衡程度的常用指标,因此本文选择各省(份)基尼系数来测度各地区的居民收入不平衡程度。

本文以2009年为基期对价值型数据进行了价格平减,剔除价格变动因素对结果的影响。变量的描述性统计如表1所示。笔者发现了一个值得特别关注的现象是,各地区家庭平均住房面积是逐期增加的。

表1 变量的描述性统计

五、实证分析

(一)收入不平衡与购房意愿

模型(1)中的因变量为二元虚拟变量,本文选用面板Logit模型和面板Probit模型分别进行回归,估计结果见表2。

随着认识的深入和检测手段的进步，生长痛也被认为与儿童的痛阈密切相关——就这个观点而言，笔者觉得特像一句废话，这个世界上似乎还没哪种疼痛与痛阈是无关的呢，这句话用非学术语言来讲就是，生长痛跟孩子怕疼不怕疼有关！

表2 家庭购房意愿的面板二值选择模型

为了解释清楚收入不平衡与家庭购房意愿的关系,本文还估计了以下模型:housearea_rcjt=δ0+δ1ginijt-1+δ2income_rjt+δ3lnhpricejt+υjt

(3)

其中,housearea_rcjt表示各省(份)家庭平均住房面积变动率,ginijt-1为上一期各省(份)基尼系数,lnhpricejt是各地区房价水平的对数,υjt是误差项。高收入地区通常也是高房价地区,为了避免严重的多重共线性,本文用各省(份)家庭平均收入增长率income_rjt代替了平均收入水平。

由表2可知,面板Logit模型和面板Probit模型的估计结果一致表明:

第一,家庭购房意愿会因为周围人群的住房面积扩大而增强,即中国家庭住房消费存在示范效应。用上一期各地区基尼系数替换家庭平均住房面积变动率后,得到的结果显示:收入不平衡与家庭购房意愿之间为显著的正相关关系。这是因为,家庭平均住房面积增大与收入不平衡紧密相关。由于住房是典型的地位性商品,当收入分布发生改变时,高收入家庭率先改善住房条件的行为会对低收入家庭产生强烈的示范效应,最终导致全社会平均住房面积不断攀升(见表1)。

表3 收入不平衡对各地区家庭平均住房面积变动率的影响

第二,家庭购房意愿与家庭住房总资产之间为显著的负相关关系。也就是说,如果目前家庭住房的市值较高(如有多套住房、住房面积较大、位置较好等等),近期购房的概率就会降低,反之购房概率就会增加。这一结果反映出,对多数家庭而言,住房仍属于刚需。

第三,家庭购房意愿与各地区平均住宅价格变动率呈显著的正相关关系,反映出住房具有一定的投资品属性。住房资产会随着房价持续上涨而不断升值,家庭因此将更富有,这也是人们购房的一个重要动机。另外,房价持续上涨会使人们产生房价“只涨不落”的心理,认为购房时间越早成本越低。

(二)购房意愿与家庭消费

本文在研究购房意愿与家庭消费时,只考虑了有房家庭的样本,剔除了无房家庭样本,原因如下:一是本文的解释变量包括了家庭住房总资产,对于无房户来说,该指标取值为0;二是从消费行为方面考虑,有房户和无房户的消费行为存在显著差异。对于有房户而言,房价上涨能够产生财富效应;而无房户的居住成本则可能会因房价上涨而增加;三是从样本结构考虑,CFPS数据显示,样本期内大多数家庭都有住房,无房户的占比仅为8.22%。

如上分析证明了命题1成立,即收入不平衡增强了家庭的购房意愿。本文的第二个命题是:购房意愿增强导致家庭在购房前(积攒首付阶段)和购房后(偿付房贷阶段)均会显著降低消费。为了验证命题2,本文估计了模型(2)。

Hausman检验结果表明应拒绝原假设,因此本文建立面板固定效应模型进行回归,并从如下两个方面检验了估计结果的稳健性:一方面,考虑到CFPS中许多家庭的住房是在2009年之前获得的,本文分别以1997年之后购房的家庭和2008年之后购房的家庭为样本估计了模型(2)。这是因为,中国住房体制的全面改革始于1998年,而房价的加速上涨则是从2009年开始的。另一方面,由于北京、上海等直辖市的家庭的住房需求明显有别于其他普通县市家庭的住房需求,本文剔除了北京、上海的样本,以检验模型的适用性。

1.对估计结果的分析

由表4第1栏可知,所有解释变量的影响均在1%的显著性水平下显著。其中:

表4 购房意愿与家庭消费(含稳健性检验)

各地区与收入不平衡有关的平均住房面积变动率(δ1ginijt-1)的回归系数显著为负。该系数值在一定程度上反映了因收入不平衡导致的购房意愿增强对消费产生的影响。如果家庭有购房打算,必然会尽力积攒首付,而首付会随着房价上涨而增加。对理性消费者而言,还须考虑未来的还贷压力和违约风险。因此,大幅度减少当前消费、增加储蓄是家庭的必然选择。

家庭纯收入、家庭住房总资产和金融总资产对消费都有显著的促进作用,与家庭金融资产相比,家庭住房资产对消费的影响更小。这可能是由于大多数城镇家庭只拥有一套住房,人们更多是将其视作消费品而非投资品,加之中国住房资产变现难以及住房遗赠动机的存在,导致住房资产的财富效应减弱。

家庭房贷债务余额这一变量的系数反映了房贷对消费的“净”影响。一方面,住房信贷有助于平滑消费;但另一方面,还贷支出占比过高又可能会挤出家庭消费。估计结果显示,房贷对消费的净影响显著为正,但系数值很小,仅为0.020。

2.稳健性检验

由表4第2至第4栏可知,排除1997年以前购房的家庭后,样本观测值由原先的7 551个减少至现在的5 571个,进一步排除了2009年以前购房的家庭后,样本观测值缩减为3 096个,但结论与全样本的回归结果仍然是一致的。

从样本中剔除北京、上海后,大多数变量的系数变化很小,家庭纯收入、家庭住房总资产和金融总资产的系数几乎没有变化,说明参数估计对横截面单位的变动不敏感。由此笔者认为,模型的估计结果是稳健的。

(三)不同收入群体购房意愿对消费的影响

如前所述,在房价上涨的背景下购房会导致低收入家庭面临更强的流动性约束。流动性约束程度可用手存现金来测度,手存现金可定义为家庭可以自由支配的资金(家庭手存现金=家庭财富+家庭可支配收入)[18]。考虑到中国住房资产的流动性很弱,本文用家庭金融总资产替换了家庭财富,即:家庭手存现金=家庭金融总资产+家庭可支配收入。平均而言,手存现金多的家庭即为高收入家庭,反之则为低收入家庭。本文以家庭手存现金的中位数作为分组标志,将家庭分为强流动性约束组(家庭手存现金低于中位数)和弱流动性约束组(家庭手存现金高于中位数),据此验证命题3。估计结果见表5。

表5 不同收入群体购房意愿对消费的影响

由表5可知:

一是各地区与收入不平衡有关的平均住房面积变动率对两组家庭消费的影响存在明显差异,回归系数分别为-0.115和-0.105,说明收入不平衡导致的购房意愿增强对低收入家庭的消费的抑制作用更大,命题3得以证实。

二是强流动性约束组和弱流动性约束组的收入弹性分别为0.354、0.344,说明前者对同期收入更敏感。

三是与弱流动性约束组的家庭相比,强流动性约束组的家庭对金融总资产更为敏感,其原因是,金融总资产(特别是储蓄存款)有较强的流动性,可以直接用于消费。值得注意的是,住房资产的财富效应在两组家庭之间存在差异(系数值分别为0.074和0.061)。可能的原因是,有多套住房的家庭更容易通过住房出租、抵押等方式获得现金。CFPS数据显示,拥有两套及两套以上住房的家庭在高手存现金组和低手存现金组的占比分别为23.58%、10.33%。

四是手存现金少的家庭比手存现金多的家庭的房贷的净效应更小,说明房贷平滑其消费的能力较弱。

六、结论

本文基于相对收入假说,从收入不平衡视角研究了购房意愿对家庭消费的影响。利用2010—2018年的CFPS数据,建立了面板二元选择模型和面板固定效应模型,分别考察了居民收入不平衡对购房意愿的影响、购房意愿对家庭消费的影响,研究得到的结论如下:第一,中国家庭住房消费存在示范效应。居民收入不平衡会对家庭购房意愿产生显著的正向影响,当居民收入出现不平衡时,高收入家庭率先改善住房条件的行为会对低收入家庭产生示范效应,导致全社会平均住房面积不断增大,进而增强家庭购房意愿。此外,家庭住房总资产会对家庭购房意愿产生显著的负向影响,而各地区平均住宅价格变动率的影响是正向的。第二,购房意愿增强会显著抑制家庭消费。如果家庭有购房打算,必然会尽力积攒首付,而首付会随着房价上涨而增加。对理性消费者而言,还须考虑未来的还贷压力和违约风险。因此,家庭必然大幅度减少当前消费、增加储蓄。第三,不同收入群体购房意愿对家庭消费的影响存在显著差异。房价上涨背景下购房会导致低收入家庭面临更强的流动性约束,因此,可从家庭受到的流动性约束程度的强弱来对比不同收入家庭消费受购房意愿影响的大小。本文依据家庭手存现金中位数将家庭分为强流动性约束组和弱流动性约束组,分组回归的结果表明,与手存现金多的家庭相比,手存现金少的家庭的消费受购房意愿的负向影响更大,对家庭金融总资产和同期收入也更加敏感。

总之,以上结论表明,居民收入不平衡引发的住房攀比导致家庭购房意愿增强,进而对消费产生了抑制作用,且不同收入群体的消费受到的影响存在显著差异。近年来,居民收入不平衡问题已经有所缓解,但仍值得关注。国家统计局公布的数据显示,2009年中国的基尼系数高达0.490,截止到2018年已下降为0.468。从长期考虑,要完善社会保障制度,避免因病致贫和因病返贫现象的发生,增加就业机会,努力提高低收入群体的收入水平,从而逐步实现居民收入平衡增长,弱化中国家庭住房消费的示范效应;近期应该加大经济适用房的建设力度,缓解低收入家庭因购房意愿增强导致的流动性约束,进而促进居民消费稳定增长。