房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级

叶菁菁

(河南师范大学 商学院,河南 新乡 453007)

一、引言

随着经济的高速增长,以消费水平、消费结构等消费指标为重要表征的居民生活质量的提升已然成为我国构建新发展格局的战略基点。消费作为经济稳定运行的压舱石,是促进经济增长方式转换和实现经济高质量发展的决定性力量。“十四五”规划纲要和《扩大内需战略规划纲要(2022—2035年)》强调要促进消费扩容提质升级,充分体现政府推进居民消费增加和消费结构升级的决心。

目前我国居民消费仍存在消费率持续低迷、消费层次欠佳的问题。世界居民平均消费率基本维持在50%以上,美国和英国甚至保持在60%以上,而我国居民平均消费率处在40%以下。与此同时,中国恩格尔系数是发达国家的两倍之多,消费结构存在明显不合理,未来改善空间很大。(1)美国农业部经济研究局发布的2018年全球各国或地区恩格尔系数(食品和烟酒占居民人均消费支出比重)显示,美国、新加坡和英国恩格尔系数分别为8.1%、8.7%和11.3%,中国香港地区、中国台湾地区、中国的恩格尔系数分别为15.9%、17.0%、24.1%。数据来源于美国农业部经济研究局:https://www.ers.usda.gov/.因此,为加快建立扩大消费需求长效机制,释放居民消费潜力,深入探寻引致我国居民消费需求不足的根本原因显得尤为重要。只有破除制约居民消费潜力的不利因素,并通过进一步优化消费结构、促进家庭消费结构升级才能打开消费拉动经济增长的新格局,助推经济高质量发展。

已有学者发现,收入不平等和城市房价变动是影响家庭总消费的重要因素(Blinder,1975;Aladangady,2017;Berger et al.,2018)[1-3],但同时研究二者与家庭消费结构升级关系的文献相对较少,尤其是利用微观家庭消费数据和中观地级市房价数据进行实证分析的文献更少,不利于政府从消费结构角度制定相关政策。此外,收入不平等的日益加剧和城市住房价格逐年上涨这两个经济现象同时凸显并非巧合,而是有着紧密的内在联系。一些学者研究发现房价上涨通过财富效应、通货膨胀效应、信贷效应以及挤出效应,引致不同阶层家庭之间的收入和财富差距不断扩大,最终导致社会分配不均、两极分化严重(Kim &Ju,2003;Matlack &Vigdor,2008)[4-5]。考虑到城市房价上涨与收入不平等的紧密关系,如果房价上涨是影响家庭消费结构升级的一个重要因素,那么收入不平等是否是房价上涨影响家庭消费结构升级的中间机制呢?如果是,这对于解释房价上涨影响家庭消费结构升级提供了一个新思路,便于学者深入理解房价上涨与家庭消费结构升级之间的关系。

因此,将房价上涨、收入不平等纳入同一模型中,在分别检验二者对家庭消费结构升级的影响外,进一步利用中介效应模型实证检验收入不平等在房价上涨影响家庭消费结构升级的中介作用,从收入不平等的视角为解释房价上涨影响家庭消费结构升级提供一个新的思路。全文贡献如下:(1)利用中观和微观数据实证检验房价上涨、收入不平等对家庭消费结构升级的影响,拓展家庭消费领域的研究范畴。(2)构建一个完整的“房价上涨—收入不平等—家庭消费结构升级”的逻辑链条,从收入不平等视角研究城市房价与家庭消费结构升级的关系,为房价上涨影响家庭消费结构升级提供新的解释机制。

二、理论分析与研究假说

(一)房价上涨与家庭消费结构升级

Ludwing &Sløk(2002)[6]将房价变动产生的效应归纳为兑现的财富效应、未兑现的财富效应、流动性约束效应、预算约束效应、替代效应和信心效应。其中,城市房价上涨提高了家庭财富水平(Cho,2011;屈小博和王强,2022)[7-8],降低了家庭流动性约束(Leth-Petersen,2010;Fan &Yavas,2020)[9-10],提高了消费者信心,进而带动居民消费水平的提高与高层次消费品的需求。但对于消费型住房,城市房价上涨带来的财富效应较弱(Poterba,2004)[11]。住房价值的增加会被未来隐含租金成本的增加所抵消,从而使预期的终生预算限制保持不变。因此,对于无限期居住的住房持有者来说,住房财富效应并不明显(Sinai &Souleles,2005;Buiter,2008)[12-13]。对于存在有购房需求的家庭而言,城市房价上涨提高家庭购房成本,为满足家庭购房需求,不得不降低家庭消费水平(Wei &Zhang,2011;杭斌,2014)[14-15]。基于上述分析,提出如下假设。

假设 H1a:城市房价上涨促进家庭消费结构升级。

假设 H1b:城市房价上涨抑制家庭消费结构升级。

(二)收入不平等与家庭消费结构升级

相对收入理论发现居民消费水平不仅与自身过去消费习惯息息相关,而且与他人消费水平相关,存在“示范效应”(Duesenberry,1949)[16]。因此,为满足自尊心和虚荣心,低收入阶层家庭会效仿高收入阶层家庭的消费结构,提高消费水平(李江一和李涵,2016)[17],增加地位性和可见性消费品的消费(周广肃等,2018)[18]。但高收入阶层与低收入阶层收入差距的拉大将增加低收入阶层家庭效仿高收入阶层家庭购买高层次消费品的难度,“攀比效应”受到抑制,低收入家庭可能选择放弃效仿,提高储蓄进而抑制社会整体消费升级水平的提升(Corneo &Jeanne,1997)[19]。此外,一些学者从“社会地位追求”角度剖析收入不平等与消费的微观机制发现,高社会阶层会为该阶层消费群体带来一定的物质和非物质回报,提高了低社会阶层想进入高社会阶层的需求,增加了低社会阶层追求社会地位的储蓄动机(金烨等,2011)[20]。从这个角度看,当收入不平等扩大时,进入高社会地位家庭的门槛提高,中低社会地位家庭为了跨越到高收入阶层不得不进一步提高家庭储蓄,抑制家庭消费升级(Treeck,2014)[21]。基于上述分析,提出如下假设。

假设 H2:收入不平等抑制家庭消费结构升级。

(三)房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级

将家庭划分为无房家庭、单套房家庭和多套房家庭进行分析。首先,房价上涨意味着无房家庭将部分财富转移到多套房家庭中,对不同收入阶层的收入进行重新分配,拉大了低收入阶层与高收入阶层的收入差距。收入不平等的加剧,不仅降低中低收入群体的消费倾向,而且由于扩大的收入不平等使中低收入阶层产生相对剥夺感、压力感和无助感(Uslaner &Brown,2005)[22],提高社会的不公平感,表现出对他人和社会的不信任,使得社会阶层和社会地位分化更为严重,造成不同阶层的人群较难相遇与合作,进而造成家庭消费降级。

其次,房价上涨后,无房家庭居住成本提高,购房首付提高,家庭预算约束增加,家庭内部可用于下一代教育投入的资金随之降低,导致无房家庭人力资本存量降低。对有房家庭而言,房价上涨提高这类家庭的财富积累,使得他们能够拿出更多闲散资金用于教育投入,提高家庭内部人力资本存量(Lovenheim,2011;孙伟增等,2021)[23-24]。房价上涨使得无房家庭和有房家庭对于家庭教育投入的方向相反,导致自身人力资本投资较多的有房家庭人力资本积累更多,而无房家庭人力资本积累将进一步降低。无房家庭想通过教育改变命运的可能性降低,容易导致社会不同阶层之间形成固化,两类家庭的收入差距持续扩张(张传勇,2018)[25],导致家庭消费降级。

因此,城市房价上涨主要通过两个渠道影响收入不平等进而影响家庭消费结构升级。一方面,房价上涨通过财富效应引致不同房产持有者家庭的住房财产收入不同直接作用于收入不平等,进而间接影响家庭消费结构升级;另一方面,房价上涨通过挤出效应引致不同房产持有量家庭人力资本投资支出差异,造成不同房产持有者家庭人力资本积累差异,并通过教育不平等作用于收入不平等,继而间接影响家庭消费结构升级。基于以上分析,提出如下假设。

假设H3:房价上涨通过加剧收入不平等抑制家庭消费结构升级。

三、数据来源、变量选取与模型设定

(一)变量选取

1.家庭消费结构升级(SCORE)。消费结构升级即消费结构的合理化和高级化,当前学者主要从消费结构高级化视角进行测度。衡量消费升级的方法有两种:其一,发展享受型消费占比(SCORE1)。结合李江一和李涵(2016)[17]划分消费结构类型的方法,将家庭各类消费项目归纳为生存型、发展型与享受型三大类,并将家庭发展型和享受型消费支出占家庭总消费支出的比重视为家庭消费结构升级(2)CLDS数据库详细记录了家庭各种消费支出数据,包括食品、医疗保健、教育、居住(如水费、电费、煤气费等)、住房装修、家电设备、汽车交通设备、赡养抚养费用、婚丧嫁娶费、礼品和礼金、旅游度假等消费类型支出。将食品、居住常规支出看作生存型消费,医疗保健、教育、汽车交通设备、礼品礼金、家电设备支出视为发展型消费,旅游度假支出为享受型消费。。其二,消费升级系数(SCORE2)。借鉴徐敏和姜勇(2015)[26]构造产业结构升级系数的方法,将生存型消费、发展型消费和享受型消费包含在内,赋予各类消费项目一定权重,将各类消费项目与其权重之积相加作为衡量消费结构升级的指标,具体的测算公式为:消费结构升级系数=c1×1+c2×2+c3×3,其中,c1,c2,c3分别指生存消费型支出占比、发展消费型支出占比、享受型消费支出占比。

2.房价(LNHP)。选取的房价指标包括地市级层面商品房销售价格和地市级层面住宅商品房销售价格。地市级层面商品房销售价格(LNCHP),用地级市商品房销售额除以商品房销售面积表示;地市级层面住宅商品房销售价格(LNRHP),用地级市住宅商品房销售额除以住宅商品房销售面积表示,并采用住宅商品房销售价格替换商品房销售价格进行稳健性检验。房价数据均以2011年为基期进行CPI平减,并进行对数化处理。各地级市房价数据来自《中国区域经济统计年鉴》和各地级市《国民经济和社会发展统计公报》,CPI数据来源《中国统计年鉴》。

3.收入不平等。基尼系数(GINI)是衡量收入不平等的常用指标。因此,选用地市级层面基尼系数作为测度收入不平等的指标。除此之外,还选取地市级层面泰尔指数(THEIL)作为收入不平等的另一个指标,与基尼系数相互补充,以确保实证结果的稳健性。

4.其他控制变量。主要选取户主的个体特征变量、家庭特征变量以及地区特征变量。户主个体特征变量方面,选取户主的年龄、性别、健康三个变量:年龄(AGE),即为家庭主事者年龄;性别(GENDER),指家庭主事者性别,家庭主事者性别为男性,则赋值为1,反之为0;健康(HEALTH),家庭主事者的健康状况划分五个等级:1表示非常不健康,2表示比较健康,3表示一般,4表示健康,5表示非常健康。家庭特征变量主要包括家庭人口特征与家庭经济特征两个方面:家庭人口规模(FSIZE),是指同住家庭总人数。家庭经济变量方面,选取家庭债务、人均收入以及相对收入水平三个变量,其中,家庭债务(DEBT)表示家庭总贷款额;人均收入(PI)用家庭总收入与家庭总人口之比表示;相对收入(RI),基于相对收入假说理论可知,他人的收入水平对自身的家庭经济行为也存在一定的影响。纪园园和宁磊(2018)[27]发现当考虑地区平均收入后,收入差距对家庭消费的抑制效果降低了。因此,相对收入也是影响家庭消费结构升级的重要因素。将同一县级除去自身以外其他家庭人均收入水平的均值视为相对收入。地区特征变量,选取工业企业个数、城镇失业率与数字普惠金融三个变量,其中,工业企业个数(NIE),用省级层面工业企业个数表示;城镇失业率(UUR),用城镇登记失业率表示;易行健和周利(2018)[28]、纪明等(2022)[29]发现数字普惠金融(DFI)通过缓解流动性约束能够促进居民消费,故借鉴郭峰等(2020)[30]使用地级市层面普惠金融使用深度指标指代数字普惠金融变量。以上所有价值型变量均以2011年为基期进行CPI平减,并进行对数化处理。

(二)数据来源

将中国劳动力动态调查(CLDS)2014年、2016年数据与中国地市级层面房价数据进行融合作为实证检验的数据集。CLDS数据是由中山大学社会科学调查中心通过合理抽样获取劳动力个体、家庭和社区三个层次的追踪和横截面数据,该数据库目前调查了三期数据,其中2012年为全国基线调查,2014年、2016年为追踪调查。调查内容不仅涉及个体层面的个体人口学特征,还包括家庭层面的收入、消费和借贷等问卷。考虑到数据的可得性以及数据缺失问题,最终选取2014年、2016年两期CLDS数据实证检验房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级的关系。考虑到家庭主事者年龄过大或过小对家庭消费抉择的影响较小,剔除家庭主事者年龄小于18周岁和大于85周岁的样本。最终,将清理过CLDS数据同地级市层面房价数据相匹配,构建一个中观与微观相融合的数据集,所得有效样本总量为13969个,样本分布29个地级市。

(三)模型设定

首先分别检验房价上涨、收入不平等对家庭消费结构升级的影响,然后利用逐步回归法检验收入不平等的中介作用,具体模型表达式为:

SCOREijt=α0+α1LNHPjt+α2Xijt+γi+θt+φj+μijt

(1)

SCOREijt=υ0+υ1Inequalityjt+υ2Xijt+γi+θt+φj+μijt

(2)

Inequalityjt=β0+β1LNHPjt+β2Xijt+γi+θt+φj+μijt

(3)

SCOREijt=ρ0+ρ1LNHPjt+ρ2Inequalityjt+ρ3Xijt+γi+θt+φj+μijt

(4)

式(1)～式(4)中,式(1)表示房价上涨对家庭消费结构升级的影响;式(2)表示收入不平等对家庭消费结构升级的影响;式(1)、式(3)、式(4)为中介效用检验公式。SCOREijt指代第t年j城市i家庭的消费升级水平,包括发展享受型消费占比(SCORE1)和消费升级系数(SCORE2);LNHPjt指代第t年j城市的房价水平,包括商品房销售价格(LNCHP)和住宅商品房销售价格(LNRHP);Inequalityjt指代t年j城市的收入不平等指数,包括收入基尼系数(GINI)和收入泰尔指数(THEIL);X指代控制变量,包括个体特征变量、家庭特征变量、地区特征变量;γi指代家庭固定效应;φj指代城市固定效应;θt指代时间固定效应;μijt指代随机扰动项。

中介效应的检验步骤如下:第一步,检验式(1)的系数α1,若其显著,则按中介效应来立论,否则按遮掩效应解释;第二步,检验式(3)的系数β1和式(4)的系数ρ2,若二者都显著,则收入不平等的间接效应显著。如若其中任何一个估计系数不显著,则利用Bootstrap法检验H0:β1ρ2=0,若其显著,则间接效应显著,否则间接效应不显著,停止分析;第三步,检验式(4)的系数ρ1,若其显著,则直接效应显著,若其不显著,则为完全中介效应;第四步,比较β1*ρ2与α1的符号方向,若β1*ρ2与α1符号方向一致,则收入不平等存在部分中介效应,且中介效应大小为β1*ρ2/α1。

四、实证结果分析

(一)房价上涨对家庭消费结构升级的影响

1.基准回归结果。表1是房价上涨影响家庭消费结构升级的实证结果。其中,前两列为房价上涨对发展享受型消费占比的估计结果,后三列汇报了房价上涨对不同类型消费项目的差异性影响。表1第(1)列显示商品房住房价格估计系数在5%的水平上显著为负,第(2)列在控制家庭人口特征、家庭经济特征与地区发展变量后,房价估计系数值依然在5%的水平上显著为负,即房价上涨抑制家庭消费结构升级。

表1 房价上涨对家庭消费结构升级的影响

由表1后三列估计结果可知,城市房价上涨提高家庭生存型消费支出占比,抑制家庭发展型消费支出占比。具体来看,商品房销售价格每上涨1%,生存型消费支出占比提高0.122个百分点,发展型消费支出占比降低0.117个百分点,而享受型消费支出占比负向不显著。随着收入水平的提高,家庭消费需求层次相应提升,但相比生存型和享受型消费,发展型消费支出的费用更高,例如购车费用要远远大于家庭基本日常生活开支和旅游支出。因此,如果要减少消费支出,家庭首先会选择降低发展型消费支出的比例。其次,CLDS数据库中并未对食品类的生存型消费进行更加详细的划分,比如区别一般性食物和高级性食物,故房价上涨也有可能提高生存型消费支出占比。由表1分析可知,房价上涨抑制家庭消费结构升级,且其主要是通过减少家庭发展型消费支出占比来降低家庭消费结构升级水平,假设H1b成立。

2.房价上涨对家庭消费结构升级的异质性影响。主要从家庭房产数量、家庭人口结构、区域等方面进行异质性分析。

(1)家庭房产数量的异质性分析。CLDS调查问卷中询问了“家庭现在居住的房屋类型”,笔者认为选择“子女免费提供”“政府免费提供”“其他亲友借助”等选项的家庭并不拥有该房产的实际所有权,故房价的变动并不会影响这些家庭住房资产,住房财富效应难以体现。因此,将选择“完全拥有”的家庭视为有房,记为1,其他选择如“租住”“子女免费提供”“政府免费提供”“其他亲友借助”等回答视为无房家庭,记为0。其次,CLDS调查问卷中还询问了“家庭在别处其他自有住房套数”。将上述两个问题相对应的数值相加记为某家庭当期持有的房产数量。房屋本身的双重属性使得房价上涨时,不同房产持有量家庭的消费行为有所差异,故将全样本划分为无房家庭、一套房家庭和多套房家庭(持有两套及以上房产)来分析并比较房价对不同房产持有量家庭消费结构升级的异质性影响,回归结果如表2所示。

表2 家庭房产数量的异质性分析

通过对比表2的估计结果可知,城市房价上涨对无房家庭和多套房家庭的抑制效果不显著,而对一套房家庭的抑制效果显著,即城市房价上涨显著抑制一套房家庭的消费升级水平。这可能是因为在一套房样本中,农村家庭样本占据绝大比例,而农村家庭住房“财富效应”“资产效应”比较小,当房价上涨时,对其影响不大。且随着城镇化水平越来越高,农村家庭出于各种原因选择到城市购买房屋的意愿提高。考虑到农村家庭收入来源渠道较窄,信贷约束较高,城市房价上涨提高了农村家庭房屋购买压力。如果农村家庭拥有较高的房屋购买意愿,农村家庭不得不通过进一步抑制自身消费需求,提高家庭储蓄。无房家庭和多套房家庭商品房销售价格估计系数不显著的原因可能在于,实证检验的样本量比较小,且无房和多套房样本中农村家庭的样本量居多,进而影响实证估计结果。

(2)家庭人口结构的异质性分析。家庭子女数量、性别以及同住老人数量与家庭住房需求息息相关。住房作为家庭地位的象征,在婚姻市场举足轻重。为了提高男性在婚姻市场中的竞争优势,男孩数量越多的家庭,其房屋购买意愿可能更高,越不利于家庭消费结构升级。同理,家庭老年人口占比越高,家庭分开居住的可能性就越高,家庭购房需求也就相应增加,进而越不利于家庭消费结构升级。为验证该猜想,首先利用微观数据以家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比为解释变量,以“是否购房或建房”(Dummyhouse)为被解释变量,实证检验家庭男性儿童占比(CDR)、家庭老年人口占比(ODR)的房屋购买或建房意愿。具体模型表达式如下:

Dummyhouseijt=δ0+δ1CDR+δ2Xijt+γi+θt+φj+εijt

(5)

Dummyhouseijt=ϑ0+ϑ1ODR+ϑ2Xijt+γi+θt+φj+εijt

(6)

式(5)～式(6),CDR和ODR分别指代家庭男性儿童占比与家庭老年人口占比。家庭男性儿童占比是指家庭成员年龄在18岁以内占家庭劳动人口的比例,家庭老年人口占比是指家中65周岁及以上老人占家庭劳动人口的比例。2014年和2016年CLDS调查问卷均对追访样本进行询问“前一年的7月份至今天,您家有没有买房或建房”,故依据该问题构造“是否购房或建房”虚拟变量。若在调查期间,家庭回答买房或建房记为1,否则记为0。考虑到“是否购房或建房”为虚拟变量,采用面板Probit模型进行估计,表3第(1)、(2)列汇报了相关估计结果。

表3 家庭人口结构的异质性分析

同时,进一步构建如下公式实证检验房价上涨对不同人口结构家庭消费结构升级的差异性影响。

Yijt=η0+η1LNHPjt+η2LNHPjt*CDRijt+η3CDRijt+η4Xijt+γi+θt+φj+εijt

(7)

Yijt=φ0+φ1LNHPjt+φ2LNHPjt*ODRijt+φ3ODRijt+φ4Xijt+γi+θt+φj+εijt

(8)

依据追访样本家庭编码构造2014年和2016年两期非平衡面板数据来考察家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比的购房行为差异,表3第(3)～(6)列汇报了相关估计结果。表3前两列估计结果显示,给定房价和其他控制变量,家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比估计系数均在10%水平上显著为正,即男性儿童占比越高、老年人口占比越高,家庭选择购房或建房的意愿就越大。该结论初步证实了本文猜想,为后续实证分析家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比差异导致的家庭消费结构升级差异提供支撑。

表3第(3)～(6)汇报了使用双向固定效应模型估计房价上涨、家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比对家庭消费结构升级的影响。由表3第(3)、(5)列估计结果可知,家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比估计系数分别在5%和1%的水平上显著为正,即男性儿童占比越高、老年人口占比越高,家庭消费结构升级水平就越高。这可能是因为家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比越高,家庭医疗、教育、娱乐项目的消费支出的比例则越高,家庭消费结构升级水平也就越高。表3第(4)、(6)在第(3)、(5)列基础上加入商品房销售价格与家庭男性儿童占比、家庭老年人口占比的交叉项进行估计。研究发现,家庭男性儿童占比估计系数正向不显著,而家庭老年人口占比估计系数均在1%的水平上显著为正,家庭男性儿童占比与商品房销售价格的交乘项在1%的水平上显著为负,家庭老年人口占比与商品房销售价格的交乘项在5%的水平上显著为负,即男性儿童占比、老年人口占比越高,房价上涨对这类家庭消费结构升级的抑制效果就越大。

综上分析,男性儿童占比、家庭老年人口占比越高,家庭选择购房或建房的意愿就越大,住房价格对这类家庭消费结构升级的抑制效果更显著。因此,男性儿童占比、家庭老年人口占比越高,城市房价上涨对这类家庭消费结构升级的抑制效果就越大。

(3)区域异质性分析。考虑到不同区域房价水平差异,将地级市所在省份划为东部、中部与西部地区进一步考察城市房价上涨对居民消费结构升级的区域差异性影响,估计结果如表4所示。首先,从东部地区估计结果看,城市房价估计系数显著为负,即城市房价与东部地区居民消费结构升级之间存在负相关关系。其次,从中部地区估计结果看,城市房价上涨对居民消费结构升级的估计系数负向不显著,即城市房价上涨抑制中部地区居民消费结构升级,但统计学上不显著。最后,从西部地区估计结果看,城市房价上涨对西部地区居民消费结构升级的影响为正向不显著。东部地区虽然经济发展速度与收入水平较高、社会保障更为健全,但东部地区房价上涨速度明显高于收入上涨速度,过高的房价并未在东部地区显现出财富效应,反而显著抑制东部地区居民消费结构升级。虽然西部地区房价系数正向不显著,但一定程度上可以说明适度的房价上涨是可以促进居民消费结构升级,体现财富效应,只是当房价过高时,房价上涨所带来的财富效应才被减弱了,甚至发生逆转抑制居民消费结构升级。

表4 区域异质性分析

(二)收入不平等对家庭消费结构升级的影响

1.基准回归结果。表5汇报了式(2)的估计结果。表5第(1)～(2)列汇报了收入不平等对家庭发展享受型消费占比的影响,第(3)～(5)列汇报了收入不平等对家庭各类消费品占比的影响。表5第(1)列估计结果显示,收入基尼系数与家庭消费结构升级之间存在不显著的负相关关系,第(2)列在加入家庭特征变量、地区特征变量后,收入基尼系数与家庭消费结构升级变量在5%的水平上显著为负,即收入不平等上升1%,家庭消费降级0.303个百分点,假设H2成立。由表5后三列估计结果可知,收入不平等提高家庭生存型消费支出占比,抑制家庭发展型消费支出占比。具体来看,收入不平等每上涨1%,生存型消费支出占比提高0.303个百分点,发展型消费支出占比降低0.296个百分点,而享受型消费支出占比负向不显著。

表5 收入不平等对家庭消费结构升级的影响

2.异质性分析。首先,不同收入群体在面临收入不平等变动时,其家庭消费变动可能存在显著的差异性。为此,将家庭人均收入划分为1～10等分组,将1～4记为低收入家庭,5～10记为高收入群体,进而检验收入不平等对不同家庭消费结构升级的差异性影响,研究结果如表6第(1)、(2)所示。通过对比发现,低收入群体收入基尼系数显著为负,而高收入群体的收入基尼系数负向不显著,即当收入不平等扩大时,低收入群体更愿意降低家庭消费水平。高收入家庭收入水平较高,家庭财富积累较厚,其对收入不平等的敏感性较小,但低收入家庭对收入不平等的变动更为敏感。收入不平等的增加一方面提高了低收入家庭未来收入的不确定性,同时拉大了低收入家庭与高收入家庭之间的差距,低收入家庭为了能够赶上高收入家庭,其往往会选择储蓄。因此,收入不平等的变动对低收入家庭影响更大。

表6 收入不平等对家庭消费结构升级的异质性影响

其次,相比非农业户口,农业户口家庭收入水平较低、收入渠道狭窄,且收入的不确定性较高。当收入不平等扩大时,农业户口家庭对收入变动更为敏感,基于预防性储蓄理论可知,其家庭储蓄意愿更高。因此,收入不平等对农业户口家庭消费结构升级的负向影响更加显著。为验证该猜测,将家庭主事者户口划分为农业户口和非农业户口进行回归检验,估计结果如表6第(3)、(4)列所示。(3)CLDS家庭调查问卷中将家庭成员的户口类型划分为四类,依次为农业户口、非农户口、农转居民户口(之前是农业户口)以及非农转居民户口(之前是非农户口),本文将农业户口记为0,其它三个类型归为非农户口,记为1。回归结果显示,扩大的收入基尼系数显著抑制了农村户口家庭消费结构升级,但对城镇户口家庭消费结构升级呈不显著的正相关关系,猜测得到验证。因此,当收入不平等程度扩大时,其对农业户口家庭消费结构升级的抑制效果更明显。

最后,进一步考察收入不平等对不同区域家庭消费结构升级的差异性影响,相关估计结果如表6第(5)～(7)列所示。研究发现,收入不平等的扩大显著抑制东部和中部地区家庭消费结构升级水平,而对西部地区的影响不显著。可能原因是:一方面,相比西部地区,东部和中部地区经济发展水平较高,但资源环境竞争较为激烈,所面临的机会不均等程度更高,易形成阶层固化现象。而低收入家庭、社会背景较差家庭的收入不确定性更高,为了缩小与中高社会等级家庭差距,他们往往会偏向于家庭储蓄。另一方面,中部地区和东部地区房价水平远远高于西部地区,尤其是东部地区,住房作为家庭社会地位的象征,很多家庭更愿意将资金投入到房屋购买中,以彰显自己的社会地位。所以,收入不平等的扩大对东部地区和中部地区家庭消费结构升级的抑制效果更加明显。

(三)收入不平等路径的中介效应检验

表7是收入不平等中介效应的传导路径检验结果。表7第(1)列汇报了式(3)的估计结果,第(2)列汇报了式(4)的估计结果,结合表1第(2)列估计结果发现收入不平等是城市房价上涨影响家庭消费结构升级的传导渠道之一。具体来看,表1第(2)列估计结果显示城市房价变动对家庭消费结构升级的总效应为-0.122,表7第(1)列显示城市房价上涨显著提高了收入不平等,第(2)列在式(1)基础上加入收入不平等进行回归,估计结果显示商品房住房价格估计系数依然显著为负,收入基尼系数估计系数显著为负,且第(2)列房价估计系数为-0.111,绝对值小于表1第(2)列估计结果的0.122。即城市房价上涨影响家庭消费结构升级的直接效应为-0.111,间接效应为-0.010[0.036(-0.285)],假设H3成立。表7第(3)～(8)列回报了收入不平等中介效应的区域异质性检验结果,结果显示收入不平等的中介效应在东部地区显著,而在中部和西部地区不显著。

表7 收入不平等路径的中介效应检验

递归方程估计中介效应可能存在检验力较低的问题,而Bootstrap则具有较高的统计效力。为进一步确定中部和西部实证结果稳健性,利用Bootstrap分析收入不平等的中介效应。(4)中部地区收入不平等直接效应估计值和间接效应估计值均不显著;西部地区收入不平等直接效应估计值为0.078(p值为0.000),置信区间为(0.040,0.116),置信区间不包含0。收入不平等间接效应估计值为0.0002(P值为0.707),不显著。Bootstrap取样次数设置为500,置信度为90%。从中部地区估计结果看,Bootstrap法检验结果显示,中部地区城市房价上涨影响家庭消费结构升级的直接作用和间接作用估计系数均不显著。从西部地区估计结果看,Bootstrap法检验结果显示,西部地区城市房价上涨影响家庭消费结构升级的直接效应显著为正,而间接效应不显著,即收入不平等也不是西部地区房价上涨影响家庭消费结构升级的中介变量。因此,在Bootstrap法检验下依然可知收入不平等的中介效应在中部和西部并不显著。

(四)稳健性分析

1.工具变量法。考虑到城市房价上涨与家庭消费结构升级之间可能存在反向因果关系,造成模型估计偏误,借鉴陈斌开等(2018)[31]选取省级人均土地购置面积(LNPCLPA)作为房价上涨的工具变量进行2SLS估计,表8汇报了采用两阶段二乘法进行估计的结果。第(1)列一阶段回归结果可知,人均土地购置面积估计系数显著为负,即人均土地购置面积越高的地区,其商品房销售价格就越低,符合理论预期。第(1)列两阶段最小二乘法估计结果显示房价上涨1%,家庭发展享受型消费支出占比降低0.87个百分点,远大于基准回归结果估计系数0.122(表1第(2)列)。可见,城市房价上涨确实抑制家庭消费结构升级。

表8 房价上涨对家庭消费结构升级的影响(工具变量法)

表8第(2)～(4)列为房价上涨对持有不同房产数量家庭消费结构升级的异质性影响,两阶段最小二乘法估计结果显示,城市房价上涨显著抑制一套房家庭消费结构升级,而对无房家庭存在不显著的负相关关系,对多套房家庭存在不显著的正相关关系,表2的估计结果是稳健的。表8第(5)～(6)列汇报了家庭人口结构差异下房价上涨对家庭消费结构升级的影响,实证结果发现商品房销售价格显著为负,家庭男性儿童占比估计系数不显著,而家庭男性儿童占比与商品房销售价格的交乘项在1%的水平上显著为负,家庭老年人口占比与商品房销售价格的交乘项在10%的水平上显著为负。由此可知,男性儿童占比、老年人口占比越高,房价上涨对这类家庭消费结构升级的抑制效果更大,则表3的估计结果是稳健的。表8最后三列汇报了房价上涨的区域异质性估计结果,回归结果显示,城市房价上涨显著抑制东部地区家庭消费结构升级水平,而对中部和西部影响不显著,表4的估计结果是稳健的。

进一步,考虑到收入不平等与家庭消费结构升级可能同时会受到某些不可观测的个体特征、地区特征等因素的影响,使模型存在遗漏变量或者反向因果问题,将同一个县级除自身以外其他家庭平均收入不平等作为自身家庭收入不平等的工具变量进行两阶段最小二乘法估计。表9汇报了采用工具变量法重新估计收入不平等对家庭消费结构升级的影响。一阶段回归结果显示工具变量与主要解释变量之间存在显著的正相关关系(估计系数在1%置信水平上显著为正),二阶段回归显示收入不平等估计系数显著为负,即收入不平等的扩大不利于家庭消费结构升级水平的提高。具体来说,每提高一个单位收入不平等,家庭消费结构升级水平降低0.309个单位,该结果与表5第(2)列估计结果基本一致,表5的估计结果是稳健的。采用工具变量法进行异质性分析也发现,收入不平等的扩大不利于低收入群体、农村群体以及东部和中部地区家庭消费结构升级水平的提高,表6的估计结果是稳健的。

表9 收入不平等对家庭消费结构升级的影响(工具变量法)

2.联立方程模型。房价上涨、收入不平等、家庭消费结构升级三者之间可能存在互为因果关系,采用单方程模型很难完整有效地表达出房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级之间的相互作用关系,但如果使用联立方程模型则不存在这样的问题。将房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级视为内生变量,构建结构式联立方程模型,采用三阶段最小二乘法估计房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级三者间的关系,联立方程模型设计如下:

SCOREijt=β0+β1Inequalityjt+β2Kijt+θt+φj+μijt

(9)

Inequalityjt=α0+α1LNHPjt+α2Zijt+θt+φj+μijt

(10)

LNHPjt=δ0+δ1SCOREijt+δ2Nijt+θt+φj+μijt

(11)

式(9)～式(11)中,式(9)为家庭消费结构升级方程,式(10)为收入不平等方程,式(11)为房价上涨方程。Kijt、Zijt、Nijt分别为控制变量,其他变量与前文一致。

表10汇报了采用三阶段最小二乘法对式(9)～(10)进行回归的估计结果。前3列为全样本回归结果,后9列为分样本回归结果。表10第(2)列收入不平等方程估计结果显示,商品房销售价格在1%的水平上显著为正,即城市房价上涨扩大收入不平等。第(1)列全样本消费升级方程估计结果显示,收入不平等估计系数在1%置信水平上显著为负,即收入不平等程度扩大抑制家庭消费结构升级。可见,城市房价上涨在抑制家庭消费结构升级的同时,也会通过加剧收入不平等,间接抑制家庭消费结构升级,该结论与前述表7第(1)(2)列所得结论一致。分区域看,从第(5)(8)(11)列收入不平等方程估计结果显示,城市房价上涨显著提高东部和中部地区收入不平等,而对西部地区收入不平等产生正向不显著的影响。从第(4)(7)(10)列消费升级方程看,收入不平等显著抑制东部地区家庭消费结构升级,而对中部和西部家庭消费结构升级存在不显著的正向影响。通过分区域中介效应检验结果显示,东部地区与全国样本一致,收入不平等是城市房价影响家庭消费结构升级的中介变量,而在中部地区和西部地区则不存在中介效应。由此可知,表7的估计结果是稳健的。

表10 房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级(3SLS)

3.替换被解释变量。采用消费结构升级系数作为被解释变量估计房价上涨对家庭消费结构升级的影响结果。全样本估计下房价上涨抑制家庭消费结构升级。从家庭房产数量异质性角度看,城市房价上涨显著抑制一套房家庭消费结构升级水平,而对无房家庭和多套房家庭影响不显著。从家庭人口结构异质性角度看,男性儿童占比、家庭老年人口占比越高,房价上涨对这类家庭消费结构升级的抑制效果就越大。因此,替换被解释变量之后,所得结论仍与表1、表3、表4所得结论一致。

同时,采用消费结构升级系数作为被解释变量估计收入不平等对家庭消费结构升级的影响结果与前文基本一致。全样本估计结果显示,收入不平等在5%的水平上显著为负,与表5第(2)列估计结果方向一致。从收入不平等影响家庭消费结构升级的异质性估计结果看,收入不平等的扩大,依然显著抑制低收入家庭、农村家庭、东部和中部地区家庭消费结构升级水平,该结论与表6估计结果一致。可见,表5和表6的估计结果是稳健的。

从收入不平等中介效应检验结果看,式(1)估计城市房价估计系数在1%的水平上显著为正,即房价上涨显著提高收入不平等。式(4)在式(1)基础上加入收入基尼系数后,房价估计系数在5%的水平上显著为负,收入基尼系数估计系数也在5%的水平上显著为负,且房价估计系数绝对值由表1第(2)列的0.122下降到0.115,收入基尼系数的估计值与城市房价估计系数的乘积为负,与城市房价对消费升级系数的估计系数符号一致,故收入不平等是房价上涨影响家庭消费结构升级的中介变量,其中介效应占总效应的比例为8.70%,表7前两列估计结果是稳健的。

分区域看,商品房销售价格显著抑制东部地区家庭消费结构升级,而对中部和西部分别呈不显著的正向影响,与表4估计结果基本一致。商品房销售价格显著扩大东部和中部地区收入不平等,缩小西部地区收入不平等,与表7第(3)(5)(7)列估计结果一致。联合考虑房价和收入不平等后,商品房销售价格显著抑制东部地区家庭消费结构升级,而对中部和西部地区家庭消费结构升级的影响不显著。收入不平等显著抑制东部和中部地区家庭消费结构升级,促进西部地区家庭消费结构升级,与表7第(4)(6)(8)列估计结果基本一致。由此可以判断,收入不平等在房价上涨影响家庭消费结构升级过程中的中介效用仅在东部地区显著,故表7第(3)～(8)列估计结果是稳健的。

4.替换解释变量。使用住宅商品房销售价格对上文实证结果再次进行稳健性分析。考虑到基尼系数的计算方法对处于收入分配中高收入阶层家庭更敏感,其估算结果有一定的局限性,故使用泰尔指数计算收入不平等并对实证结果重新估计。

从房价上涨与家庭消费结构升级之间关系看,房价上涨显著抑制家庭消费结构升级,且男性儿童占比、家庭老年人口占比越高的家庭消费结构升级的抑制效果更加明显,估计结果是稳健的。房产数量异质性结果均不显著,但考虑到反向因果问题,使用工具变量法再次检验,其结论是稳健的。从收入不平等与家庭消费结构升级之间的关系看,收入泰尔指数也显著抑制家庭消费结构升级,且这种抑制效果在低收入群体、农村户口家庭以及东部和中部地区显现得更加显著,与前文的估计结果一致。

从收入不平等的中介效用看,结果也均是稳健的。首先从全样本估计结果看,住宅商品房销售价格对家庭消费结构升级估计系数在5%的水平上显著为负,即住宅商品房销售价格上涨抑制家庭消费结构升级。住宅商品房销售价格对收入泰尔指数的估计系数在1%的水平上显著为正,即住宅商品房销售价格上涨扩大收入不平等。将房价和收入不平等全部纳入模型估计发现,住宅商品房销售价格估计系数绝对值由0.135下降到0.118,且收入泰尔指数对发展享受型消费占比的估计系数与房价对收入泰尔指数的估计系数的乘积为负,与房价对家庭发展享受型消费占比的估计系数符号方向一致,故收入不平等是房价上涨影响家庭消费结构升级的中介变量。

分区域来看,住宅商品房销售价格显著抑制东部地区家庭消费结构升级,而对中部和西部分别呈不显著的正向影响,同时住宅商品房销售价格显著扩大东部地区收入不平等,缩小中部地区收入不平等。联合考虑房价和收入不平等后,住宅商品房销售价格依然显著扩大东部地区家庭消费结构升级,而对中部和西部地区家庭消费结构升级的影响不显著。收入不平等显著抑制东部和中部地区家庭消费结构升级,促进西部地区家庭消费结构升级,但西部地区估计结果不显著。综上所述,收入不平等在房价上涨影响家庭消费结构升级过程中的中介效用仅在东部地区显著。

五、研究结论与对策建议

基于2014年和2016年中国劳动力动态调查数据(CLDS)以及地市级层面房价数据,采用双向固定效应模型、工具变量法、联立方程模型考察房价上涨、收入不平等与家庭消费结构升级之间的关系。研究结果表明:房价上涨抑制家庭消费结构升级,且房价上涨主要降低家庭发展型消费份额。从异质性角度看,房价上涨对单套房、东部地区以及男性儿童占比和老年人口占比较高家庭消费结构升级的抑制效果更加明显;其次,收入不平等程度的扩大不利于家庭消费结构升级,且主要降低了低收入、农村以及东部和中部地区家庭消费结构升级。最后,收入不平等的中介效应显著,即城市房价上涨不仅可以直接抑制家庭消费结构升级,而且也可以通过加剧收入不平等间接抑制家庭消费结构升级,且从区域异质性结果看,收入不平等的中介效应仅在东部地区显著,而在中部和西部地区不显著。

基于以上研究结论,提出如下对策建议:

第一,因城施策,健全房地产市场稳定发展机制。在房价水平较高的东部和中部地区,房价上涨抑制家庭消费结构升级,而在房价水平较低的西部地区,房价上涨对其影响正向不显著。因此,政府在继续调控房价的同时,要因城施策,一方面要控制西部地区房价上涨处在合理范围内以保证西部地区居民消费升级,另一方面要遏制东部与中部地区因炒房、投机等行为造成房价上涨持续攀升。与此同时,时刻关注一套房、家庭男性儿童占比、家庭老人占比较高这类家庭对刚性房屋和改善型房屋的需求,尤其是在放开二胎政策以及当前我国老龄化增速迅猛的背景下,家庭房屋购买意愿可能增加,家庭负担压力增大。政府应该鼓励构建新型婚育文化,抵制天价彩礼、大操大办等婚嫁陋习。

第二,进一步优化民生财政支出结构,提高家庭风险抵御能力,缩小社会不平等程度。研究发现收入不平等程度的扩大主要降低了低收入、农村以及东部和中部地区家庭消费结构升级水平。其中低收入群体家庭风险抵御能力较弱,储蓄意愿更强。东部和中部地区房价过高,生活成本较高,部分中低收入家庭为了缩小与中高收入群体差异,消费意愿也较低。因此,政府应进一步提高弱势群体社会、医疗、教育、住房保障等方面民生财政支出,为弱势群体构建良好的生存与发展环境,提高家庭消费意愿。同时,鼓励弱势群体通过教育以及自身的努力缩小差距,提高社会整体收入水平。