房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級

葉菁菁

(河南師范大學 商學院,河南 新鄉 453007)

一、引言

隨著經濟的高速增長,以消費水平、消費結構等消費指標為重要表征的居民生活質量的提升已然成為我國構建新發展格局的戰略基點。消費作為經濟穩定運行的壓艙石,是促進經濟增長方式轉換和實現經濟高質量發展的決定性力量?！笆奈濉币巹澗V要和《擴大內需戰略規劃綱要(2022—2035年)》強調要促進消費擴容提質升級,充分體現政府推進居民消費增加和消費結構升級的決心。

目前我國居民消費仍存在消費率持續低迷、消費層次欠佳的問題。世界居民平均消費率基本維持在50%以上,美國和英國甚至保持在60%以上,而我國居民平均消費率處在40%以下。與此同時,中國恩格爾系數是發達國家的兩倍之多,消費結構存在明顯不合理,未來改善空間很大。(1)美國農業部經濟研究局發布的2018年全球各國或地區恩格爾系數(食品和煙酒占居民人均消費支出比重)顯示,美國、新加坡和英國恩格爾系數分別為8.1%、8.7%和11.3%,中國香港地區、中國臺灣地區、中國的恩格爾系數分別為15.9%、17.0%、24.1%。數據來源于美國農業部經濟研究局:https://www.ers.usda.gov/.因此,為加快建立擴大消費需求長效機制,釋放居民消費潛力,深入探尋引致我國居民消費需求不足的根本原因顯得尤為重要。只有破除制約居民消費潛力的不利因素,并通過進一步優化消費結構、促進家庭消費結構升級才能打開消費拉動經濟增長的新格局,助推經濟高質量發展。

已有學者發現,收入不平等和城市房價變動是影響家庭總消費的重要因素(Blinder,1975;Aladangady,2017;Berger et al.,2018)[1-3],但同時研究二者與家庭消費結構升級關系的文獻相對較少,尤其是利用微觀家庭消費數據和中觀地級市房價數據進行實證分析的文獻更少,不利于政府從消費結構角度制定相關政策。此外,收入不平等的日益加劇和城市住房價格逐年上漲這兩個經濟現象同時凸顯并非巧合,而是有著緊密的內在聯系。一些學者研究發現房價上漲通過財富效應、通貨膨脹效應、信貸效應以及擠出效應,引致不同階層家庭之間的收入和財富差距不斷擴大,最終導致社會分配不均、兩極分化嚴重(Kim &Ju,2003;Matlack &Vigdor,2008)[4-5]?？紤]到城市房價上漲與收入不平等的緊密關系,如果房價上漲是影響家庭消費結構升級的一個重要因素,那么收入不平等是否是房價上漲影響家庭消費結構升級的中間機制呢?如果是,這對于解釋房價上漲影響家庭消費結構升級提供了一個新思路,便于學者深入理解房價上漲與家庭消費結構升級之間的關系。

因此,將房價上漲、收入不平等納入同一模型中,在分別檢驗二者對家庭消費結構升級的影響外,進一步利用中介效應模型實證檢驗收入不平等在房價上漲影響家庭消費結構升級的中介作用,從收入不平等的視角為解釋房價上漲影響家庭消費結構升級提供一個新的思路。全文貢獻如下:(1)利用中觀和微觀數據實證檢驗房價上漲、收入不平等對家庭消費結構升級的影響,拓展家庭消費領域的研究范疇。(2)構建一個完整的“房價上漲—收入不平等—家庭消費結構升級”的邏輯鏈條,從收入不平等視角研究城市房價與家庭消費結構升級的關系,為房價上漲影響家庭消費結構升級提供新的解釋機制。

二、理論分析與研究假說

(一)房價上漲與家庭消費結構升級

Ludwing &Sl?k(2002)[6]將房價變動產生的效應歸納為兌現的財富效應、未兌現的財富效應、流動性約束效應、預算約束效應、替代效應和信心效應。其中,城市房價上漲提高了家庭財富水平(Cho,2011;屈小博和王強,2022)[7-8],降低了家庭流動性約束(Leth-Petersen,2010;Fan &Yavas,2020)[9-10],提高了消費者信心,進而帶動居民消費水平的提高與高層次消費品的需求。但對于消費型住房,城市房價上漲帶來的財富效應較弱(Poterba,2004)[11]。住房價值的增加會被未來隱含租金成本的增加所抵消,從而使預期的終生預算限制保持不變。因此,對于無限期居住的住房持有者來說,住房財富效應并不明顯(Sinai &Souleles,2005;Buiter,2008)[12-13]。對于存在有購房需求的家庭而言,城市房價上漲提高家庭購房成本,為滿足家庭購房需求,不得不降低家庭消費水平(Wei &Zhang,2011;杭斌,2014)[14-15]?；谏鲜龇治?提出如下假設。

假設 H1a:城市房價上漲促進家庭消費結構升級。

假設 H1b:城市房價上漲抑制家庭消費結構升級。

(二)收入不平等與家庭消費結構升級

相對收入理論發現居民消費水平不僅與自身過去消費習慣息息相關,而且與他人消費水平相關,存在“示范效應”(Duesenberry,1949)[16]。因此,為滿足自尊心和虛榮心,低收入階層家庭會效仿高收入階層家庭的消費結構,提高消費水平(李江一和李涵,2016)[17],增加地位性和可見性消費品的消費(周廣肅等,2018)[18]。但高收入階層與低收入階層收入差距的拉大將增加低收入階層家庭效仿高收入階層家庭購買高層次消費品的難度,“攀比效應”受到抑制,低收入家庭可能選擇放棄效仿,提高儲蓄進而抑制社會整體消費升級水平的提升(Corneo &Jeanne,1997)[19]。此外,一些學者從“社會地位追求”角度剖析收入不平等與消費的微觀機制發現,高社會階層會為該階層消費群體帶來一定的物質和非物質回報,提高了低社會階層想進入高社會階層的需求,增加了低社會階層追求社會地位的儲蓄動機(金燁等,2011)[20]。從這個角度看,當收入不平等擴大時,進入高社會地位家庭的門檻提高,中低社會地位家庭為了跨越到高收入階層不得不進一步提高家庭儲蓄,抑制家庭消費升級(Treeck,2014)[21]?；谏鲜龇治?提出如下假設。

假設 H2:收入不平等抑制家庭消費結構升級。

(三)房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級

將家庭劃分為無房家庭、單套房家庭和多套房家庭進行分析。首先,房價上漲意味著無房家庭將部分財富轉移到多套房家庭中,對不同收入階層的收入進行重新分配,拉大了低收入階層與高收入階層的收入差距。收入不平等的加劇,不僅降低中低收入群體的消費傾向,而且由于擴大的收入不平等使中低收入階層產生相對剝奪感、壓力感和無助感(Uslaner &Brown,2005)[22],提高社會的不公平感,表現出對他人和社會的不信任,使得社會階層和社會地位分化更為嚴重,造成不同階層的人群較難相遇與合作,進而造成家庭消費降級。

其次,房價上漲后,無房家庭居住成本提高,購房首付提高,家庭預算約束增加,家庭內部可用于下一代教育投入的資金隨之降低,導致無房家庭人力資本存量降低。對有房家庭而言,房價上漲提高這類家庭的財富積累,使得他們能夠拿出更多閑散資金用于教育投入,提高家庭內部人力資本存量(Lovenheim,2011;孫偉增等,2021)[23-24]。房價上漲使得無房家庭和有房家庭對于家庭教育投入的方向相反,導致自身人力資本投資較多的有房家庭人力資本積累更多,而無房家庭人力資本積累將進一步降低。無房家庭想通過教育改變命運的可能性降低,容易導致社會不同階層之間形成固化,兩類家庭的收入差距持續擴張(張傳勇,2018)[25],導致家庭消費降級。

因此,城市房價上漲主要通過兩個渠道影響收入不平等進而影響家庭消費結構升級。一方面,房價上漲通過財富效應引致不同房產持有者家庭的住房財產收入不同直接作用于收入不平等,進而間接影響家庭消費結構升級;另一方面,房價上漲通過擠出效應引致不同房產持有量家庭人力資本投資支出差異,造成不同房產持有者家庭人力資本積累差異,并通過教育不平等作用于收入不平等,繼而間接影響家庭消費結構升級?；谝陨戏治?提出如下假設。

假設H3:房價上漲通過加劇收入不平等抑制家庭消費結構升級。

三、數據來源、變量選取與模型設定

(一)變量選取

1.家庭消費結構升級(SCORE)。消費結構升級即消費結構的合理化和高級化,當前學者主要從消費結構高級化視角進行測度。衡量消費升級的方法有兩種:其一,發展享受型消費占比(SCORE1)。結合李江一和李涵(2016)[17]劃分消費結構類型的方法,將家庭各類消費項目歸納為生存型、發展型與享受型三大類,并將家庭發展型和享受型消費支出占家庭總消費支出的比重視為家庭消費結構升級(2)CLDS數據庫詳細記錄了家庭各種消費支出數據,包括食品、醫療保健、教育、居住(如水費、電費、煤氣費等)、住房裝修、家電設備、汽車交通設備、贍養撫養費用、婚喪嫁娶費、禮品和禮金、旅游度假等消費類型支出。將食品、居住常規支出看作生存型消費,醫療保健、教育、汽車交通設備、禮品禮金、家電設備支出視為發展型消費,旅游度假支出為享受型消費。。其二,消費升級系數(SCORE2)。借鑒徐敏和姜勇(2015)[26]構造產業結構升級系數的方法,將生存型消費、發展型消費和享受型消費包含在內,賦予各類消費項目一定權重,將各類消費項目與其權重之積相加作為衡量消費結構升級的指標,具體的測算公式為:消費結構升級系數=c1×1+c2×2+c3×3,其中,c1,c2,c3分別指生存消費型支出占比、發展消費型支出占比、享受型消費支出占比。

2.房價(LNHP)。選取的房價指標包括地市級層面商品房銷售價格和地市級層面住宅商品房銷售價格。地市級層面商品房銷售價格(LNCHP),用地級市商品房銷售額除以商品房銷售面積表示;地市級層面住宅商品房銷售價格(LNRHP),用地級市住宅商品房銷售額除以住宅商品房銷售面積表示,并采用住宅商品房銷售價格替換商品房銷售價格進行穩健性檢驗。房價數據均以2011年為基期進行CPI平減,并進行對數化處理。各地級市房價數據來自《中國區域經濟統計年鑒》和各地級市《國民經濟和社會發展統計公報》,CPI數據來源《中國統計年鑒》。

3.收入不平等?；嵯禂?GINI)是衡量收入不平等的常用指標。因此,選用地市級層面基尼系數作為測度收入不平等的指標。除此之外,還選取地市級層面泰爾指數(THEIL)作為收入不平等的另一個指標,與基尼系數相互補充,以確保實證結果的穩健性。

4.其他控制變量。主要選取戶主的個體特征變量、家庭特征變量以及地區特征變量。戶主個體特征變量方面,選取戶主的年齡、性別、健康三個變量:年齡(AGE),即為家庭主事者年齡;性別(GENDER),指家庭主事者性別,家庭主事者性別為男性,則賦值為1,反之為0;健康(HEALTH),家庭主事者的健康狀況劃分五個等級:1表示非常不健康,2表示比較健康,3表示一般,4表示健康,5表示非常健康。家庭特征變量主要包括家庭人口特征與家庭經濟特征兩個方面:家庭人口規模(FSIZE),是指同住家庭總人數。家庭經濟變量方面,選取家庭債務、人均收入以及相對收入水平三個變量,其中,家庭債務(DEBT)表示家庭總貸款額;人均收入(PI)用家庭總收入與家庭總人口之比表示;相對收入(RI),基于相對收入假說理論可知,他人的收入水平對自身的家庭經濟行為也存在一定的影響。紀園園和寧磊(2018)[27]發現當考慮地區平均收入后,收入差距對家庭消費的抑制效果降低了。因此,相對收入也是影響家庭消費結構升級的重要因素。將同一縣級除去自身以外其他家庭人均收入水平的均值視為相對收入。地區特征變量,選取工業企業個數、城鎮失業率與數字普惠金融三個變量,其中,工業企業個數(NIE),用省級層面工業企業個數表示;城鎮失業率(UUR),用城鎮登記失業率表示;易行健和周利(2018)[28]、紀明等(2022)[29]發現數字普惠金融(DFI)通過緩解流動性約束能夠促進居民消費,故借鑒郭峰等(2020)[30]使用地級市層面普惠金融使用深度指標指代數字普惠金融變量。以上所有價值型變量均以2011年為基期進行CPI平減,并進行對數化處理。

(二)數據來源

將中國勞動力動態調查(CLDS)2014年、2016年數據與中國地市級層面房價數據進行融合作為實證檢驗的數據集。CLDS數據是由中山大學社會科學調查中心通過合理抽樣獲取勞動力個體、家庭和社區三個層次的追蹤和橫截面數據,該數據庫目前調查了三期數據,其中2012年為全國基線調查,2014年、2016年為追蹤調查。調查內容不僅涉及個體層面的個體人口學特征,還包括家庭層面的收入、消費和借貸等問卷?？紤]到數據的可得性以及數據缺失問題,最終選取2014年、2016年兩期CLDS數據實證檢驗房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級的關系?？紤]到家庭主事者年齡過大或過小對家庭消費抉擇的影響較小,剔除家庭主事者年齡小于18周歲和大于85周歲的樣本。最終,將清理過CLDS數據同地級市層面房價數據相匹配,構建一個中觀與微觀相融合的數據集,所得有效樣本總量為13969個,樣本分布29個地級市。

(三)模型設定

首先分別檢驗房價上漲、收入不平等對家庭消費結構升級的影響,然后利用逐步回歸法檢驗收入不平等的中介作用,具體模型表達式為:

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)表示房價上漲對家庭消費結構升級的影響;式(2)表示收入不平等對家庭消費結構升級的影響;式(1)、式(3)、式(4)為中介效用檢驗公式。SCOREijt指代第t年j城市i家庭的消費升級水平,包括發展享受型消費占比(SCORE1)和消費升級系數(SCORE2);LNHPjt指代第t年j城市的房價水平,包括商品房銷售價格(LNCHP)和住宅商品房銷售價格(LNRHP);Inequalityjt指代t年j城市的收入不平等指數,包括收入基尼系數(GINI)和收入泰爾指數(THEIL);X指代控制變量,包括個體特征變量、家庭特征變量、地區特征變量;γi指代家庭固定效應;φj指代城市固定效應;θt指代時間固定效應;μijt指代隨機擾動項。

中介效應的檢驗步驟如下:第一步,檢驗式(1)的系數α1,若其顯著,則按中介效應來立論,否則按遮掩效應解釋;第二步,檢驗式(3)的系數β1和式(4)的系數ρ2,若二者都顯著,則收入不平等的間接效應顯著。如若其中任何一個估計系數不顯著,則利用Bootstrap法檢驗H0:β1ρ2=0,若其顯著,則間接效應顯著,否則間接效應不顯著,停止分析;第三步,檢驗式(4)的系數ρ1,若其顯著,則直接效應顯著,若其不顯著,則為完全中介效應;第四步,比較β1*ρ2與α1的符號方向,若β1*ρ2與α1符號方向一致,則收入不平等存在部分中介效應,且中介效應大小為β1*ρ2/α1。

四、實證結果分析

(一)房價上漲對家庭消費結構升級的影響

1.基準回歸結果。表1是房價上漲影響家庭消費結構升級的實證結果。其中,前兩列為房價上漲對發展享受型消費占比的估計結果,后三列匯報了房價上漲對不同類型消費項目的差異性影響。表1第(1)列顯示商品房住房價格估計系數在5%的水平上顯著為負,第(2)列在控制家庭人口特征、家庭經濟特征與地區發展變量后,房價估計系數值依然在5%的水平上顯著為負,即房價上漲抑制家庭消費結構升級。

表1 房價上漲對家庭消費結構升級的影響

由表1后三列估計結果可知,城市房價上漲提高家庭生存型消費支出占比,抑制家庭發展型消費支出占比。具體來看,商品房銷售價格每上漲1%,生存型消費支出占比提高0.122個百分點,發展型消費支出占比降低0.117個百分點,而享受型消費支出占比負向不顯著。隨著收入水平的提高,家庭消費需求層次相應提升,但相比生存型和享受型消費,發展型消費支出的費用更高,例如購車費用要遠遠大于家庭基本日常生活開支和旅游支出。因此,如果要減少消費支出,家庭首先會選擇降低發展型消費支出的比例。其次,CLDS數據庫中并未對食品類的生存型消費進行更加詳細的劃分,比如區別一般性食物和高級性食物,故房價上漲也有可能提高生存型消費支出占比。由表1分析可知,房價上漲抑制家庭消費結構升級,且其主要是通過減少家庭發展型消費支出占比來降低家庭消費結構升級水平,假設H1b成立。

2.房價上漲對家庭消費結構升級的異質性影響。主要從家庭房產數量、家庭人口結構、區域等方面進行異質性分析。

(1)家庭房產數量的異質性分析。CLDS調查問卷中詢問了“家庭現在居住的房屋類型”,筆者認為選擇“子女免費提供”“政府免費提供”“其他親友借助”等選項的家庭并不擁有該房產的實際所有權,故房價的變動并不會影響這些家庭住房資產,住房財富效應難以體現。因此,將選擇“完全擁有”的家庭視為有房,記為1,其他選擇如“租住”“子女免費提供”“政府免費提供”“其他親友借助”等回答視為無房家庭,記為0。其次,CLDS調查問卷中還詢問了“家庭在別處其他自有住房套數”。將上述兩個問題相對應的數值相加記為某家庭當期持有的房產數量。房屋本身的雙重屬性使得房價上漲時,不同房產持有量家庭的消費行為有所差異,故將全樣本劃分為無房家庭、一套房家庭和多套房家庭(持有兩套及以上房產)來分析并比較房價對不同房產持有量家庭消費結構升級的異質性影響,回歸結果如表2所示。

表2 家庭房產數量的異質性分析

通過對比表2的估計結果可知,城市房價上漲對無房家庭和多套房家庭的抑制效果不顯著,而對一套房家庭的抑制效果顯著,即城市房價上漲顯著抑制一套房家庭的消費升級水平。這可能是因為在一套房樣本中,農村家庭樣本占據絕大比例,而農村家庭住房“財富效應”“資產效應”比較小,當房價上漲時,對其影響不大。且隨著城鎮化水平越來越高,農村家庭出于各種原因選擇到城市購買房屋的意愿提高?？紤]到農村家庭收入來源渠道較窄,信貸約束較高,城市房價上漲提高了農村家庭房屋購買壓力。如果農村家庭擁有較高的房屋購買意愿,農村家庭不得不通過進一步抑制自身消費需求,提高家庭儲蓄。無房家庭和多套房家庭商品房銷售價格估計系數不顯著的原因可能在于,實證檢驗的樣本量比較小,且無房和多套房樣本中農村家庭的樣本量居多,進而影響實證估計結果。

(2)家庭人口結構的異質性分析。家庭子女數量、性別以及同住老人數量與家庭住房需求息息相關。住房作為家庭地位的象征,在婚姻市場舉足輕重。為了提高男性在婚姻市場中的競爭優勢,男孩數量越多的家庭,其房屋購買意愿可能更高,越不利于家庭消費結構升級。同理,家庭老年人口占比越高,家庭分開居住的可能性就越高,家庭購房需求也就相應增加,進而越不利于家庭消費結構升級。為驗證該猜想,首先利用微觀數據以家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比為解釋變量,以“是否購房或建房”(Dummyhouse)為被解釋變量,實證檢驗家庭男性兒童占比(CDR)、家庭老年人口占比(ODR)的房屋購買或建房意愿。具體模型表達式如下:

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

(5)

Dummyhouseijt=?0+?1ODR+?2Xijt+γi+θt+φj+εijt

(6)

式(5)～式(6),CDR和ODR分別指代家庭男性兒童占比與家庭老年人口占比。家庭男性兒童占比是指家庭成員年齡在18歲以內占家庭勞動人口的比例,家庭老年人口占比是指家中65周歲及以上老人占家庭勞動人口的比例。2014年和2016年CLDS調查問卷均對追訪樣本進行詢問“前一年的7月份至今天,您家有沒有買房或建房”,故依據該問題構造“是否購房或建房”虛擬變量。若在調查期間,家庭回答買房或建房記為1,否則記為0?？紤]到“是否購房或建房”為虛擬變量,采用面板Probit模型進行估計,表3第(1)、(2)列匯報了相關估計結果。

表3 家庭人口結構的異質性分析

同時,進一步構建如下公式實證檢驗房價上漲對不同人口結構家庭消費結構升級的差異性影響。

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

(7)

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

(8)

依據追訪樣本家庭編碼構造2014年和2016年兩期非平衡面板數據來考察家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比的購房行為差異,表3第(3)～(6)列匯報了相關估計結果。表3前兩列估計結果顯示,給定房價和其他控制變量,家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比估計系數均在10%水平上顯著為正,即男性兒童占比越高、老年人口占比越高,家庭選擇購房或建房的意愿就越大。該結論初步證實了本文猜想,為后續實證分析家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比差異導致的家庭消費結構升級差異提供支撐。

表3第(3)～(6)匯報了使用雙向固定效應模型估計房價上漲、家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比對家庭消費結構升級的影響。由表3第(3)、(5)列估計結果可知,家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比估計系數分別在5%和1%的水平上顯著為正,即男性兒童占比越高、老年人口占比越高,家庭消費結構升級水平就越高。這可能是因為家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比越高,家庭醫療、教育、娛樂項目的消費支出的比例則越高,家庭消費結構升級水平也就越高。表3第(4)、(6)在第(3)、(5)列基礎上加入商品房銷售價格與家庭男性兒童占比、家庭老年人口占比的交叉項進行估計。研究發現,家庭男性兒童占比估計系數正向不顯著,而家庭老年人口占比估計系數均在1%的水平上顯著為正,家庭男性兒童占比與商品房銷售價格的交乘項在1%的水平上顯著為負,家庭老年人口占比與商品房銷售價格的交乘項在5%的水平上顯著為負,即男性兒童占比、老年人口占比越高,房價上漲對這類家庭消費結構升級的抑制效果就越大。

綜上分析,男性兒童占比、家庭老年人口占比越高,家庭選擇購房或建房的意愿就越大,住房價格對這類家庭消費結構升級的抑制效果更顯著。因此,男性兒童占比、家庭老年人口占比越高,城市房價上漲對這類家庭消費結構升級的抑制效果就越大。

(3)區域異質性分析?？紤]到不同區域房價水平差異,將地級市所在省份劃為東部、中部與西部地區進一步考察城市房價上漲對居民消費結構升級的區域差異性影響,估計結果如表4所示。首先,從東部地區估計結果看,城市房價估計系數顯著為負,即城市房價與東部地區居民消費結構升級之間存在負相關關系。其次,從中部地區估計結果看,城市房價上漲對居民消費結構升級的估計系數負向不顯著,即城市房價上漲抑制中部地區居民消費結構升級,但統計學上不顯著。最后,從西部地區估計結果看,城市房價上漲對西部地區居民消費結構升級的影響為正向不顯著。東部地區雖然經濟發展速度與收入水平較高、社會保障更為健全,但東部地區房價上漲速度明顯高于收入上漲速度,過高的房價并未在東部地區顯現出財富效應,反而顯著抑制東部地區居民消費結構升級。雖然西部地區房價系數正向不顯著,但一定程度上可以說明適度的房價上漲是可以促進居民消費結構升級,體現財富效應,只是當房價過高時,房價上漲所帶來的財富效應才被減弱了,甚至發生逆轉抑制居民消費結構升級。

表4 區域異質性分析

(二)收入不平等對家庭消費結構升級的影響

1.基準回歸結果。表5匯報了式(2)的估計結果。表5第(1)～(2)列匯報了收入不平等對家庭發展享受型消費占比的影響,第(3)～(5)列匯報了收入不平等對家庭各類消費品占比的影響。表5第(1)列估計結果顯示,收入基尼系數與家庭消費結構升級之間存在不顯著的負相關關系,第(2)列在加入家庭特征變量、地區特征變量后,收入基尼系數與家庭消費結構升級變量在5%的水平上顯著為負,即收入不平等上升1%,家庭消費降級0.303個百分點,假設H2成立。由表5后三列估計結果可知,收入不平等提高家庭生存型消費支出占比,抑制家庭發展型消費支出占比。具體來看,收入不平等每上漲1%,生存型消費支出占比提高0.303個百分點,發展型消費支出占比降低0.296個百分點,而享受型消費支出占比負向不顯著。

表5 收入不平等對家庭消費結構升級的影響

2.異質性分析。首先,不同收入群體在面臨收入不平等變動時,其家庭消費變動可能存在顯著的差異性。為此,將家庭人均收入劃分為1～10等分組,將1～4記為低收入家庭,5～10記為高收入群體,進而檢驗收入不平等對不同家庭消費結構升級的差異性影響,研究結果如表6第(1)、(2)所示。通過對比發現,低收入群體收入基尼系數顯著為負,而高收入群體的收入基尼系數負向不顯著,即當收入不平等擴大時,低收入群體更愿意降低家庭消費水平。高收入家庭收入水平較高,家庭財富積累較厚,其對收入不平等的敏感性較小,但低收入家庭對收入不平等的變動更為敏感。收入不平等的增加一方面提高了低收入家庭未來收入的不確定性,同時拉大了低收入家庭與高收入家庭之間的差距,低收入家庭為了能夠趕上高收入家庭,其往往會選擇儲蓄。因此,收入不平等的變動對低收入家庭影響更大。

表6 收入不平等對家庭消費結構升級的異質性影響

其次,相比非農業戶口,農業戶口家庭收入水平較低、收入渠道狹窄,且收入的不確定性較高。當收入不平等擴大時,農業戶口家庭對收入變動更為敏感,基于預防性儲蓄理論可知,其家庭儲蓄意愿更高。因此,收入不平等對農業戶口家庭消費結構升級的負向影響更加顯著。為驗證該猜測,將家庭主事者戶口劃分為農業戶口和非農業戶口進行回歸檢驗,估計結果如表6第(3)、(4)列所示。(3)CLDS家庭調查問卷中將家庭成員的戶口類型劃分為四類,依次為農業戶口、非農戶口、農轉居民戶口(之前是農業戶口)以及非農轉居民戶口(之前是非農戶口),本文將農業戶口記為0,其它三個類型歸為非農戶口,記為1?；貧w結果顯示,擴大的收入基尼系數顯著抑制了農村戶口家庭消費結構升級,但對城鎮戶口家庭消費結構升級呈不顯著的正相關關系,猜測得到驗證。因此,當收入不平等程度擴大時,其對農業戶口家庭消費結構升級的抑制效果更明顯。

最后,進一步考察收入不平等對不同區域家庭消費結構升級的差異性影響,相關估計結果如表6第(5)～(7)列所示。研究發現,收入不平等的擴大顯著抑制東部和中部地區家庭消費結構升級水平,而對西部地區的影響不顯著?？赡茉蚴?一方面,相比西部地區,東部和中部地區經濟發展水平較高,但資源環境競爭較為激烈,所面臨的機會不均等程度更高,易形成階層固化現象。而低收入家庭、社會背景較差家庭的收入不確定性更高,為了縮小與中高社會等級家庭差距,他們往往會偏向于家庭儲蓄。另一方面,中部地區和東部地區房價水平遠遠高于西部地區,尤其是東部地區,住房作為家庭社會地位的象征,很多家庭更愿意將資金投入到房屋購買中,以彰顯自己的社會地位。所以,收入不平等的擴大對東部地區和中部地區家庭消費結構升級的抑制效果更加明顯。

(三)收入不平等路徑的中介效應檢驗

表7是收入不平等中介效應的傳導路徑檢驗結果。表7第(1)列匯報了式(3)的估計結果,第(2)列匯報了式(4)的估計結果,結合表1第(2)列估計結果發現收入不平等是城市房價上漲影響家庭消費結構升級的傳導渠道之一。具體來看,表1第(2)列估計結果顯示城市房價變動對家庭消費結構升級的總效應為-0.122,表7第(1)列顯示城市房價上漲顯著提高了收入不平等,第(2)列在式(1)基礎上加入收入不平等進行回歸,估計結果顯示商品房住房價格估計系數依然顯著為負,收入基尼系數估計系數顯著為負,且第(2)列房價估計系數為-0.111,絕對值小于表1第(2)列估計結果的0.122。即城市房價上漲影響家庭消費結構升級的直接效應為-0.111,間接效應為-0.010[0.036(-0.285)],假設H3成立。表7第(3)～(8)列回報了收入不平等中介效應的區域異質性檢驗結果,結果顯示收入不平等的中介效應在東部地區顯著,而在中部和西部地區不顯著。

表7 收入不平等路徑的中介效應檢驗

遞歸方程估計中介效應可能存在檢驗力較低的問題,而Bootstrap則具有較高的統計效力。為進一步確定中部和西部實證結果穩健性,利用Bootstrap分析收入不平等的中介效應。(4)中部地區收入不平等直接效應估計值和間接效應估計值均不顯著;西部地區收入不平等直接效應估計值為0.078(p值為0.000),置信區間為(0.040,0.116),置信區間不包含0。收入不平等間接效應估計值為0.0002(P值為0.707),不顯著。Bootstrap取樣次數設置為500,置信度為90%。從中部地區估計結果看,Bootstrap法檢驗結果顯示,中部地區城市房價上漲影響家庭消費結構升級的直接作用和間接作用估計系數均不顯著。從西部地區估計結果看,Bootstrap法檢驗結果顯示,西部地區城市房價上漲影響家庭消費結構升級的直接效應顯著為正,而間接效應不顯著,即收入不平等也不是西部地區房價上漲影響家庭消費結構升級的中介變量。因此,在Bootstrap法檢驗下依然可知收入不平等的中介效應在中部和西部并不顯著。

(四)穩健性分析

1.工具變量法?？紤]到城市房價上漲與家庭消費結構升級之間可能存在反向因果關系,造成模型估計偏誤,借鑒陳斌開等(2018)[31]選取省級人均土地購置面積(LNPCLPA)作為房價上漲的工具變量進行2SLS估計,表8匯報了采用兩階段二乘法進行估計的結果。第(1)列一階段回歸結果可知,人均土地購置面積估計系數顯著為負,即人均土地購置面積越高的地區,其商品房銷售價格就越低,符合理論預期。第(1)列兩階段最小二乘法估計結果顯示房價上漲1%,家庭發展享受型消費支出占比降低0.87個百分點,遠大于基準回歸結果估計系數0.122(表1第(2)列)?？梢?城市房價上漲確實抑制家庭消費結構升級。

表8 房價上漲對家庭消費結構升級的影響(工具變量法)

表8第(2)～(4)列為房價上漲對持有不同房產數量家庭消費結構升級的異質性影響,兩階段最小二乘法估計結果顯示,城市房價上漲顯著抑制一套房家庭消費結構升級,而對無房家庭存在不顯著的負相關關系,對多套房家庭存在不顯著的正相關關系,表2的估計結果是穩健的。表8第(5)～(6)列匯報了家庭人口結構差異下房價上漲對家庭消費結構升級的影響,實證結果發現商品房銷售價格顯著為負,家庭男性兒童占比估計系數不顯著,而家庭男性兒童占比與商品房銷售價格的交乘項在1%的水平上顯著為負,家庭老年人口占比與商品房銷售價格的交乘項在10%的水平上顯著為負。由此可知,男性兒童占比、老年人口占比越高,房價上漲對這類家庭消費結構升級的抑制效果更大,則表3的估計結果是穩健的。表8最后三列匯報了房價上漲的區域異質性估計結果,回歸結果顯示,城市房價上漲顯著抑制東部地區家庭消費結構升級水平,而對中部和西部影響不顯著,表4的估計結果是穩健的。

進一步,考慮到收入不平等與家庭消費結構升級可能同時會受到某些不可觀測的個體特征、地區特征等因素的影響,使模型存在遺漏變量或者反向因果問題,將同一個縣級除自身以外其他家庭平均收入不平等作為自身家庭收入不平等的工具變量進行兩階段最小二乘法估計。表9匯報了采用工具變量法重新估計收入不平等對家庭消費結構升級的影響。一階段回歸結果顯示工具變量與主要解釋變量之間存在顯著的正相關關系(估計系數在1%置信水平上顯著為正),二階段回歸顯示收入不平等估計系數顯著為負,即收入不平等的擴大不利于家庭消費結構升級水平的提高。具體來說,每提高一個單位收入不平等,家庭消費結構升級水平降低0.309個單位,該結果與表5第(2)列估計結果基本一致,表5的估計結果是穩健的。采用工具變量法進行異質性分析也發現,收入不平等的擴大不利于低收入群體、農村群體以及東部和中部地區家庭消費結構升級水平的提高,表6的估計結果是穩健的。

表9 收入不平等對家庭消費結構升級的影響(工具變量法)

2.聯立方程模型。房價上漲、收入不平等、家庭消費結構升級三者之間可能存在互為因果關系,采用單方程模型很難完整有效地表達出房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級之間的相互作用關系,但如果使用聯立方程模型則不存在這樣的問題。將房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級視為內生變量,構建結構式聯立方程模型,采用三階段最小二乘法估計房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級三者間的關系,聯立方程模型設計如下:

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)為家庭消費結構升級方程,式(10)為收入不平等方程,式(11)為房價上漲方程。Kijt、Zijt、Nijt分別為控制變量,其他變量與前文一致。

表10匯報了采用三階段最小二乘法對式(9)～(10)進行回歸的估計結果。前3列為全樣本回歸結果,后9列為分樣本回歸結果。表10第(2)列收入不平等方程估計結果顯示,商品房銷售價格在1%的水平上顯著為正,即城市房價上漲擴大收入不平等。第(1)列全樣本消費升級方程估計結果顯示,收入不平等估計系數在1%置信水平上顯著為負,即收入不平等程度擴大抑制家庭消費結構升級?？梢?城市房價上漲在抑制家庭消費結構升級的同時,也會通過加劇收入不平等,間接抑制家庭消費結構升級,該結論與前述表7第(1)(2)列所得結論一致。分區域看,從第(5)(8)(11)列收入不平等方程估計結果顯示,城市房價上漲顯著提高東部和中部地區收入不平等,而對西部地區收入不平等產生正向不顯著的影響。從第(4)(7)(10)列消費升級方程看,收入不平等顯著抑制東部地區家庭消費結構升級,而對中部和西部家庭消費結構升級存在不顯著的正向影響。通過分區域中介效應檢驗結果顯示,東部地區與全國樣本一致,收入不平等是城市房價影響家庭消費結構升級的中介變量,而在中部地區和西部地區則不存在中介效應。由此可知,表7的估計結果是穩健的。

表10 房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級(3SLS)

3.替換被解釋變量。采用消費結構升級系數作為被解釋變量估計房價上漲對家庭消費結構升級的影響結果。全樣本估計下房價上漲抑制家庭消費結構升級。從家庭房產數量異質性角度看,城市房價上漲顯著抑制一套房家庭消費結構升級水平,而對無房家庭和多套房家庭影響不顯著。從家庭人口結構異質性角度看,男性兒童占比、家庭老年人口占比越高,房價上漲對這類家庭消費結構升級的抑制效果就越大。因此,替換被解釋變量之后,所得結論仍與表1、表3、表4所得結論一致。

同時,采用消費結構升級系數作為被解釋變量估計收入不平等對家庭消費結構升級的影響結果與前文基本一致。全樣本估計結果顯示,收入不平等在5%的水平上顯著為負,與表5第(2)列估計結果方向一致。從收入不平等影響家庭消費結構升級的異質性估計結果看,收入不平等的擴大,依然顯著抑制低收入家庭、農村家庭、東部和中部地區家庭消費結構升級水平,該結論與表6估計結果一致?？梢?表5和表6的估計結果是穩健的。

從收入不平等中介效應檢驗結果看,式(1)估計城市房價估計系數在1%的水平上顯著為正,即房價上漲顯著提高收入不平等。式(4)在式(1)基礎上加入收入基尼系數后,房價估計系數在5%的水平上顯著為負,收入基尼系數估計系數也在5%的水平上顯著為負,且房價估計系數絕對值由表1第(2)列的0.122下降到0.115,收入基尼系數的估計值與城市房價估計系數的乘積為負,與城市房價對消費升級系數的估計系數符號一致,故收入不平等是房價上漲影響家庭消費結構升級的中介變量,其中介效應占總效應的比例為8.70%,表7前兩列估計結果是穩健的。

分區域看,商品房銷售價格顯著抑制東部地區家庭消費結構升級,而對中部和西部分別呈不顯著的正向影響,與表4估計結果基本一致。商品房銷售價格顯著擴大東部和中部地區收入不平等,縮小西部地區收入不平等,與表7第(3)(5)(7)列估計結果一致。聯合考慮房價和收入不平等后,商品房銷售價格顯著抑制東部地區家庭消費結構升級,而對中部和西部地區家庭消費結構升級的影響不顯著。收入不平等顯著抑制東部和中部地區家庭消費結構升級,促進西部地區家庭消費結構升級,與表7第(4)(6)(8)列估計結果基本一致。由此可以判斷,收入不平等在房價上漲影響家庭消費結構升級過程中的中介效用僅在東部地區顯著,故表7第(3)～(8)列估計結果是穩健的。

4.替換解釋變量。使用住宅商品房銷售價格對上文實證結果再次進行穩健性分析?？紤]到基尼系數的計算方法對處于收入分配中高收入階層家庭更敏感,其估算結果有一定的局限性,故使用泰爾指數計算收入不平等并對實證結果重新估計。

從房價上漲與家庭消費結構升級之間關系看,房價上漲顯著抑制家庭消費結構升級,且男性兒童占比、家庭老年人口占比越高的家庭消費結構升級的抑制效果更加明顯,估計結果是穩健的。房產數量異質性結果均不顯著,但考慮到反向因果問題,使用工具變量法再次檢驗,其結論是穩健的。從收入不平等與家庭消費結構升級之間的關系看,收入泰爾指數也顯著抑制家庭消費結構升級,且這種抑制效果在低收入群體、農村戶口家庭以及東部和中部地區顯現得更加顯著,與前文的估計結果一致。

從收入不平等的中介效用看,結果也均是穩健的。首先從全樣本估計結果看,住宅商品房銷售價格對家庭消費結構升級估計系數在5%的水平上顯著為負,即住宅商品房銷售價格上漲抑制家庭消費結構升級。住宅商品房銷售價格對收入泰爾指數的估計系數在1%的水平上顯著為正,即住宅商品房銷售價格上漲擴大收入不平等。將房價和收入不平等全部納入模型估計發現,住宅商品房銷售價格估計系數絕對值由0.135下降到0.118,且收入泰爾指數對發展享受型消費占比的估計系數與房價對收入泰爾指數的估計系數的乘積為負,與房價對家庭發展享受型消費占比的估計系數符號方向一致,故收入不平等是房價上漲影響家庭消費結構升級的中介變量。

分區域來看,住宅商品房銷售價格顯著抑制東部地區家庭消費結構升級,而對中部和西部分別呈不顯著的正向影響,同時住宅商品房銷售價格顯著擴大東部地區收入不平等,縮小中部地區收入不平等。聯合考慮房價和收入不平等后,住宅商品房銷售價格依然顯著擴大東部地區家庭消費結構升級,而對中部和西部地區家庭消費結構升級的影響不顯著。收入不平等顯著抑制東部和中部地區家庭消費結構升級,促進西部地區家庭消費結構升級,但西部地區估計結果不顯著。綜上所述,收入不平等在房價上漲影響家庭消費結構升級過程中的中介效用僅在東部地區顯著。

五、研究結論與對策建議

基于2014年和2016年中國勞動力動態調查數據(CLDS)以及地市級層面房價數據,采用雙向固定效應模型、工具變量法、聯立方程模型考察房價上漲、收入不平等與家庭消費結構升級之間的關系。研究結果表明:房價上漲抑制家庭消費結構升級,且房價上漲主要降低家庭發展型消費份額。從異質性角度看,房價上漲對單套房、東部地區以及男性兒童占比和老年人口占比較高家庭消費結構升級的抑制效果更加明顯;其次,收入不平等程度的擴大不利于家庭消費結構升級,且主要降低了低收入、農村以及東部和中部地區家庭消費結構升級。最后,收入不平等的中介效應顯著,即城市房價上漲不僅可以直接抑制家庭消費結構升級,而且也可以通過加劇收入不平等間接抑制家庭消費結構升級,且從區域異質性結果看,收入不平等的中介效應僅在東部地區顯著,而在中部和西部地區不顯著。

基于以上研究結論,提出如下對策建議:

第一,因城施策,健全房地產市場穩定發展機制。在房價水平較高的東部和中部地區,房價上漲抑制家庭消費結構升級,而在房價水平較低的西部地區,房價上漲對其影響正向不顯著。因此,政府在繼續調控房價的同時,要因城施策,一方面要控制西部地區房價上漲處在合理范圍內以保證西部地區居民消費升級,另一方面要遏制東部與中部地區因炒房、投機等行為造成房價上漲持續攀升。與此同時,時刻關注一套房、家庭男性兒童占比、家庭老人占比較高這類家庭對剛性房屋和改善型房屋的需求,尤其是在放開二胎政策以及當前我國老齡化增速迅猛的背景下,家庭房屋購買意愿可能增加,家庭負擔壓力增大。政府應該鼓勵構建新型婚育文化,抵制天價彩禮、大操大辦等婚嫁陋習。

第二,進一步優化民生財政支出結構,提高家庭風險抵御能力,縮小社會不平等程度。研究發現收入不平等程度的擴大主要降低了低收入、農村以及東部和中部地區家庭消費結構升級水平。其中低收入群體家庭風險抵御能力較弱,儲蓄意愿更強。東部和中部地區房價過高,生活成本較高,部分中低收入家庭為了縮小與中高收入群體差異,消費意愿也較低。因此,政府應進一步提高弱勢群體社會、醫療、教育、住房保障等方面民生財政支出,為弱勢群體構建良好的生存與發展環境,提高家庭消費意愿。同時,鼓勵弱勢群體通過教育以及自身的努力縮小差距,提高社會整體收入水平。