【房价波动对居民消费的影响实证分析：以长三角为例14000字】

II引言房价，一直都是政府、居民、金融机构、企业等较为关注的热点问题。近年我国部分重点城市房价上涨较快，2011-2021年，35个大中城市房价上涨情况见表1，大部分城市房价涨幅超过100%，深圳、厦门、北京等城市房价涨幅居前，这些城市房价涨幅超过200%。大部分重点城市房价波动较大。2011-2021年，35个大中城市房价涨幅特征，见表2，多数城市房价波动幅度在30-40个百分点之间。可以说房地产市场是影响我国经济走势的主导力量之一。由于快速的城市化，家庭购房需求也在不断上升，导致很多家庭把其收入的绝大部分用来支付住房消费，房屋资产是很多人选择的一项重要投资，变为我国居民家庭财富组成中的一个重要部分，同时也逐渐成为影响居民日常消费决策的一个重要考量。政府工作报告多次指出，坚持房子是用来住的，不是用来炒的定位，致力培育消费新增长点。现阶段我国经济体制改革也经济进入深水区，怎么样减少经济增长对房地产的依赖，调整我国经济结构显然是一个值得深入思考的话题。实际上我国已经出台了一系列政策，但是很多城市房价上涨的趋势依旧保持。在政府频繁调控房产行业的背景下，一个关键所在就是去理解房价波动和居民消费之间到底有什么样的关系，房价的波动存不存在所谓的房地产财富效应或者是消费挤出效应，然后对居民消费造成影响，而这种影响又是通过什么样子的途径实现的，哪些因素起着一定的作用，这些问题都是需要深入探究的。表12011-2021年35个大中城市二手住宅价格涨幅城市2011年2021年期间涨幅城市2011年2021年期间涨幅深圳1565963380304.8%南昌602912588108.8%厦门1138644540291.2%重庆604012591108.4%北京2111864410205.0%长春47879938107.6%广州1153533917194.0%海口747215424106.4%呼和浩特411211639183.1%成都770715770104.6%武汉654818300179.5%兰州61581221598.4%合肥567015769178.1%长沙55091089897.8%石家庄543114984175.9%贵阳5014976094.7%福州992426555167.6%乌鲁木齐4418846091.5%西安588814862152.4%沈阳57721093289.4%济南747618700150.1%南宁64351198686.3%郑州596814236138.6%昆明71981304681.2%南京1308031077137.6%杭州188983105564.3%西宁36858651134.7%大连104401559749.4%上海2332353077127.6%宁波140802054145.9%青岛981922282126.9%哈尔滨75161090445.1%天津1190525525114.4%银川4621620134.2%太原574212222112.8%注：数据来源于中国房地产业协会房价行情网。表22011-2021年35个大中城市二手住宅价格年涨幅最大值、最小值城市最小值最大值波动幅度（百分点）城市最小值最大值波动幅度（百分点）石家庄-4.4%54.6%59.0深圳2.7%37.3%34.6西安-2.0%52.2%54.2大连-4.9%29.6%34.5海口-8.8%44.1%53.0上海-3.9%30.1%34.0合肥0.4%49.3%48.9郑州-3.6%29.7%33.3福州-3.8%44.1%47.9西宁-0.4%32.7%33.1济南-2.9%44.4%47.3长春-3.7%28.7%32.5天津-5.1%40.0%45.1沈阳-5.2%27.2%32.4呼和浩特-1.9%42.8%44.7广州3.3%34.7%31.4成都-4.2%40.1%44.3宁波-7.1%23.4%30.5青岛-3.6%39.1%42.7昆明-4.6%23.7%28.3武汉-2.1%39.6%41.7太原1.4%29.4%28.0厦门-1.1%40.2%41.3南昌-1.3%24.2%25.6重庆-5.3%35.7%41.0哈尔滨-4.4%21.0%25.4贵阳-0.1%40.7%40.8南宁-1.5%23.9%25.4乌鲁木齐-6.8%34.0%40.8南京-1.0%24.2%25.2杭州-8.0%32.6%40.6兰州-0.7%22.4%23.0长沙-2.0%36.9%38.8银川-5.8%12.7%18.4北京-1.8%35.2%37.0注：根据中国房地产业协会房价行情网数据。从微观角度看，短期内房价上涨过快会使有购房需求的居民减少消费支出以此来增加个人储蓄，甚至会造成一定程度社会不稳定因素，例如工作压力剧增；生活质量下降；产生失业恐惧心理；城市的常住人口流失等等。从另一个宏观角度看，房地产不仅是一种投资商品，也是一种消费品。楼市价格的不断上涨，使得房产拥有者的财富不断增加，从而促进了消费，加快了经济增长。这也加大了无房人群的购房压力，从而抑制了消费，导致经济增长放缓或停滞。现在正处在我国快速城化的中后期阶段。在此背景下，要稳步发展房地产业，使房价健康有序增长，从而带动国家经济快速增大。因此，研究房产价格变动对居民消费的影响具有重要的现实意义。第1章文献综述房价波动是社会各界关注的热点，与宏观经济关系密切，是房地产相关学者关注的焦点。关于房价波动的研究，国外学者如Elizabeth（2010）、DieciandWesterhoff（2016），国内学者如李文斌和宋斌（2009）、唐旭君和姚玲珍（2014）等应用存量—流量模型，研究房价波动。还有学者应用住房消费跨期决策模型（任渝等，2016）、预期理论（LanandWang，2014）等，从不同角度研究房价波动。房价波动与房地产市场有效性密切相关，市场有效性程度不同，价格波动会表现不同特点。国内外学者通过大量宏观或各种微观分析资料及数据和各种实证分析方法分析了房地产市场价格对于我国居民消费的直接影响，结论大致可分为三种：房地产市场价格波动对我国居民消费增长有一定的抑制作用、房地产市场价格波动升对我国居民消费增长有一定促进作用、房地产市场价格波动对我国居民消费增长没有作用或者作用很小。房地产市场价格波动对我国居民消费增长有一定促进作用的文献，其中Case（2005）对于房地产价格与消费的关系的研究认为：存在房地产财富效应且与股票的财富效应相比，前者对国民消费的消费水平更有影响。缪萍萍（2018）以安徽省2010-2017年的季度数据为例，基于VAR模型，运用协整分析、因果检验、脉冲响应和方差分解等方法进行了实证分析。研究结果表明，长期以来，房价的波动对安徽省居民的消费产生了明显的财富效应，同时，可支配收入对消费具有正效应。常晔（2014）利用1991-2012年全国时间序列数据，建立了房地产价格和CPI指数与消费需求增长的VEC模型，并充分利用脉冲响应函数深入分析了各相关变量之间的长期均衡关系，结论认为，房地产价格的上涨在一定程度上抑制了部分居民的消费水平，同时也刺激了其他居民的消费欲望。这两种效应是相互叠加的，总的结果是房地产价格的上涨会增加居民的消费。房地产市场价格波动对我国居民消费增长有一定的抑制作用的文献，其中朱新玲和黎鹏（2006）利用格兰杰因果关系检验和协整的实证结果进行分析，发现房地产价格的上涨不会直接导致居民消费支出的增加，而是让消费资金流入房地产交易，产生替代效应，减少消费。肖宏（2008）认为房地产市场价格的财富效应是负的，房价的上涨会抑制消费支出。统计显示，房地产的边际消费倾向为-0.0281，这意味着房地产价格每上涨10%，城镇居民人均消费支出将下降0.28。房地产市场价格波动对我国居民消费增长没有作用或者作用很小的文献，其中韩丽鹏（2010）等人建立了面板数据模型，以中国35个大中城市的经济为基础，分析了房地产市场价格的财富效应。结果表明，我国35个大中城市中，大部分城市不存在房地产价格财富效应。高波和王辉龙（2011）基于2000-2009年长江三角洲16个城市的面板统计数据，将房地产价值纳入消费效用函数，并通过两阶段模型进行了实证检验。结果表明：短期内，房价上涨将导致长三角地区居民生活水平下降，但是受影响的程度小；长期来看房地产价格的上升对长三角居民生活支出的水平高低没有明显的影响。但上述文献有诸多局限性：第一，应用线性计量的方法进行研究，房地产市场是复杂的非线性系统，房价波动复杂，线性方法难以准确刻画房价波动特征。第二，对于房地产市场有效性研究多是基于Fama有效市场理论（EMH），Fama有效市场理论的前提假设是期望收益变化呈正态分布，在实际中很难成立。第三，对于房地产市场有效性研究，上述研究只是做出“接受”或“拒绝”，均没有对房地产市场有效性程度进行度量，缺乏对房地产市场有效性程度的量化。第2章房价波动影响居民消费的理论分析2.1房价波动影响居民消费的理论基础2.1.1凯恩斯的绝对收入假说1930年前后，著名经济学家凯因斯就曾经表示，居民总消费与总收入之间有着密切的联系，用公示可以表示为：C=a+bY（2.1）其中，C代表当期的消费总额；Y代表特定时期消费者的总体收入；b代表边际消费倾向（0＜b＜1）。理论认为，在一定时期内，消费量与收入之间确切地存在某种关系，就这一段时间内，当前影响消费的最关键的因素就是绝对收入。绝对消费收入理论将消费总额的变化量与总体收入两者的比值记为边际消费倾向，消费是会随着收入的变化变化的，但是收入增大幅度大的时候，消费尽管也会增加，但其所占比例可能会有所下降。凯恩斯的假说在早期对当代的经济理论有着极大的影响与指导意义，但它也并不是没有任何缺陷的，因为它忽略了财富变动与消费的影响效应关系，只是个即期模型，很大程度上是主观推测，缺乏合适的微观基础。随后，1940年前后，经济学家杜森贝里也发表了有关的相对收入假说，认为当期消费在根本上取决于收入，而且是由自己的收入水平与其他人的收入水平一起影响自己的消费理念，由于消费是一种社会行为，具有很强的示范效应。由于社会示范效应的存在，人们之间的观念的相互影响会对消费起到很强的影响力。在一般情况下，个人消费尽管会随着个人的收入增长，但由于这种习惯的社会影响，收入如果减少，消费水平并不会改变。杜森贝里的相对收入假说间接的表明消费对于经济周期稳定的作用，但其并未将财富因素纳入理论中，因此也为后续消费函数理论的继续发展提供了研究重点。2.1.2莫迪利安尼的生命周期假说1950年前后，莫迪利安尼（FrancoModigliani）发表了自己的生命周期假说。人在消费上是有理性的，是会尽可能的长远规划，以取得能够对自己更好的消费体验，在不断对比中规划出生命周期中最合理的方案，使得自己能够一直受益于该方案。假说表明，人的消费量不仅仅收到当期收入的影响，而且也会受到这阶段整体生活水平与的长期收入的影响，一个想要长期受益的人就需要根据自己一生的收入与储蓄来做消费做合理的安排，使得自己在整个人生中的收支持平，家庭的消费函数是：C=aWR+cYL（2.2）式中，C为消费支出，WR为财产收入，Yct=(b1+b2∙β)∙Y在每一个的特定阶段里，消费都会充斥着人的一生。为了能够更好的生活，人们往往会早早的开始储蓄，努力赚钱，以维持在老年的时候养老所需要支出的消费。随着整个人生中总体财富的累积，人的消费水平才会整体提高。在我国，房产是一个重要的财产，其价值的增幅也会很大程度上影响一个人的消费。房产价格持续上升，就意味着消费支出量的持续增长。2.1.3弗里德曼的持久收入理论美国经济学家弗里德曼（Friedman）在1950年前后提出著名假说——收入持久假说，即消费者的消费并不单单只取决于现有收入，而是纵观一个持久性的阶段收入，以此来确定自己的消费决策。我们将一个消费者的收入氛围暂时性收入与持久性收入，那么决定消费者消费决策的就是两者之和，即消费者总收入，如果说消费量能够等于消费者总收入，那么就说明消费能够长远进行，两者存在稳定的关系。即：Ct=cYtp=cθYt+c(1-目前，我国房产市场持续上行，人们对房产价格已经有了一定的心理预期，而消费者是否决定购买住房就取决于消费者当前的收入以及可预期到的这一阶段的持续性收入，房价的持续上升Yt2.2房价波动影响居民消费的传导机制2.2.1房价波动对消费产生财富效应的机制分析对于财富效应给予定义：在不考虑其他因素的情况下，人们的消费决策会受到货币余额的影响，这就是所谓的实际余额效应。货币余额其实说的就是人们的资产，包括有两种，一种是金融资产，就是我们拥有的能够流通的资金；另一种是非金融资产，就包括拥有的实物以及房屋，也就是说现有资产余额一定程度上就会影响消费的决策。对于房地产财富效应的传导过程，其主要的传导渠道有两种：一种为实现的的财富效应，另一种为未实现的财富效应。实现的财富效应表现在拥有多套住房住房的家庭中，在已经满足自身住房的需求后，就会将多余的房屋进行投资，即将多余的房屋也用来租或卖。在多数情况下，房价上涨的时候，其对应的价值也有所上升，许多筹划者会选择将多余的房屋进行抵押以换取在银行的贷款，使得可支配收入增加，以此进一步促进消费。未实现的财富效应，是指那些仅仅是为了满足自身住房需求也没有近期购买房屋的需求的消费者。对这类消费决策者来说，房价上涨时期，会因为自身需求，不会售卖或者抵押房屋以增加自己的可支配收入，所以这类消费者并不会收到房价的影响而改变自己的消费。2.2.2房价波动对消费产生挤出效应的机制分析“挤出效应”这个概念是宏观经济学上的，它指的是政府支出增加，使得民间对投资的信心减少，进而引起私人投资进一步下降，这些原因一起导致了国民收入的减少。近几年房地产行业的发展在整个社会经济体系中同样产生了类似的“挤出效应”。房价波动对消费具有重要的挤出效应，会挤出居民的消费。例如，当房价上涨时，居民往往牺牲其他消费来买房。而且房价上涨越快，居民为了买房需要的支出越来越多，挤出对居民家庭花费支出的影响就更加突出。此外，还有一种“虹吸效应”伴随着挤出效应的存在而产生。虹吸效应在经济学中是指经济体中某个经济主体自身的优势突出，这种优势地位对周围的生产要素产生了较为明显的吸引，别的要素倾向向其靠拢，别的经济体的发展基础受到影响就被削减至较低了。在房地产市场和宏观经济的发展中也存在着一种“虹吸效应”。高收入者会购买更多的房子进行投资因为基本的居住需求已经被满足了，但对于没有房子、收入也比较低的人来说，住房是刚需，是生存的需要。随着房价上涨，没有房子的低收入和中等收入家庭负担不起目前的房价，他们为了花钱买房子，甚至会用掉几代人的积蓄，因此很明显的，这部分人口对非房地产商品的消费将减少，也就是说购房需求挤出了消费支出。2.2.3双重效应的影响住房是有自己的价值的，所以住房不仅仅可以被购买者拿来居住与消费，其价值依旧可以用来进行投资。消费和投资在影响机制中的作用并不相似，双重作用共同作用于房价的波动上涨影响居民消费的过程中，分析房价上涨对消费影响如果仅仅是单一的角度，其实都是非常片面失实没有意义的。很容易了解到不同收入阶层，不同年龄段，是否拥有自主产权的房产等对房价上涨都会有不同的反应。对于不同特征的经济主体，其影响不尽相同，正是财富效应和挤出效应的共同作用，才能最终确定房价波动是促进还是抑制了消费，另一方面，对于已经拥有住房的家庭，在考虑投资房产的过程中也会因为住房数量、家庭收入等的影响产生不同程度的财富效应与挤出效应，房价对消费是促进还是抑制最终取决于双重效应的合力效果的影响。第3章研究设计3.1假设提出理论上，房价对家庭消费具有直接的财富效应，最直观的理解便是当房价上升时，房屋资产会增值，刺激家庭消费也将会随之增加。房价对家庭消费具有流动性约束效应，也就是当房价上升时，有房家庭可以借助信贷市场，其拥有的住房资产可以被用来抵押贷款，解决家庭的流动性约束问题就可以使用这笔贷款，房价上升对增加贷款额度是有利的，从这个角度来看，也可以促进有房家庭消费。依据以上的理论分析，本文提出假设1：房价波动对有房家庭消费具有显著的正向影响。房价波动影响居民消费的一个关键因素是家庭收入。高收入家庭在满足了基本住房需求后投资需求较大，但是对于低收入家庭，有房的家庭可能也会受到房地产财富效应的影响，但房价上涨会明显使他们的预防性储蓄变多，使得整体上可能会不显著，所以本文提出假设2：收入在房价波动影响居民消费的传导机制中存在调节效应。不同的家庭群体对买房和消费的态度存在一定的差异性，尤其在长三角地区各城市这种发展现状还不平衡的情况下，受到金融市场、房地产市场体系的发展完善程度的影响，房价波动对居民消费的影响同样会存在不同程度的差异，对拥有不同住房数量的不同家庭，传导机制影响程度也会不同，微观家庭的差异代表着各家庭消费行为的差异，这些都是研究需要考虑的因素，因此本文提出假设3：房价波动对居民消费的影响存在不同角度的异质性。3.2数据来源本文使用的宏观经济层面数据，即长三角地区各省市住宅商品房平均销售价格来源于国家统计局网站（）。使用的微观家庭层面数据是来源于《长江三角地区居民消费汇总记录》与中国家庭追踪调查（ChinaFamilyPanelStudies，CFPS）数据库。本文出于研究的目的，选取了2014年、2016年以及2018年CFPS的家庭样本共36133个构建一个非平衡面板数据，从而有效提高实证估计结果的精确性。实证分析部分的处理过程是使用Stata.软件完成。3.3变量说明3.3.1被解释变量被解释变量：本文的被解释变量采用居民家庭消费，具体包括四种，分别是总消费（C）、基础消费（Basc）和高层次商品消费（Highlc）和其他消费（Others)。根据国家统计局公布的分类标准，CFPS数据库中的家庭总支出可以分以下四大类：（1）消费性支出：主要是家庭日常的衣食住行用等生活开销，参照国家统计局的家庭支出项目统计，具体又分为8个子项目：日常消费支出（daily）、衣着支出（dress）、食品支付（food）、居住支出（house）、医疗保健支出（med）、交通通信支出（trco）、文教娱乐支出（eec）以及其他支出（other）。居民消费支出是家庭最主要的支出，构成了家庭总支出的85%以上。（2）转移性支出：主要指家庭对非同住亲戚、朋友的经济支持和社会捐助等。（3）福利性支出：主要指家庭购买商业保险、医疗保险及缴纳各类养老保险的支出。（4）建房及购房支出：家庭用于建房或购房的支出。借鉴黄隽（2018）的研究，本文将长三角地区居民消费进一步划分为基础消费、高层次消费和其他消费。本文将消费性支出中的前四类支出划为基础消费，后四类支出划为高层次商品消费，消费性支出之外的归为其他消费，居民总消费是这四大类消费的总和。3.3.2解释变量本文的核心解释变量为住房价格lnhp和城市房价变动序列的Hurst指数，其中，住房价格为住宅商品房年平均销售价格，波动指数为本年本市的房价均值对上一年房价均值的增速。3.3.3控制变量控制变量本文的控制变量首先包括包括长三角地区居民家庭的特征变量：家庭人口规模（familysize）和家庭住房数量（n）；房子当前市价（marketprice），家庭收入（income)，家庭现金及存款总额（savings)，房贷支出（mortgage）。3.4模型构建为了更深入地对房价波动与不同居民消费的关系进行研究，采用双向固定效应回归模型，对非平衡的面板数据进行回归分析，将基准模型设为：LnCi,t=β0+β其中，t代表时间，i代表各个家庭，被解释变量为家庭消费Ci,t取对数，核心解释变量P为房价取对数lnhp或房价波动指数，为避免微观个体差异对回归结果的影响，本文向其中加入了控制变量controli,t，ui代表个体固定效应，vLnCi,t=β0+进一步地，考虑到在不同收入阶层的居民中，他们的消费行为必定也有着不同的表现，比如收入较高的家庭已经满足了基本的住房需求，实际上是不太可能还向低收入的家庭一样为了买房而省吃俭用，将收入的很大一部分用来储蓄预防而不用来消费。ChamonandPrasad（2010），陈斌开等（2013）的研究结果都一致表明收入越低的家庭，房价对储蓄率的影响对收入低的家庭是更大更明显的，家庭如果收入较高则相对较小，本文通过加入家庭收入Yi,t与房价变量的交互项，来检验收入在房价波动对居民消费影响的传导机制中所起到的调节效应，CFPS数据库中的收入数据包括经营性、财产性、转移性、工资性以及其他收入这五种，居民第4章实证分析4.1描述性统计根据人口数量划分城市等级。2014年国务院印发《关于调整城市规模划分标准的通知（国发〔2014〕51号）》，指出原有的城市规模划分标准已难以适应城镇化发展等新形势要求，明确了新的城市规模划分标准。以城区常住人口为统计口径，将城市划分为五类七档，，表3为2019年长三角地区部分大中城市房地产投资基本情况。可以看出各等级城市房地产投资总量水平阶梯特征较为明显。表3长三角地区部分大中城市经济与房地产投资及占全国比例情况等级城市全社会固定资产投资（亿元）房地产投资额(亿元)一线上海7246.63856.5二线南京6215.22170.2杭州5857.02734.2宁波5009.61374.5三线无锡4967.51201.9扬州3690.1401.6温州4178.51024.2金华2200.5371.6图1绘制了2010年至2019年长三角地区住宅商品房年平均销售价格的折线统计图，从图中可以直观的看到长三角地区房价正逐年上涨。图1住宅商品房年平均销售价格变动表4是变量的描述性统计，可以看出长三角地区居民总消费的平均值约为82020元，其中包括消费性支出与其他支出两部分，在消费性支出中基础消费的平均值大约为39363元，在家庭总消费中的占比是很高的，高层次消费的均值约为17127元，在总消费中是占比稍微较低的部分。房价的均值约为7598元/平方米，并且21.25%的家庭房价都比该平均值高一些，可以看到长三角地区目前核心城市房价居高不下的现状。从家庭内部来看，家庭人口规模的平均值为3.75，说明三口之家是典型的家庭模式，住房数量的均值为1.215，表明长三角地区大部分家庭仅拥有一套住房。表4相关变量及描述性统计类型变量名称符号样本数均值标准误差最小值最大值被解释变量总消费C3486382019.33916225.601.00e+08基础消费Basc3431239362.9863046.504580380高层次消费Highlc3502417127.3426875.6701312000其他消费Others3537310726.2929048.9602066004核心解释变量住房价格hp360487597.985451.635369437420.19lnhp360488.7500640.4648.21410.530房价增速hpir360480.0870.157-0.7901.143类型变量名称符号样本数均值标准误差最小值最大值控制变量家庭人口规模familysize361323.7491.905121家庭住房数量n361321.2150.50817家庭收入income3554274435.33188369.301.14e+07房子当前市价marketprice36132250.227144.7181453家庭现金及存款总额savings36132120.895137.9731420房贷支出mortgage36012264.5754345.82605600004.2房价波动影响居民消费的基准回归分析将居民总消费的对数作为被解释变量，以住房价格的对数和房价波动指数作为解释变量，运用固定效应模型来回归。表5即为房价影响消费的基准回归结果，其中，列1和列2表示以房价作为核心解释变量，列3和列4表示以房价波动指数作为核心解释变量，分别再依次加入控制变量后的结果。从回归结果可以看出，房价对总消费具有显著的正向影响，当房价每上涨1%时，总消费也会上涨0.04%，与此同时，家庭人口规模、家庭住房数量、家庭收入、房贷支出和房子当前市价都对家庭总消费有显著的影响，房价波动指数对总消费的影响在10%的水平上显著，房价增速总体呈现先上涨后下降的态势，属于市场正常的调节。一方面，随着房价上涨，有房家庭可通过住房变现收益等降低家庭的流动性约束，提升家庭的财富水平，另一方面，房价上涨提升家庭财富在某种程度上是家庭预防性储蓄的一种替代形式，因此家庭倾向于选择降低储蓄，提高消费水平，这也表明，综合考虑财富效应和挤出效应，房价上涨对长三角地区居民总体消费存在促进作用。表5房价影响消费的基准回归变量名称（1）（2）（3）（4）lnClnClnClnClnhp0.034**0.041***（2.81）（3.68）hpir0.026*0.023*（1.19）（1.16）familysize0.063***0.062***（11.07）（10.91）n0.116***0.116***（8.57）（8.57）lnincome0.212***0.212***（21.46）（21.58）lnsavings-0.003-0.003（-1.25）（-1.24）lnmortgage0.068***0.068***（9.47）（9.49）lnmarketprice0.039***0.039***（5.43）（5.48）_cons10.314***7.743***10.613***8.090***（96.93）（54.86）（2495.70）（73.29）个体固定效应YESYESYESYES年份固定效应YESYESYESYESR-sq0.01540.39480.00870.3901注：（1）***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）括号内为统计量t的值。4.3收入在房价波动影响消费中的调节效应分析在不同收入阶层的居民中，居民消费行为也表现不同，对于收入较高的家庭来说，他们其实不太可能为买房而增加储蓄减少消费，毕竟已经满足来基本的住房及生活需求，而对收入较低的家庭来说，住房的需求会大大影响他们的消费支出决策。进一步分析房价影响消费的路径，房价波动对居民消费的影响主要有两种传导渠道，直接和间接，直接的传导指的是房价上涨直接促进家庭消费的增加，间接传导路径指房价可能通过财产性收入变动从而间接影响消费。因此本文通过加入家庭总收入与房价变量的交互项，来检验收入在房价波动对居民消费影响的传导机制中所起到的调节效应。表6收入的调节效应检验结果变量（1）（2）（3）lnClnClnClnhp0.029**0.035***0.111***（2.59）（2.86）（11.37）lnincome0.234***0.487***（23.33）（23.05）Lnproperty0.008***（3.25）Lnhp×lnincome0.045***（6.00）其他变量控制控制控制个体固定效应YESYESYES年份固定效应YESYESYESR-sq0.37050.02330.3804注：（1）***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）括号内为统计量t的值。检验结果如表6所示，模型（1）和（2）仅包括了控制变量，模型（3）引入了中心化后的家庭收入与房价对数的交互项，结果显示收入与房价的交互项系数为正向且显著（τi=0.045，p<0.01）进一步地，考虑到不同地方的房价和居民收入水平不同，房价和收入的相对比值能在一定程度上反映居民对房价水平的真实感受，因此本文引入新的变量用房价和收入的比值来作为新的指标衡量房价的相对水平（rehp），该指标也在一定程度上体现了消费者的购买能力。由于相对房价水平对居民消费决策也有重要的影响，所以本文进一步分析相对房价水平对住房财富效应和挤出效应的影响。表7相对房价水平的调节效应检验结果变量（1）（2）lnClnClnhp0.026**0.025**（2.28）（2.28）lnincome0.265***0.267***（30.46）（30.83）rehp0.0009**0.001***（2.12）（3.94）Lnhp×rehp0.002**（2.21）其他变量控制控制个体固定效应YESYES年份固定效应YESYESR-sq0.39010.3910注：（1）***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）括号内为统计量t的值。检验结果如表7所示，模型（1）仅包括了控制变量，模型（2）引入了中心化后的相对房价水平与房价对数的交互项，结果显示交互项系数为正向且显著（τi=0.002，p<0.05）4.4房价波动影响居民消费的异质性分析4.4.1基于住房数量的异质性分析拥有不同住房数量的家庭，房价变动对其消费也有着不同的影响，本文根据住房数量（n）将样本分为两组，即有一套住房的家庭和有多套住房的家庭，同时在基准回归模型的基础上删除住房数量（n）变量，再对其按照住房数量进行分组回归。从结果中可以看到，房价波动带来的财富效应对一套房的家庭和多套房的家庭促进作用都是显著的，在房价上涨1%的情况下，居民家庭消费分别提高0.027%和0.062%，明显的看到房价的财富效应对拥有多套房家庭的消费具有更强的促进作用，这可能是因为对于具有多套房的家庭而言，他们可以将房产抵押、出租，也可以售卖，通过多种投资方式获得住房资产的变现收益，所以对消费的促进作用也更强。表8基于住房数量的异质性分析结果变量名称（1）（2）一套住房两套及以上lnhp0.027*0.062**（1.77）（2.45）familysize0.063***0.060***（12.89）（4.43）lnincome0.202***0.214***（33.99）（12.13）lnsavings-0.003-0.010*（-1.77）（-1.72）lnmortgage0.080***0.038***（13.53）（5.23）lnmarketprice0.034***0.055***（5.42）（2.98）_cons7.782***7.384***（53.32）（23.62）N281316101个体固定效应YESYES年份固定效应YESYESR-sq0.36100.3373注：（1）***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）括号内为统计量t的值。4.4.2基于不同消费结构的异质性分析表9结果显示，基础消费与高层次消费中lnhp的系数为正值，即消费性支出会随着房价的上涨而增加，其他消费lnhp的系数为负值，表明包括转移性和福利性等支出随着房价上涨而减少，与此同时，房价对基础消费的敏感系数为0.074，而对高层次消费的系数为0.028且只在10%的水平下显著，说明房价的财富效应对基础消费的促进效果更强一些，可能的原因是像食品、衣着、居住、家庭设备及用品等必需品消费需求弹性较小，伴随着房价的上升和生活成本的上升，必需品的消费支出也会上升，而像医疗保健支出、交通通信支出、文教娱乐支出等高层次消费支出需求弹性较大，且房价较高的地方居民生活水平也相对较高，高层次消费受房价影响较小，所以房价上涨对高层次消费的促进效果会减弱。表9基于家庭消费结构的异质性分析结果变量名称（1）（2）（3）（4）lnClnBasclnHighlclnOtherslnhp0.041***0.074***0.028*-0.112**（3.68）（5.86）（1.73）（-2.54）familysize0.063***0.038***0.135***0.100***（11.07）（6.14）（17.55）（5.20）n0.116***0.099**0.067***0.245***（8.57）（6.86）（4.04）（6.05）lnincome0.212***0.194***0.184***0.368***（21.46）（20.12）（13.06）（14.36）lnsavings-0.003-0.002-0.0010.041***（-1.25）（-0.73）（-0.20）（5.60）lnmortgage0.068***0.032**0.019***0.198***（9.47）（5.58）（3.03）（19.40）lnmarketprice0.039***0.056***0.032***0.014（5.43）（7.10）（3.27）（0.60）_cons7.743***7.001***6.277***4.353***（54.86）（46.28）（31.68）（8.96）N34232339033459534815个体固定效应YESYESYESYES年份固定效应YESYESYESYESR-sq0.39480.35360.23360.1621注：（1）***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）括号内为统计量t的值。4.5稳健性检验由于本文采用微观家庭面板数据，而现实中影响消费的因素实际是非常复杂的，模型可能存在遗漏变量等所导致问题。因此本文考虑如下的稳健型检验。首先，考虑到模型的拟合可能受到部分极端值的影响，对模型中所用连续变量进行1%的winsorize缩尾处理，再进行回归分析检验核心解释变量回归所得系数的符号和显著性。第二，考虑到回归结果中可能存在的反向因果问题，本文利用前一期的房价作为核心解释变量，并使用系统GMM估计方法进行回归检验。采用更换被解释变量的方法，用居民边际消费倾向，即用家庭年度总消费与总收入的比值来代替居民总消费进行新的回归。检验结果显示，房价波动的回归系数在符号与显著性水平上都与基准回归保持一致，由此在一定程度上证实了房价上涨影响我国居民消费这一回归结果的稳定性。表10稳健性检验结果变量名称WinsorizeLagMPC（1）（2）（3）（4）lnhp0.034***0.118***0.025**（2.84）（4.68）（4.72）hpir0.025（1.11）_cons10.327***10.616***9.600***9.343***（100.99）（2652.74）（44.31）（56.25）其他变量控制控制控制控制个体固定效应YESYESYESYES年份固定效应YESYESYESYESR-sq0.01580.00900.03600.0240注：（1）***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）括号内为统计量t的值。结论消费不足已成为新常态下制约中国经济持续协调发展的主要因素之一。伴随着长期全球经济下行压力，同时受新型冠状病毒肺炎疫情影响，未来长三角地区的经济发展方式将面临着继续依靠短期投资拉动和转向长期消费提升经济的两难抉择中。本文认为，首先，虽然可以从宏观层面检验“财富效应”和“挤出效应”，但微观数据层面的分析显然使得进一步去考察个体的消费和居住情况、现有财富能力和整体消费结构更具说服力。其次，房地产资产不同于普通商品，它兼具消费品、投资品的双重属性，运用理论模型分析时应分别予以考察，研究不同的作用机制，再从整体的角度分析不同效应的合力效果，使结论更加精准。同时，选用个体样本便于区分房价影响消费在异质性主体中发挥的不同作用，提高结果的稳健性。因此本文基于上述考虑展开研究，研究分析房价波动对长三角地区居民消费的影响并进一步考察了这种影响的传导机制，得出三条主要结论如下：总体上房价上涨对居民家庭消费呈正向影响，分层消费视角下，高层次消费的弹性系数比基础消费的要小一些，说明房价对基础消费的促进作用更强，房价上升带来一定程度的家庭消费升级。房价波动对居民消费的影响通过家庭收入变动进行正向调节，进一步影响消费变动，房价的财富效应明显。进一步地，考虑到不同地方的房价和居民收入水平不同，本文引入新的变量用房价和收入的比值来作为新的指标衡量房价的相对水平来分析相对房价水平对住房财富效应和挤出效应的影响，发现相对房价水平的提高会增强房价通过家庭收入对消费的促进作用，即相对房价水平提高会促进住房财富效应的发挥。房价对居民家庭的影响存在明显的异质性。长三角地区住房价格对有房家庭都有显著性的正向影响，但是多套房家庭因为住房资产易变现，所以对于一套房家庭消费的促进作用比多套房低一些。根据房价波动对居民消费影响的实证分析与传