住房消费与消费结构升级.docx
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住房消费与消费结构升级
住房消费与消费结构升级
[内容摘要]本文研究发现，当资产总收益为正时，居民家庭持有适量的房产有利于消费升级；当资产总收益为负时，增加房产持有量将影响消费升级。
住房消费时消费升级的影响由总资产收益率决定。
长期来看住房消费每增长1个百分点，将会使城镇居民最终消费增长0.21个百分点；短期只有0.058个百分点。
长期来看，住房消费每增长1个百分点，恩格尔系数下降0.2个百分点；短期恩格尔系数只下降0.076个百分点。
[关键词]住房消费；消费结构；财富效应
住房消费是理性的消费者为满足自己的居住需求，并伴之以经济收益的考虑，在住房交易市场进行的决策行为。
住房消费不仅仅是指在住房上投入的货币，还有在住房交易过程中增值的货币，这是住房消费不同于一般消费支出的重要特征。
自20世纪50年代以来，消费与最优投资组合理论得到发展。
从对个别资产的分析发展到对组合资产的分析，形成了现代投资组合理论。
萨缪尔森（Samuelson，1969）通过研究动态随机过程中消费者在生命周期内的消费与投资策略，把消费行为纳入了分析框架。
在投资组合中，房产作为一种可以带来租金和升值收益的投资品逐渐受到研究者的重视。
虽然房产因具有投资品和消费品的双重属性，分析起来更为困难，但不考虑房产的资产组合分析又不能反映真实情况。
特别是当消费者在住房市场表现出非理性行为时，可能产生更大、更深远的影响。
一、扩大内需背景下的消费结构升级
消费量的提升与消费结构的升级是相伴随的。
扩大内需与消费结构升级是“量”与“质”之间的关系。
消费的结构不发生变化，消费量是很难有大幅提升的。
在某个消费结构上，人们的需求基本是稳定的，这可以看作是量变与质变的过程。
（一）消费结构升级：
量变到质变的过程
消费量的提升引发消费结构的改变，消费结构的改变又带来消费量（以货币衡量）的大幅提升。
居民的消费结构从较低生活质量标准向较高生活质量演变过程称为消费结构升级，其大致表现为两种形式：
一是原有消费项目的比例结构维持不变，但各（或主要）消费项目向更高层次发展，如食用更具营养的食品、使用更高级的用品、住更大的房子等，吃、用、住的项目没有变化，但品质提高了。
二是有新的更高层次的消费项目加入，使消费的构成及其比例关系发生了变化并不断高级化，如购买了私家车、增加了家庭旅游的项目支出等，原来没有的项目加入进来。
前者是改良性的升级，后者则是带有革命性的升级。
现实中，这两种消费结构升级又往往是交融在一起的。
比如，原来我们穿布衣、吃粗粮、住平房、骑自行车，现在穿时尚服装、吃细粮、住楼房（别墅）、开私家车，这种转变既有第一种形式的消费结构改良性升级，也有第二种形式的消费结构革命性升级。
就住房消费而言，中国城市居民在该项消费上向更高层次发生了巨大跃迁，无论从居住环境还是从人均居住面积比较，都发生了巨大改变。
如果与20世纪90年代以前的实物分房相比，中国城市居民的住房消费则是由租赁（以向单位支付租金的形式）为主，转向拥有自己的住房为主。
自1998年“房改”以后，中国城市居民才有了真正意义的“住房消费”。
从这个角度看，中国老百姓的“住房消费”是属于有新的更高层次的消费项目加入。
（二）住房消费在消费结构升级中的角色
国际经验表明，人均GDP处在1000-3000美元阶段，消费结构升级加速，住房等发展型消费比重上升。
中国在2001年人均GDP首次超过1000美元，进入消费结构升级加速阶段，这一时期正好与货币化分房制度改革推出的时间相吻合。
2008年中国人均GDP突破3000美元，2014年达到了7591美元。
随着发展阶段的提升，中国居民消费结构也在逐步升级。
当前，我国在政策上继续支持刚性和改善性住房消费。
理解当下的“稳定住房消费”政策，需要注意此时的房地产市场背景：
一是限购限贷政策已经不可避免地影响到一部分改善需求，而改善性住房需求正是消费升级的重要内容，长期压制改善性住房需求既不利于人民生活水平的提高，又不利于消费需求的释放和国民经济的健康运行；二是我国房地产价格总体进入稳中向下的阶段，支持房地产价格短期剧烈上扬的宏观经济因素已不复存在，十余年的房地产市场化改革已经从根本上改变了城市住房的供需结构，现实存在的住房需求与市场上的住房库存需要拟合；三是保障房建设仍需推进，房价虽然没有了大幅上扬的基础条件，但以目前的价位水平，仍有一部分城市家庭难以负担，继续推进保障房建设既可以产生投资需求又可以改善低收入群体的住房条件，从而使他们有能力进行其他方面的消费。
房地产市场最需要的不是打压，也不是托市，而是完善市场体系，包括市场规则的建立、市场信息的透明和市场秩序的规范。
健康的市场应该是既没有囤积居奇又没有消费权利受限。
当前市场环境，应逐步让价格机制、供求机制、竞争机制在发挥好政府作用的前提下、在法治的框架内对资源配置起决定性作用。
鉴于本文的研究主线，我们在这里探讨消费结构升级的主要目的，是关注扩大内需。
居民消费结构升级其实是居民消费增长的结果，同时，消费结构的升级又会推动经济增长，经济增长又必然推动消费的增长。
这一规律也反映了消费与经济增长之间的内在逻辑关系，是人类社会经济发展规律在消费领域的具体化，这种变动趋势也已为世界许多国家的统计资料所证明。
庇古（Pigou，1943）的研究表明，当人们手中持有资产的实际价值增加而导致财富增加，他们会觉得自己更加富裕，就会增加消费支出，从而引起产出增加。
按照这一逻辑，如果人们手中所持有的房产价格上涨而导致账面财富增加，则将产生同样的效果，这就是所谓的财富效应。
从消费视角分析，房地产财富效应是指由于房产价格上涨（或下跌），导致房产所有者财富的增长（或减少），其资产组合价值增加（或减少），进而产生增加（或减少）消费，影响短期边际消费倾向，促进（或抑制）经济增长的效应（刘建江等，2005）。
后来，财富效应也被逐步用来分析房地产价格变动对消费的影响，并成为其理论基础。
二、住房消费影响居民消费结构升级的理论分析
随着我国居民消费结构的逐步升级和房地产市场的进一步发展，住房消费成为居民消费中的重要内容。
特别是当住房的服务功能日益凸显时，人们对住房消费的关注将远远超出了住房开发、建造本身。
（一）住房消费的统计缺陷
与一般居民消费不同，住房消费在统计上只计租金和维修部分，购房支出计入投资项目。
而从实践来看，居民的购房行为往往兼具消费和投资两项职能。
很遗憾，目前的统计数据还没有对这两类需求进行区分。
我们通过全国大中城市的数据对比发现，自2006年以来在居民消费性支出中的居住消费所占比重呈下降趋势，而房价与消费性支出的比值（本文对这一指标的处理是：
把人均住房建筑面积乘以房价分解到70年――相当于1.4%的折旧率，再除以年人均消费支出）却呈明显上升趋势，而同期城市居民人均住房面积又在稳步增加，这是一个明显的悖论，原因就是统计口径不一致。
很明显，如果仅考虑统计指标中的住房消费部分，很难反映消费结构的真实状况。
因此，在本文接下来的分析中，我们以商品房（住宅）销售额作为衡量住房消费情况的指标（替代居民住房消费支出指标）。
就总体而言，商品房（住宅）的销售额是可以反映住房消费状况的。
同时，居民用于住房维修、租金的负担并未加重，而购房负担却在波动中上升。
租金与房价在趋势上的背离，说明房价可能偏离了其作为一项资产的价值中轴（高波等，2013）。
（二）数理推导
我国居民的收入来源包括工薪收入、财产性收入、经营净收入和转移性收入，根据本文研究需要，我们主要关注前两项收入。
并做特别假设：
消费者通过劳动赚取工资Y，用于购置房产A和购买一般商品进行消费C。
消费者效用U由其消费C决定，即U为状态变量，C为控制变量。
在此假设下，借用费雪和弗里德曼的欧拉方程研究居民消费结构升级与住房消费的关系（杨奎斯特、萨金特，2010）。
消费者希望最大化效用函数：
假定消费者将其金融资产在消费与购置房产间配置，除去一般消费的剩余部分用于购置房产，则消费者面临预算约束条件：
rt-1为正，上期财产对本期消费增长就有正面促进作用。
当然，也可能出现财富缩水的情况，此时，rt-1为负，上期财富越大则会减少本期消费增长。
本文假定，消费者理性，即在住房消费上表现出对A的合理持有量。
因为该数量直接影响到消费的增长（AC），而消费增长的结果就是引起消费结构升级。
以上模型推导过程对消费者选择做了如下描述：
基于欧拉方程的消费者效用最大化理论，当资产总收益为正时，居民家庭持有适量的房产有利于消费升级；当资产总收益为负时，增加房产持有量将影响消费升级。
三、住房消费影响消费升级的实证检验
住房消费影响消费升级的机制比较复杂，既有财富效应可能导致的房产持有量增加对消费的正面促进作用，又有挤出效应可能导致的房产持有量增加对消费的负面挤压作用。
因此，住房消费对消费升级的真实作用，需要进行实证检验。
（一）计量模型设定及变量选取
由此可以发现，方程（11）中括号中的部分恰好就是t-l期的非均衡误差项。
Ct的变化取决于收入Yt和住房At的变化以及前一期的非均衡程度。
这就把消费与收入和住房联系起来。
如果各变量都是平稳时间序列，则方程（11）即为一个简单误差修正模型。
误差修正模型是一种具有特定形式的计量经济学模型，它的主要形式是由戴维森（Davidson）、亨德里（Hendry）、斯尔芭（Srba）和杨汝约（Yeo）于1978年提出的，称为DHSY模型。
对于非稳定时间序列，虽然我们可以通过差分的方法将其化为稳定序列，然后建立经典的回归分析模型，但是，简单差分不一定能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题。
如差分后的误差项是一个一阶移动平均时间序列，因而是序列相关的。
只用差分形式进行估计，使关于变量水平值的重要信息被忽略，不能揭示变量间的长期关系等。
而误差修正模型可以有效地解决这些问题，并具有明显的优势：
一阶差分项的使用消除了变量可能存在的趋势因素，从而避免了虚假回归问题；一阶差分项的使用也消除模型可能存在的多重共线性问题；误差修正项的引入保证了变量水平值的信息没有被忽视；由于误差修正项本身的平稳性，使得该模型可以用经典的回归方法进行估计，尤其是模型中差分项可以使用通常的t检验与F检验来进行选取。
对本文中各变量的取值说明如下：
1.Ct为本期城镇居民最终消费额。
对其取对数并进行差分，表示居民消费的增长率。
该变量是消费升级的替代变量。
2.At为商品房销售额。
同样对其取对数并进行差分，表示住房消费的增长率。
该变量是住房理性消费的替代变量。
我们认为用商品房销售额作为住房消费的替代变量是合适的，因为实现的商品房销售额代表市场认可的消费量。
在这里，我们不对投资性购房与消费性购房做详细区分，只对消费者的购房行为进行分析。
3.Yt为本期城镇单位职工工资总额。
对其取对数并差分，表示增长率。
由于从全国范围来看，商品房的销售主要在城镇，农村仍以自建房为主，因此，与被解释变量取城镇居民最终消费对应，这里取城镇单位职工工资总额。
数据来源于历年《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中国人民银行发布的历次存款利率调整情况。
鉴于数据的可得性，考察区间为1987-2012年。
如图1所示，从直观上看，各变量原始值具有相同的变动趋势，且具有明显的非平稳性特征。
（二）协整分析
为了避免伪回归，需要对各变量进行平稳性检验。
常用的平稳性检验方法是单位根检验。
使用Eviews软件，对各变量的单位根检验结果如表l所示。
由此可以发现，原序列是非平稳的，经一阶差分后变为平稳序列。
我们建立误差修正模型，采用E-G两步法进行回归。
第一步，进行协整回归（OLS法），检验变量间的协整关系，估计协整向量，即长期均衡关系参数。
第二步，检验方程（12）的残差平稳性，在5%的水平下拒绝存在单位根的原假设，说明方程（12）的变量间存在协整关系。
于是，以求到的残差作为非均衡误差项加入到误差修正模型中，并用OLS法估计相应参数。
（三）回归结果与经济解释
方程（12）的回归残差是平稳序列，表明存在协整关系。
从长期看，适当的住房保有量可以促进城镇最终居民消费。
其弹性为0.21，说明从全国总量来看，住房消费每增长1个百分点，将会使城镇居民最终消费增长0.21个百分点。
对此的理解是，在我们的考察区间内，住房消费的带动效应大于其挤出效应。
“十一五”期间，我国商品房销售额年均增长20.4%，推动城镇居民最终消费年均增长4个百分点。
一般而言，相对短期的消费冲动，消费者在长期里会表现得更加理性一些。
中国的房地产市场经历了几轮波动，消费者的住房消费也逐渐理性。
短期来看，住房消费对居民最终消费的促进弹性只有0.058个百分点。
根据前面的分析，消费“量”的增长会促进“质”的改变，即消费增长会促进结构升级。
这里的计量结果表明，住房消费对消费升级的长期促进作用要大于短期。
方程（13）的结果还说明了消费的短期波动是如何被影响的，即除了短期住房消费波动和收入波动之外，还受非均衡误差项ECM的影响。
ECM反映了消费在短期波动中偏离长期均衡的程度，ECM=0.056981体现了均衡误差对InCt的控制。
即当短期消费偏离长期趋势时，会以0.056981的强度将其拉回正常轨道。
我们的计量结果与经典理论一致，收入是促进消费增长的主要因素。
从长期来看，城镇居民收入水平每增长1个百分点，最终消费将增长0.74个百分点；短期的收入消费弹性与长期基本接近，为0.76。
（四）对计量结果的补充分析
分析至此，以上模型还无法对消费结构升级的具体部分进行计量检验。
如果我们对消费结构升级给予特别的定义：
消费结构指生活必需品的消费和非生活必需品的消费在居民个人总消费中的比重和地位。
通常以食品替代生活必需品（这虽然不太准确，但较方便，也不影响问题讨论的可靠性），如果以食品消费在居民总消费中的比重即恩格尔系数来表示消费结构，那么消费结构升级就可以被看作是恩格尔系数的不断降低。
这个过程是人们用于自身发展、休闲享受及其他消费的比重、内容、方式不断增多，居民消费效用不断增加的过程。
在这一定义下，我们可以通过观察住房消费对恩格尔系数的影响规律来考察住房消费对消费结构升级的作用结果。
将恩格尔系数和商品住宅销售额做成时间序列图，可以直观地发现，二者均为非平稳时间序列（见图2）。
经单位根检验，恩格尔系数和商品住宅销售额均为一阶单整变量。
这里我们关心的是住房消费与消费结构升级之间有没有关系以及是何种关系。
其结果如表2所示。
表2的结果表明，住房消费是消费结构变动的格兰杰原因，反之则不成立，即消费结构升级不是住房消费的原因。
根据研究需要，以恩格尔系数作为消费结构的替代变量，以商品住宅销售额作为解释变量，用城镇职工工资总收入作为控制变量，构建协整误差修正模型：
表3的回归结果表明，在控制了收入变量对消费结构的影响后，从长期来看，住房消费对消费结构升级具有正面促进作用，住房消费每增长1个百分点，恩格尔系数会下降0.2个百分点；从短期来看，同样具有正面促进作用，但影响力度小于长期，住房消费每增长1个百分点，恩格尔系数下降0.076个百分点。
消费结构的升级并不是短期容易实现的，因此住房消费对消费结构变动的长期影响效果明显大于短期。
如前文所述，住房消费对消费结构升级可能因财富效应而表现为正面促进作用，也可能因挤出效应而表现为反面挤压作用。
其实，更现实的情况是两种效应同时存在：
对一部分人而言，购置住房后收入仍然充裕，没有因要还房贷而影响了自己的正常消费支出；但对另一部分人而言，可能因为购置了房产而在一般消费中受到影响。
本文最终关注的是住房消费对扩大内需的作用，因此，总量效果对本研究的意义要大于个体效果。
换言之，我们更关注整体效果。
而这里的回归结果支持的恰恰是住房消费从总体上对我国消费结构升级的影响。
消费结构升级既是扩大内需的重要内容，也是扩大内需的重要途径。
四、结论与政策建议
本文分析了住房消费对消费结构升级的影响机理及实证效果，研究发现：
当资产总收益为正时，居民家庭持有适量的房产有利于消费升级；当资产总收益为负时，增加房产持有量将影响消费升级。
短期来看住房消费对居民最终消费的促进作用要弱于长期。
一个家庭刚刚购买了住房，这一决策会对该家庭的一般消费支出有所影响，此时挤压效应明显。
长期来看，消费者会平滑跨期消费，使长期财富效应强于挤压效应。
本文的政策含义包含但不限于以下几点：
第一，扩大内需政策必须高度关注住房消费问题。
影响居民消费需求的关键因素是购买力，购买力来自于居民收入减去“必须消费”的净值。
全民过度住房消费可能导致家庭的最终资产总收益为负，出现住房消费对消费结构升级的抑制作用。
第二，住房政策要有长期的视角。
房地产市场对中国经济的影响较为复杂。
如果住房消费政策表现出短期性、多变性和应急性的特点，则对房地产政策目标的实现以及最终的政策效果是非常不利的。
住房消费对消费结构升级的长期影响要明显强于短期，因此，相关政策要有持续性和连续性。
第三，政府有义务保证消费者的“群体理性”。
当发生群体非理性时，住房消费对消费结构升级的影响方向将发生逆转，对经济增长形成负面影响。
房地产市场往往充斥着“噪音”，干扰经济政策的最终效果。
因此，应加强“舆论引导”，通过多重手段使媒体更好地反映政策意图，减少可能引起负面效应的各种“噪音”。
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