汪 伟 沈 洁 王文鹏

一、引言

在研究经济不平等的文献中，学者们对于家庭之间的收入不平等与财富不平等给予了更多的关注，而关于消费不平等的重视程度却不高。事实上，消费不平等基于对居民可调用的收入和家庭财富能力的衡量，能够更好地反映居民之间真实的福利差异，因此研究消费不平等是全面深入研究经济不平等的重要内容。近年来，中国居民的消费不平等程度呈上升趋势，如赵达等研究发现，我国消费不平等程度在过去的20年间上升了67%(1)赵达、谭之博、张军：《中国城镇地区消费不平等演变趋势——新视角与新证据》，《财贸经济》2017年第6期。。一些学者开始关注和研究我国的消费不平等状况，并试图从收入不平等、经济增长、人力资本差异、城市化、老龄化、借贷约束等视角解释我国消费不平等的变化趋势(2)曲兆鹏、赵忠：《老龄化对我国农村消费和收入不平等的影响》，《经济研究》2008年第12期。(3)林毅夫、陈斌开：《重工业优先发展战略与城乡消费不平等——来自中国的证据》，《浙江社会科学》2009年第4期。(4)邹红、李奥蕾、喻开志：《消费不平等的度量、出生组分解和形成机制——兼与收入不平等比较》，《经济学(季刊)》2013年第4期。。

近年来，高房价一直是社会舆论的焦点。我国的商品房价格从2000年的2112元∕平方米上升到了2018年的8736元∕平方米，足足上涨了3倍之多，东部地区与大中城市的房价上涨更加猛烈。房价上涨正在影响居民的财产和收入结构。一些研究发现，在过去大约10年的时间内，我国人均财富的年均增长率达到22%，房产价值的年均增长率达到了25%，根据西南财经大学中国金融调查的统计数据，中国家庭资产中房产占比已经达到68%，北京和上海则高达85%。不断上涨的房价是否是我国近年来消费不平等程度上升的一个重要原因呢？这显然是具有理论与现实研究价值的问题。

以上文献主要关注的是房价与居民整体消费量或消费率的关系，忽视了房价上涨对不同群体消费的影响具有差异性(19)谢洁玉、吴斌珍、李宏彬、郑思齐：《中国城市房价与居民消费》，《金融研究》2012年第6期。。显然，房价对住房的拥有，对不同收入和财富水平的居民的消费行为会产生不同的影响(20)张浩、易行健、周聪：《房产价值变动、城镇居民消费与财富效应异质性》，《金融研究》2017年第8期。，从而造成居民之间的消费不平等。然而，关于房价如何影响我国消费不平等的文献却较少看到。基于这样的理论与现实背景，本文深入分析房价影响居民消费不平等的传导机制并通过我国115个地级市的微观数据样本进行实证检验。

二、房价影响消费不平等的理论机制

房价会对消费不平等产生多方面的影响，本文认为具体可以划分为以下五种效应：财富效应、流动性约束效应、信心效应、预算约束效应和预防性储蓄效应。

房价的上涨还会对财富进行重新分配，拉大居民间的收入差距，对居民消费差异产生影响，从而形成居民消费不平等。徐滇庆指出房价不断上涨会使社会财富逐步向五个方向转移，即向富人、城市、投机者、房地产商和政府转移(25)徐滇庆：《房价与泡沫经济》，北京：机械工业出版社，2006年，第89页。，但是中低层收入者在社会中占最多数，房价的持续上涨会降低他们在社会中的相对财富，从而会降低他们的相对消费水平(26)谢洁玉、吴斌珍、李宏彬、郑思齐：《中国城市房价与居民消费》，《金融研究》2012年第6期。，这些都会导致居民消费不平等程度上升。

2.预防性储蓄效应。房产虽然是增加家庭收入和财富的一种资产，但也是一种风险资产，房价变化会加大居民未来面临的不确定性，为了预防房价变化带来的不确定性风险，居民可能增加预防性储蓄(27)汪伟、郭新强：《收入不平等与中国高储蓄率：基于目标性消费视角》，《管理世界》2011年第9期。。在房价不断上涨的情况下，财富和收入效应可能使持有房产较多的居民的预防性储蓄动机减弱，但对无房家庭和住房改善型居民来说，其预防性储蓄动机可能会增强。在房价发生波动或者转向下跌趋势时，上述预防性储蓄效应可能发生反转。因此，房价变化所带来的预防性储蓄效应会影响居民消费的不平等，并且这种不平等可能会随着房地产市场的变化而变化。

3.预算约束效应。对于没有房子的人，这部分人通常是低收入居民，过高的房价可能产生反向效应，使其放弃购买房子，转而将更多的收入花在消费上(28)汪伟、刘志刚、龚飞飞：《高房价对消费结构升级的影响研究》，《学术研究》2017年第8期。。在放弃买房的情况下，这部分家庭需要依靠租房生活，随着房价的上涨，房租租金也会相应增加，因此，租房家庭的房租压力也会增加，在家庭收入有限的前提下，住房支出的增加意味着需要压缩非住房支出，抑制其增加消费。房价上涨带来的预算约束对于持有房产的高收入居民家庭消费的影响则相对较小。因此，房价上涨也可能通过预算约束效应影响居民消费的不平等。

4.信心效应。随着房价的不断上涨，人们会对房价继续上涨形成一种预期，这种预期效应将对不同居民家庭的消费产生不同的影响。一方面，房产具有保值增值功能，住房价格上涨使高收入居民对未来财富有继续增长的预期，导致进一步增加对房产的投资与投机需求，降低当期消费，但房产的财富增值会促使他们在未来提高消费水平(29)鞠方、雷雨亮、周建军：《房价波动、收入水平对住房消费的影响——基于SYS-GMM估计方法的区域差异分析》，《管理科学学报》2017年第2期。；另一方面，这种预期促使中低收入居民担心房价继续上涨带来的购房成本上升而无法买得起房子，这种恐慌心理会形成“羊群行为”，使得越来越多的居民形成购房需求，这会推动房价进一步上涨，形成“房奴”效应(30)颜色、朱国钟：《“房奴效应”还是“财富效应”房价上涨对国民消费影响的一个理论分析》，《管理世界》2013年第3期。，使得中低收入家庭在短期和长期都无法提高消费水平。因此，房价上涨预期可能会形成居民消费的长期不平等。

5.流动性约束效应。随着房价的上升，住房价值的增加可以帮助持有房产较多的居民从银行等金融机构获得更多的消费贷款，流动性约束下降，从而促使这部分家庭增加消费支出(31)周利、易行健：《房价上涨、家庭债务与城镇居民消费：贷款价值比的视角》，《中国管理科学》2020年第7期。。对于无房家庭和住房改善型居民，房价的上涨相应地增加了首付和购房成本，提高了他们购房门槛，这部分居民面临的流动性约束增强(32)杜莉、沈建光、潘春阳：《房价上升对城镇居民平均消费倾向的影响——基于上海市入户调查数据的实证研究》，《金融研究》2013年第3期。，导致他们为买房而储蓄，尽量压低消费，从而抑制这部分居民的消费(33)陈斌开、杨汝岱：《土地供给、住房价格与中国城镇居民储蓄》，《经济研究》2013年第1期。。房价上涨对不同居民的流动性约束的变化会导致居民消费不平等程度上升。需要注意的是，流动性约束效应的发挥效果会受到金融市场和信贷市场发展完善程度的影响。当金融体系相对健全，住房贷款相对发达时，流动性约束效应对消费不平等的影响可能较小，反之则反。

图1 房价影响消费不平等的传导机制

图1总结了房价上涨影响消费不平等的传导机制，根据上文的理论分析，本文提出以下实证假说：

假说1：房价上涨会提高居民消费不平等程度。

假说2：房价可能通过财富效应、流动性约束效应、预期(信心)效应、预算约束效应和预防性储蓄效应等传导机制综合影响消费不平等。

三、数据、变量与模型设定

(一)数据来源

本文的数据来自北京师范大学中国收入分配研究院的中国居民收入调查(CHIP)微观数据库。CHIP数据旨在通过收集住户的家庭和个体信息，反映中国收入分配的动态变化。目前CHIP已经完成1989年、1996年、2003年、2008年和2014年五次入户调查，作为“中国收入和不平等研究”的重要组成部分，其为收入不平等、家庭消费、社会网络等方面的学术研究提供翔实的数据基础。CHIP以中、东、西为分层变量，采用系统抽样方法，收集了覆盖中国大陆15个省份126个城市在内的18948户家庭和64777个居民的调查样本，其中包括7175户城镇家庭、11013户农村家庭和760户外来务工。调查信息主要由3部分组成，其一是家庭特征、社会关系、资产收入、消费借贷等家庭信息，其二是学历、健康、职业等个人信息，其三是关于生活水平主观感受的问题。从我国房价上涨的现实角度考虑，本文主要使用2013年CHIP调查数据作为研究样本，样本家庭分布在全国115个城市。进一步，剔除了农村家庭、外来务工及观测值缺失严重的部分城市家庭，最终获取的有效样本量为5970。

(二)变量设定

1.被解释变量。消费不平等是一个较为抽象的概念，是在收入不平等的基础上发展起来的。因而消费不平等的测算方法与收入不平等具有一定的相似之处。现有文献中关于消费不平等的衡量指标较多，具体可分为两类：一类是使用消费水平的离散程度来衡量，主要包括极差、平均离差、方差(标准差)、变异系数等；另一类是通过相关的不平等指数进行度量，例如基尼系数、泰尔指数等，其中，基尼系数指标最为常用。目前在中国官方尚未公布消费不平等相关方面的数据，本文选择用样本数据直接计算。考虑到样本量大小以及居民家庭收入不平等的对比范围，本文以市为单位，计算家庭消费的基尼系数与泰尔指数来衡量各市的消费不平等程度。

借鉴曲兆鹏和赵忠测算消费不平等时所使用的计算公式(34)曲兆鹏、赵忠：《老龄化对我国农村消费和收入不平等的影响》，《经济研究》2008年第12期。：

(1)

(2)

2.核心解释变量。本文所使用的房价数据来源于2014年《中国区域经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》，采用城市商品房平均销售价格来衡量，并对其进行对数化处理。

3.其他控制变量。为了减少遗漏变量偏差，提高研究的准确性，参考已有相关实证文献，本文控制了城市层面和家庭层面的特征协变量。城市层面的控制变量来自《中国区域经济统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》，主要包括城市公共财政支出占比、人均GDP对数、人均GDP对数的平方项、城市产业结构、城镇化率、职工基本养老保险参保人数对数等；家庭层面的控制变量来自CHIP数据的计算，包括收入对数、非住房资产(金融资产)对数、年龄、婚姻情况、家庭规模、受教育水平、老年人抚养比和少儿抚养比。表1列示了各个变量的名称与定义。

表1 各个变量名称与定义

(三)变量的描述性统计

从表2中可以看出衡量消费不平等的基尼系数(gini)取值范围为0.0476 ～ 0.4622，均值约为0.309，另一个衡量消费不平等的泰尔指数(theil)均值为0.178，变化区间为0.0052～0.6334，不同城市之间的消费不平等程度差异明显。经过对数化处理之后的商品房销售价格均值约为8.739，最大值为10.102，最小值为7.829，反映了我国不同等级城市之间的房价差异较大。从研究样本来看，地方政府约将GDP的15.6%用于公共财政支出(含政府行政管理费用支出)，地方财政支出有待于合理化和高效化。产业结构变量(indust)均值约为55%，说明我国城市的第三产业的比重逐渐提升，产业结构呈现高级化趋势。城镇化率(urban)均值为50.46%，我国城市化进程不断提升，越来越多的农村居民转移到城市居住。城市家庭平均收入(lnincome)和平均非住房资产(lnasset)分别为11.061和10.504，最大值和最小值之间的较大差距也意味着我国城市居民的收入和资产财富差异显著。就人力资本而言，我国城市居民受教育程度差异明显，覆盖了从未上过学到研究生学历，平均值为3.6989，介于初中与高中程度之间。城市平均家庭成员约有3人，家庭规模较小，我国人口生育政策亟待进一步放松和完善。从老年人抚养比(oldratio)来看，平均每10个人需要抚养2个老人，家庭的赡养义务日益加重，直接影响我国城市居民消费的增加。受计划生育政策的影响，少儿抚养比明显偏低，平均每10个人中养育下一代还不足1人，说明我国亟待出台配套奖励措施来提高人口生育率水平。

表2 变量的描述性统计

(三)计量模型设定

自1998年开始住房体制改革以来，在国家政策的支持下，房地产逐渐市场化并快速发展，房价也迅速上涨。在使用CHIP微观调查数据考察房价对消费不平等的影响时，本文构建以下基本模型：

Ij=α0+α1lnPj+∑iα2iXi+εj

(3)

其中，i表示家庭，j表示城市。Ij为衡量城市j家庭之间消费不平等的指标值，Pj为房价，lnPj表示城市j房价的对数。Xi表示控制变量，包括：城市公共财政支出占比、人均GDP对数、人均GDP对数的平方项、城市产业结构、城镇化率、职工基本养老保险参保人数对数、收入对数、非住房资产(金融资产)对数、年龄、婚姻情况、家庭规模、受教育水平、老年人抚养比和少儿抚养比等。房价变量lnPj的系数α1是重点关注的参数，它反映了房价对消费不平等的影响程度。εj为影响城市j家庭之间消费不平等的随机扰动项。

四、房价对消费不平等影响的实证结果分析

(一)全样本实证分析

本文对115个地级市数据进行全样本实证分析。表3第一列中，用基尼系数(gini)度量居民消费不平等，在控制住其他影响消费不平等的变量后，回归结果显示，房价的估计系数为0.0802，并且在1%的显著性水平上显著为正。表3中第二列的泰尔指数theil的回归结果显示，房价的估计系数为0.0554，在1%的显著性水平上也显著为正，因此无论是使用基尼系数和泰尔指数作为消费不平等指标，回归结果都验证了假说1的正确性，即房价上涨会提高居民家庭消费不平等程度。

表3 房价影响消费不平等的回归结果

续表3

(二)城市差异性分析

1.东、中、西部居民消费不平等城市差异分析。上文对全样本的实证结果已验证了假说1，接下来，我们将进一步考虑房价影响消费不平等的城市异质性。我国各地区经济发展水平不同，房地产市场与房价水平存在较大差异，因此还需进一步对样本进行细分以更深入细致的分析房价对消费不平等的影响是否存在城市差异性。

根据地理位置，按照家庭所在城市区域进行分类，分别为“东部组”“中部组”“西部组”。分类标准依据我国对行政区域的划分，东部地区包括北京、辽宁、江苏、山东、广东，中部地区包括山西、安徽、河南、湖北、湖南，西部地区包括重庆、四川、云南、甘肃。其中以东部组为基准(对照)组。

表4 东、中、西部城市影响差异的回归结果

综合基尼系数和泰尔指数的回归结果来看，房价对消费不平等的影响存在显著的地区差异，在东部地区的影响作用最为强烈，中部和西部地区的影响次之，这说明房价对消费不平等影响作用的发挥与经济发展水平是相联系的。相较于中西部地区，东部地区城市化水平更高，大量的人口流入推动了对住房的需求，居民购房和消费能力差异大，高房价给拥有房产的高收入群体带来了快速的财富增长，财富效应带动了其更高的消费水平，低收入群体为买房而储蓄，尽量压低当前的消费，因此房价上涨对其消费的影响程度更大，以上原因使得不同收入居民的消费不平等程度更高；中西部地区城市化进程较慢，房价相对较低，房价上涨带来的不同家庭的财富差异相对较小，房价上涨对低收入居民家庭的消费挤出较少，因而房价上涨对消费不平等的影响程度较小。

2.居民消费不平等城市分级差异分析。上文通过对东、中、西部的分析认为房价对消费不平等的影响存在一定的地域特点。但本文认为在研究该影响的城市异质性时，不仅要考虑城市所在的地理位置，还需考虑城市等级。城市等级在一定程度上反映了城市的发展水平，是对经济发展水平、生活便利、资源集聚等方面的综合衡量。城市房价不仅与其所在区域有关，还与城市等级有关。本文参考2017年中国城市分级名单，将样本按照家庭所在城市的级别划分为五类：“一线组”“二线组”“三线组”“四线组”“五线组”。

以上结果表明，不论是使用基尼系数还是泰尔指数度量消费不平等，与三线及以下城市相比，一、二线城市房价对消费不平等的影响更大，二线城市房价对消费不平等的影响甚至高于一线城市。其主要原因与前文的地区差异类似，一、二线城市房价水平更高，不同收入居民家庭的购房和消费能力差异巨大，房价上涨带来了更高的消费不平等；三线以下城市房价涨幅较小，居民购房和消费能力差异较小，因而房价上涨对消费不平等的影响程度也相对较小。

表5 城市分级影响差异的回归结果

续表5

五、房价对消费不平等的影响机制检验

(一)模型构建

前面我们提出了房价影响消费不平等的传导机制，本节我们进一步通过实证进行检验。在具体的计量模型和方法选择上，本文参考汪伟等的方法(35)汪伟、刘玉飞、彭冬冬：《人口老龄化的产业结构升级效应研究》，《中国工业经济》2015年第11期。，使用Hayes 检验中介效应的方法，构建影响机制的检验模型：

Ij=α0+α1lnPj+∑iα2iXi+εj

(4)

(5)

(6)

表6 中介效应参数说明

(二)中介变量选取

为了验证房价影响消费不平等的传导机制，本文认为存在以下几种可能的影响机制，分别是财富效应、预算约束效应、预防性储蓄效应、流动性约束效应和信心效应。关于上述五个中间机制的代理变量，我们根据经济学理论并参考相关文献的做法进行选取。对于财富效应，房价上涨会带来房产的增值，家庭消费会对房产财富变化做出响应，本文使用家庭消费水平度量这一效应。关于预防性储蓄效应，本文采用收入的方差来衡量收入的不确定性，房价上涨可能会增大收入的方差，从而影响不同居民家庭的预防性储蓄行为(36)汪伟、郭新强：《收入不平等与中国高储蓄率：基于目标性消费视角》，《管理世界》2011年第9期。。对于预算约束效应，本文使用房价收入比来衡量，这一指标反映了居民承担住房支出的能力，房价的快速上涨会导致房价收入比上升，对低收入家庭会形成更紧的预算约束(37)何兴强、杨锐锋：《房价收入比与家庭消费——基于房产财富效应的视角》，《经济研究》2019年第12期。。对于信心效应，本文采用前一期房价与本期房价之比来度量，房价的上涨增加了未来购房难度，会影响不同居民家庭的消费行为(38)鞠方、雷雨亮、周建军：《房价波动、收入水平对住房消费的影响——基于SYS-GMM估计方法的区域差异分析》，《管理科学学报》2017年第2期。。对于流动性约束效应，本文使用家庭贷款与收入的比值来衡量，这一变量反映了居民家庭面临的不同借贷约束(39)陈健、陈杰、高波：《信贷约束、房价与居民消费率——基于面板门槛模型的研究》，《金融研究》2012年第4期。。各中介变量的具体定义如表7所示：

表7 中介变量名称与说明

(三)回归结果分析

表8给出了房价对财富效应、预防性储蓄效应、信心效应、预算约束效应和流动性约束效应的回归结果。在控制了城市和家庭层面的控制变量后，我们发现房价水平对财富效应、预防性储蓄效应、预算约束效应、信心效应均产生了显著影响，但房价对流动性约束效应却不存在显著影响。

表8 房价影响消费不平等的中介变量回归

表9 房价影响消费不平等的传导机制分析(基尼系数)

在表9中，我们使用基尼系数gini衡量消费不平等，第一列给出的是没有加入中介变量的回归结果，结果显示房价对消费不平等的估计系数为0.0802，且在1%的显著水平上显著；第二列加入了反映房产财富效应的中介变量，我们发现房价对消费不平等的回归系数降为0.0797，仍然在1%的显著水平下显著，而且在表8的估计中，房价对中介变量房产财富的估计系数显著为正，根据上述估计结果，可以认为房价上涨通过房产财富效应这一渠道提高了居民消费的不平等。

在表9的第三列中，房价的估计系数为0.0721，在1%的显著水平下显著，也小于0.0802，而且在表8的估计中房价对中介变量收入方差的估计系数显著为正，这说明房价上涨通过提高了居民收入的不确定性，导致居民家庭消费不平等程度上升。同样的，表9第四列的房价的估计系数为0.076，在1%的显著水平下显著，同样小于0.0802，说明房价上涨提高了房价收入比，通过影响不同居民家庭的预算约束提高了消费不平等程度。表9的第五列的回归结果表明，加入反映信心效应的中介变量后，房价的估计系数0.0859大于没有加入中介变量的估计系数0.0802，而且在表8的估计中房价对中介变量前后两期房价比的估计系数显著为负，说明信心效应也对居民消费不平等上升具有很好的解释力。表9的第六列的流动性约束效应的回归结果显示，加入中介变量家庭贷款收入比之后，房价的估计系数并未下降，流动性约束似乎并不能很好的解释居民家庭的消费不平等。

表10 房价影响消费不平等的传导机制分析(泰尔指数)

在表10中，我们使用泰尔指数theil作为消费不平等的度量指标。表10是加入中介变量后房价对消费不平等的回归结果，结论与基尼系数gini的估计结果基本相似，这里不再赘述。综合不同的消费不平等指标的实证结果，我们认为，房价上涨主要是通过财富效应、预防性储蓄效应、预算约束效应与信心效应提高了居民家庭的消费不平等程度，而流动性约束效应并不是有效的传导机制。

六、结论与启示

房价对住房的拥有、不同收入和财富水平的居民消费会产生不同的影响，从而造成居民之间的消费不平等。本文从理论上分析了房价对居民消费不平等的影响机制，并使用我国115个地级市的微观数据为样本进行实证研究，得到了如下结论：(1)不论是使用基尼系数还是使用泰尔指数作为消费不平等的度量指标，房价上涨均显著提高了居民家庭的消费不平等程度。(2)房价对居民消费不平等的影响存在地区与城市异质性，从区域差异来看，房价上涨对东部居民消费不平等的影响最大，中部次之，西部最弱；从城市等级来看，房价上涨对一、二线城市居民消费不平等的影响最大，对三线及以下城市的影响相对较弱。(3)中介机制分析表明，房价上涨通过多个渠道影响居民消费不平等，财富效应、预防性储蓄效应、预算约束效应和信心效应表现出较好的解释力，而流动性约束效应并不是有效的传导机制。

基于上述研究，本文认为，房价的快速上涨是近年来居民消费不平等程度上升的重要原因之一。政府应当根据地区与城市的差异性，采取因地制宜的政策，加大对房价的调控力度，抑制房价过快上涨。一个健康发展的房地产市场，能够有效促进房地产财富正向效用的发挥。在房地产市场化改革的进程中，政府应当建立起房地产市场宏观调控的长效机制，在对房地产市场进行调控时需注意系统性与前瞻性，改变以往政策的短视性，切不可“头痛医头，脚痛医脚”。政策设计的重心应当是通过财政、税收和金融等政策缓解中低收入家庭的预算约束，降低他们为购房而进行的预防性储蓄，帮助他们形成对未来房价和经济生活水平的合理预期，降低居民家庭的消费不平等，提高居民家庭的整体消费水平。