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城乡家庭消费差距与地产财富研究

内容提要：本文利用CGSS中2006年《中国城乡居民生活综合调查》的微观调查数据考察了我国城乡消费支出的分布特征，利用分位数回归方法研究了不同消费层次上地产财富效应与城乡消费行为的关系，并利用反事实分析与分位数分解方法对城乡家庭消费差异进行分解。得到的结论主要有：城镇家庭平均基本消费支出远高于农村家庭平均基本消费支出，但城镇家庭的消费不均等现象更严重，不同消费层次收入和地产财富的消费弹性不同，中等消费层次的房地产消费弹性约为0.16，城乡间的消费差距主要来源于家庭收入及房地产财富的差异。本文还提出了具有针对性的政策建议。

关键词：房地产财富 城乡消费行为差异 分位数回归 反事实分析
中国分类号：C812 文献标识码：A 文章编号：

Housing Wealth, Income Gap and the Difference between Urban and Rural Consumer Behavior

Abstract: Using a mirco survey data, "a comprehensive survey of Chinese urban and rural residents", from CGSS in 2006, we examined the distribution of rural and urban consumption expenditure. Quantile regression are used to study the relationship between housing wealth,income gap and the Difference between Urban and Rural Consumer Behavior, and counterfactual analysis and quantile decomposition are used to decompose the differences between urban and rural household consumption. The main conclusions are: average basic consumption expenditure of urban households is much higher than that of rural household, but consumption of urban households are more Ineuqality. The income and housing wealth consumption elasticity are different on different consumption level, the medium housing wealth consumption elasticity is about 0.16.The difference between urban and rural consumption expenditure mainly source from differences in income and housing wealth.

Key Words: Housing Wealth; Difference between urban and rural consumer behavior; Quantile Regression; Counter-factual analysis
JEL Classification:E21；R31

一、引言
在国际金融危机及欧洲债务危机的冲击下，我国传统的外需型经济受到国际环境不确定性的严重考验。在对外贸易疲软的情形下，越来越的目光转向内需，各级政府相继出台一系列扩大内需保增长的政策和措施，有关内需的研究亦逐渐成为学术热点之一。近年来，我国城乡居民收入与消费差距逐年扩大，这对扩大内需产生了多方面的负面影响，制约了消费总量的增加和消费结构的优化升级，影响了国民经济的持续快速增长。
近几年来越来越多的焦点及经济政策争论集中于房地产财富对消费的影响。比如，自1990年后的十年间，美国房价翻了一番，并且在2000年到2005年之间美国大部分城市的房价又涨了一倍，在2005年，美国25个洲的房价都以2位数的速度高速增长，一个典型美国家庭的家庭资产有一半以上是由房地产财富构成，同期美国消费市场迅速扩容。2006年至2007年之间，美国楼市出现了严重的投机泡沫，导致了美国房价出现大幅下跌，而房屋账面价值的下跌及房产信贷产品的萧条也影响了美国消费支出。美联储和华尔街的经济学家将美国消费市场周期性的波动归咎于房地产价值的巨大变化。
我国自从1998年全面实施住房商品化改革以来，房地产市场进入了加速发展的上升通道，伴随着房价上涨，社会各界围绕住宅价格上涨的原因及后果的争论持续不断。部分学者担心投资型购房将形成资产泡沫，波及宏观经济，强调防止房地产波动对我国经济的影响，需要对房地产行业进行调控。而另一部分学者则认为房地产上涨是由需求双方决定的，将在两方面积极影响宏观经济：一是通过房地产带动相关行业的发展，二是通过财富效应增加居民消费支出。在我国，房地产已经成为家庭财富的重要组成部分，以个人房产为核心的资产价格已经成为消费者支出的一个越来越重要的决定因素。因房地产市场的开发环境及消费环境的差异，城镇与农村家庭的房地产财富也有较大的差异，一般而言城镇家庭所拥有的房地产财富会高于农村家庭的房地产财富，这在一定程度上也导致了城乡家庭财富的差距，因而也会造成城乡消费支出差距。因此研究中国房地产财富与消费之间的关系，探讨我国房地产财富效应以及房地产财富在城乡消费行为差异方面扮演的角色，这对于充分发挥房地产的财富效应，缩小城乡消费差距，促进总消费和经济增长具有重要意义。
当前，国内虽然有部分学者研究了房地产财富差异对消费支出的影响，但大部分研究都只针对城镇家庭，而对城乡消费差距的影响因素研究甚少，而且绝大部分研究采用的是宏观数据，缺乏科学、细致、深入地实证分析。本文采用中国社会综合调查开放数据库（CGSS）中2006年《中国城乡居民生活综合调查》的有关数据对城乡家庭收入与房地产财富对消费支出差异的影响进行研究，利用分位数回归的方法研究不同消费支出层次上收入与房地产财富在城乡消费支出差异中所产生的影响。微观家庭调查数据的使用，不仅能解决现阶段利用宏观数据研究我国房地产财富效应存在的问题，即时间序列的样本量较少从而降低了估计结果的可信性、代理指标选取较为任意、缺乏严格的论证和理论支持等问题。家庭微观调查数据在样本总量、指标类别，尤其是在揭示家庭房地产财富效应的微观机制方面，有着宏观加总数据不可比拟的优势。
本文的结构安排如下：第二部分对国内外关于房地产财富效应进行了文献回顾；第三部分对本文的数据来源进行了说明，以及对城乡家庭消费支出的分布特征进行了分析；第四部分是分别城乡家庭消费支出进行了分位数回归分析；第五部分对城乡家庭消费支出进行了反事实分析和分位数分解；第六部分对本文的研究进行了总结，并提出了相应政策建议。

二、文献回顾
自凯恩斯《通论》以来，消费理论已经在宏观经济研究中起到了核心作用，理论和实证研究层出不穷。其中，研究较多的是消费函数。消费函数是指收入与消费的关系，在对消费与收入之间关系的研究和知识积累过程中，产生了凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝利的相对收入假说、莫迪利亚尼等人的生命周期假说和弗里德曼的持久收入假说，之后的一系列研究及假说对之前的消费理论进行了补充和修正，从而不断推动消费理论的新发展。把财富（资产）作为重要的变量纳入消费行为的分析，是生命周期假说（LCH）和持久收入假说（PIH）的最重要贡献之一，其理论思路对分析资产价值对消费行为的影响提供了重要的启发。消费的生命周期理论认为，消费支出依赖于人力资本、实物资本和金融资产价值，房地产财富是我国家庭的重要财富，其财富的大小和变动会影响到家庭的收入分配、消费决策以及消费支出，进而影响总需求和经济的增长。
国外学者针对房地产财富效应进行了大量的实证研究，主要内容集中于以下几个方面，一是房地产财富对消费的影响力度，即房地产财富效应的大小估算，二是针对房地产财富效应与股市财富效应的比较，三是对不同经济体国家的房地产财富效应的大小比较。国外对房地产财富效应的研究除了使用各国的宏观统计数据并利用时间序列的相关计量方法进行实证分析外，有些学者还利用家庭微观调查数据并借助回归方法进行分析，从宏微观角度对房地产财富效应进行全面分析。例如Ludwing等 (2002)以OECD为样本，研究各国住宅价格波动对消费支出的影响，研究结果表明在统计意义上澳、加、荷、日、西、美、英的财富效应具有显著性，表现为住宅价格波动于消费支出正相关，法、德两国的财富效应不显著。Raphael Bostic等（2009）通过将不同的调查数据进行整合以研究房地产财富效应及金融财富效应的差异，研究结果表明1989至2001年间，自有住房者的房地产财富效应强于金融财富效应。Chen(2006)利用VECM协整模型和永久临时性方差分解方法研究了瑞典房地产财富和总消费的关系，发现在长期上地产财富和总消费是紧密联系的。
当前国内不少学者对消费的研究集中于收入分配对消费的影响，如熊俊认为收入差距过大会强化低收入群体的储蓄行为，使他们的消费倾向降低，同时中等收入群体的危机感增强，消费倾向降低，而中、低群体的消费行为又对高收入群体有示范作用，从而使得高收入群体的消费倾向也降低，而城乡收入分配对消费需求的影响的实证研究却是少之又少。杜安国（2009）选取城镇和农村居民的消费水平作为被解释变量，城镇和农村居民的人均可支配收入、城乡居民消费价格指数为解释变量，通过建立两组不同的ECM模型，进行对比研究，他认为应从制度上降低农村消费的机会成本并且建立农民增收的长效机制，增加农民收入，从而推动城乡收入结构的转变，促进农村消费的增长。张利庠（2007）将城乡消费差异纳入二元经济结构中加以考虑，并运用垄断厂商逐利行为导致的供给歧视理论对城乡消费差异进行了数理分析，发现城乡消费差异不仅是因为二元结构的体制原因，还有垄断厂商供应歧视的经济动因。
国内关于房地产财富对消费支出影响的研究较少。由于我国的房地产市场刚刚兴起，尚未成熟，并且有关房地产财富效应研究的结果也不尽相同。目前国内对房地产财富效应的研究大部分使用了宏观数据，因宏观数据固有的缺陷导致有些房地产财富效应的研究结果相悖，例如周建军（2008）基于1998至2006年年度数据对中国房地产财富效应进行实证分析，结果表明，中国住宅价格与消费支出之间存在负相关的关系，这显然是有悖常理的；而魏锋（2007）利用2002至2005年的月度数据，运用单位根、协整检验以及误差修正模型，研究结果表明，我国房地产市场存在显著的正的财富效应。为了克服现阶段利用宏观数据研究我国房地产财富效应存在的问题，黄静，屠梅曾（2009）利用家庭微观调查数据，对我国近10年居民房地产财富与消费之间的关系进行研究，研究结果表明，房地产财富对居民消费有显著的促进作用，房价上涨减弱了房地产财富效应，住房来源于“自己的”家庭的财富效应高于住房来源于“单位的”和“国家的”家庭，房地产财富效应在自有产权住房与租私人住房的家庭之间没有差异，户主越年轻的家庭，房地产财富效应越大，收入越高的家庭房地产财富效应越大，经济越发达地区房地产财富效应越大。
总的来看，国内学者从微观家庭角度研究我国城乡家庭消费行为差异的文章较少，关于房地产财富对城乡家庭消费行为差异影响的研究更是少之又少。本文使用城乡微观调查数据，利用分位数回归方法，分析不同消费阶层的城乡家庭消费差异及房地产财富在其中所起的作用，分析结果更加全面、细致和深入。

三、研究设计
（一）分位数回归模型
本文利用Koenker和Bassett（1978）提出的分位数回归方法分别对城镇和农村家庭消费样本建模分析。分位数回归思想是对普通最小二乘法的扩展，它依据因变量的条件分位数对自变量进行回归分析，可以得到所有分位数下的回归模型。基于条件均值的普通回归分析只提供了因变量条件分布的一个方面信息，忽略了其他信息，当分布是厚尾或有离异值时，其结果的稳健性较差。分位数回归能够捕捉分布的尾部特征，当自变量对不同部分的因变量产生不同的影响时，比如存在左偏或右偏时，能更加全面的刻画分布的特征，并且系数更为稳健。本文将城乡家庭基本消费支出的对数作为被解释变量，将影响家庭消费支出的因素作为解释变量，建立如下分位数回归模型：

其中，表示年基本生活费的对数；表示影响的各个因素，它包括年家庭收入对数（lnincome）、家庭房产价值对数（lnproperty）、家庭人口数（num）；age表示户主的年龄； marital表示的是户主的婚姻状况，CGSS调查数据的婚姻状况包括了从未结过婚、同居、已婚有配偶、分居、离婚、丧偶等6项，故本文的婚姻状况以未婚为参照变量设置了5个虚拟变量同居（marital1）、已婚有配偶（marital2）、分居（marital3）、离婚（marital4）、丧偶（marital5）。、、分别表示对各个变量进行参数估计的第个分位数的回归参数。本文选取家庭收入、家庭人口、户主年龄，户主婚姻状况作为控制变量的原因在于：首先，家庭收入决定了一个家庭的支付能力，因此家庭收入能够影响家庭的消费支出水平；其次，本文着重于研究家庭的整体消费支出，故家庭人口数在决定一个家庭的消费支出方面起着作用的作用；最后，本文引入了户主的基本信息包括年龄及婚姻状况，原因在于户主在一个家庭的消费行为方面起着较大的引导作用，年轻户主的消费理念可能完全不同于年老户主，处于不同婚姻状况下的户主其消费行为也会产生一定的差异。
（二）反事实分析和分位数分解设定
首先，利用分位数回归求解出系数向量分位数回归得到的系数可以理解为在不同的分位数上各种变量的边际消费弹性，关于分位数回归的一些详细内容，请参看Koenker 和 Bassett(1978)。
。对任意一个观测值，选取若干不同的分位数，都可以得到一个预测的工资分布，因此，这种工资分布是一种条件分布，而反事实分析是基于边际分布。因此，下一步从分位数回归预测出的条件分布得到边际分布。
其次，如果是一个在[0，1]上的均匀分布，那么就服从分布。因此如果，，… 来自一个均匀分布[0，1]，那么，给定任何解释向量，通过上述分位数回归可以估计出个分位数，这个分位数构成的样本可以看作是，从给定的条件分布中抽出来的一个样本。Machado 和 Mata (2005)证明如果上述的解释向量不是给定的，而是随机地从数据库中抽取，那么上述个分位数构成的样本可以看作是从边际分布中抽出来的一个样本。以农村家庭消费支出的边际分布为例，具体的步骤：（1）从均匀分布U[0，1]中随机抽取一个样本容量为的样本，；（2）在农村样本中，分别以=做分位数回归，，得到个分位数回归的系数向量，；（3）从农村解释变量的数据中有放回地重复随机抽样，抽取一个样本容量为的样本，表示为{}，；（4）把（2）中得到的系数和（3）中得到的样本相乘，，得到农村家庭消费支出的边际分布样本。城镇家庭消费支出的边际分布按同样方法求出。
再则，进行反事实分解。Machado 和 Mata (2005)研究的反事实分析可以分为两大类，一类是基于分位数回归系数的反事实分析，一类是基于解释变量分布的反事实分析。前一类反事实分析是指如果农村居民按城镇的边际消费弹性（城镇分位数回归系数）来消费的话，农村家庭的消费支出分布会怎么样？后一类反事实分析指的是如果农村家庭的解释变量（房地产财富，收入等等）的分布跟城镇相同的话，农村的消费支出分布会怎么样？
最后，对消费支出进行分位数分解。消费支出的边际分布（农村或者城镇）可以表示为所有分位数回归系数和解释变量的函数。记城镇家庭消费支出的分布为 是指城镇家庭边际消费弹性。表示城镇家庭的解释变量。
，记农村家庭消费支出的分布为。于是，城镇和农村的家庭对数消费支出差异可以表示为：
因为是两个分布之间的比较，“—”只表示比较的含义，并非代数意义上的减号。

可分解为：

上式中的第（1）部分表示由于城镇和农村的家庭特征（解释变量）不同所引起的消费支出分布的差别；上式中的第（2）部分表示由于边际消费倾向（回归系数）不同所引起的消费支出分布的差别。这两部分都可以继续进行分解。

上面的第（3）部分表示由于城镇和农村在第一个解释变量上的分布不同所引起的消费支出分布的差别；第（4）部分表示由于城镇和农村在第个解释变量上的分布不同所引起的消费支出分布的差别；第（5）部分表示由于城镇和农村在第一个解释变量上的边际消费倾向（分位数回归系数）不同所引起的消费支出分布的差别；第（6）部分表示由于城镇和农村在第个解释变量上的边际消费倾向不同所引起的消费支出分布的差别。

四、数据来源与特征描述
本文数据来源于中国社会综合调查开放数据库（CGSS）中的《中国城乡居民生活综合调查》（2006）年的有关城乡家庭收入与消费支出的抽样调查数据。该数据采用分层四阶段不等概率抽样方法，以家庭为样本单位进行调查，所抽取的样本包括全国（含22个省、4个自治区、4个直辖市；不含西藏自治区、港澳台）共 10000个家庭样本单位。
该数据库包含我国城乡居民的医疗、收入、消费、地产财富等方面的详实数据，是国内非常难得的微观数据库。鉴于本文的研究目的，我们选取了基本消费支出、收入、地产财富、家庭人口数、户主年龄、户主婚姻状况等变量。剔除样本中无回答或不适合考察的家庭样本，剩余1098个城镇家庭样本及684个农村家庭样本可供我们研究。
表1是城镇家庭样本和农村家庭样本的描述统计结果。可以看到城镇家庭平均基本消费支出是农村家庭平均基本消费支出的2.32倍，但城镇家庭基本消费支出的标准差远大于农村家庭基本消费支出标准差，表明了城镇家庭的消费不均等现象强于农村家庭。由城镇和农村家庭消费支出分布的JB正态检验结果我们可以看出，其正态性检验p值小于0.0001，因而城镇和农村家庭基本消费支出分布都不服从正态分布。图1是利用非参数方法拟合的城乡家庭消费支出的样本分布，可以看出农村家庭消费支出分布相对于城镇家庭消费支出分布是低峰度、左偏，说明农村低消费人群较多，而高消费人群多集中于城镇。
表1 中国城乡家庭基本消费支出分布特征比较 （单位：元）
城乡
样本数
均值
标准差
峰度
偏度
正态性检验P值
城镇
1098
11074.21
8903.81
75.89
5.82
<0.0001
农村
684
4764.04
3738.72
11.62
2.34
<0.0001
图2是各个分位数下城乡家庭消费支出差异情况，可以看到，在各个分位数上城镇家庭的年家庭消费支出远远高于农村家庭的消费支出，并且随着分位数的增加，差距越来越大，在最高分位数上城乡消费差异达到最大，说明城乡高消费群体差异的要大于城乡低消费群体的差异。

图1 城乡家庭消费支出样本分布

图2 不同分位数下城乡家庭消费支出

五、实证分析
（一）分位数回归分析
分别对城镇和农村家庭消费支出在1%到99%分位数上采用平滑算法做分位数回归，所得结果列于表2和表3 。因房地产财富及家庭收入在决定家庭消费上起着重要的作用，因此我们将其回归系数列于图3及图4中，以便于观察房地产财富消费弹性及收入消费弹性在不同分位数上的变化趋势。我们可以发现：
1.无论是城镇家庭还是农村家庭，房产财富、家庭年收入在所有分位数上的参数估计结果都在5%显著性水平上显著，说明这两个因素在决定城乡家庭消费支出中起了重要的作用。而且房地产财富和收入对不同消费群体的消费弹性是不同的，我国农村和城镇家庭收入消费弹性分别在0.42-0.82和0.47-0.77之间，农村和城镇家庭地产财富弹性在0.11-0.17和0.14-0.24之间，在50%分位数 普通回归是基于被解释变量条件均值的回归，所以50%分位数的分位数回归系数约等于普通回归的系数。
的房地产消费弹性为0.16左右，这与骆祚炎（2007）利用普通回归估计的我国房地产消费弹性为0.14，黄静、屠梅曾（2009）利用普通回归估计的我国房地产财富消费弹性为0.08-0.12都比较接近，且与Case、Quigley和Shiller（2005）对欧洲国家20实际90年代房地产财富消费弹性为0.11~0.17也接近。这说明了我国房地产财富对消费的影响是不容忽视的。而且本文与前人研究不同的是，发现家庭年收入和房地产财富对不同消费层次的家庭边际消费弹性是不同，而且农村和城镇之间也存在较大的差异。从消费层次上来看，无论是城镇家庭还是农村家庭，低消费水平居民的收入和地产财富消费弹性都要高于高消费水平居民上的收入和地产财富消费弹性。从城乡收入消费弹性差异来看，在中低消费水平上的农村收入消费弹性要高于城镇的收入消费弹性，而在高消费水平上，城镇的收入消费弹性反而略高于农村收入消费弹性，主要原因在于低消费层次的家庭中，农村家庭年收入相对于对城镇家庭年收入偏低，因此农村的边际消费弹性更大；而高消费层次的家庭中，农村家庭由于缺少完善的社会保障，预防性储蓄意愿更强，而城镇相对于农村来说，有比较完善的社会保障制度，因此农村家庭的收入边际消费弹性较城镇家庭要低。从城乡地产财富消费弹性差异来看，农村地产财富消费弹性都低于相应的城镇地产财富消费弹性。主要原因，农村的基础设施落后，综合商业设施不完善，教育和文化生活差，因此农村的房地产价格增长缓慢，农村家庭拥有的地产财富远低于城镇家庭的地产财富，而且农村绝大多数房子都是农民自住房，而城镇有相当一部分商品房是投资品，再加上农村房地产交易市场落后，即使农村的房价上涨，农民也很难通过在市场出售转化为收入，因此农村家庭的地产财富消费弹性要低于城镇家庭的地产财富消费弹性。
2.无论是城镇家庭还是农村家庭，家庭年收入对家庭消费支出的影响高于房地产财富对家庭消费支出的影响，回归结果显示，在所有分位数上，收入弹性系数高于房产价值弹性系数。由此可见，居民收入的增加在提高一个家庭的消费支出上的作用要强于于房产财富对家庭支出的影响，也就是说我国目前家庭收入是影响居民消费支出的最主要因素。主要原因在于：当前，对于大部分家庭，住房主要用于自住而非投资，即使房价上涨，他们也不太可能真正去兑现房地产增值收益。一方面，要继续享用住房服务，另一方面，住房作为家庭地位和财富的重要象征，人们更倾向于改善居住条件，而不太可能会更提到面积更小或者地理位置更偏、更便宜的住宅。所以对绝大部分家庭而言，房产价值的上升仅仅是心理上的虚拟财富而不是真实的财富，所以对消费的真实影响并不很大。
3.在城镇家庭中，家庭人口数对家庭消费支出的影响仅在中高分位数上显著，其作用表现为家庭人口越多，家庭年消费支出就越多，这符合实际经济理论。在农村家庭中，家庭人口数对家庭年消费支出的影响仅在某些分位数上显著，而且观察其系数的符号可以发现农村家庭人口数与家庭消费支出之间的呈现负相关的关系，与一般现实情况不相符合，但是分析目前中国国情我们可以了解到，当前有大量的农村居民进入城市务工而长期在外，我们所使用的CGSS数据在调查农村数据时询问的家庭成员包含了在家务工的成员，而这些在外务工的家庭成员其年消费支出并不计入农村家庭的消费支出，故造成了一种家庭成员与家庭消费支出呈负相关关系的假象。而城镇家庭人口的流动性相对于农村家庭人口流动性较弱，故城镇家庭人口的数量对家庭消费支出的影响较大。
4.不论是城镇家庭还是农村家庭，户主的年龄对家庭的消费支出的影响虽然在大部分分位数上是显著的，但是其系数值却非常小，可见户主年龄对家庭消费支出的影响十分微弱。
5.户主婚姻状况对家庭基本消费支出的影响显著。城镇和农村的分位数回归结果都显示，婚姻状况对低消费层次的影响要大于高消费层次。
表3 中国城镇家庭消费支出在各个分位数下的回归参数估计结果

0.05
0.10
0.30
0.50
0.70
0.90
0.95
房地产财富
0.241**
0.267**
0.180**
0.164**
0.148**
0.142**
0.144**
收入
0.771**
0.767**
0.700**
0.656**
0.588**
0.454**
0.473**
家庭人口数
-0.031
-0.021
0.012
0.013*
0.022**
0.023*
0.033**
户主年龄
-0.000**
-0.000**
0.000*
0.000**
0.000**
0.000**
0.000**
同居
1.470**
1.300**
0.936**
0.571**
0.468**
0.271
0.176
已婚有配偶
1.010**
1.087**
0.983**
0.709**
0.672**
0.367**
0.395**
分居
1.185**
1.013**
0.648*
0.2007
0.553**
-0.016
-0.137
离婚
1.149**
1.060**
0.956**
0.858**
0.731**
0.573**
0.687**
丧偶
0.975**
1.052**
1.044**
0.700**
0.700**
0.446**
0.583**
注：**和*分别表示在5%和10%显著水平下显著。
表4 中国农村家庭消费支出在各个分位数下的回归参数估计结果

0.05
0.10
0.30
0.50
0.70
0.90
0.95
房地产财富
0.173**
0.151**
0.151**
0.107**
0.140*
0.114**
0.109**
收入
0.822**
0.816**
0.773**
0.699**
0.555**
0.420**
0.416*
家庭人口数
-0.009
-0.019
-0.034*
-0.027*
-0.041**
-0.063**
-0.042
户主年龄
-0.000**
-0.000**
-0.000**
-0.000
0.000
0.000**
0.000**
同居
2.755**
2.642**
1.638*
1.234*
1.053**
0.449*
0.103
已婚有配偶
2.113*
2.257**
2.042**
1.128**
0.809**
0.605**
0.513**
分居
2.717**
2.601**
1.716*
0.341
-0.352
-1.118**
-1.497**
离婚
2.940**
2.802**
2.134**
0.818
0.471
-0.290
-0.631**
丧偶
2.140*
2.282**
1.877**
1.195**
0.942*
0.526**
0.494
注：**和*分别表示在5%和10%显著水平下显著。

（二）反事实分析与分位数分解
下面借助Machado和Mata(2005)提出的反事实分析和分位数分解方法以深入了解房地产财富对中国城乡家庭消费行为的差异。本文所关心的反事实分析是如果农村家庭按照城镇家庭的消费弹性决定家庭消费支出的话，农村家庭的消费支出分布会如何？
我们将反事实分析的结果列于图3中，其中最左边实线表示农村消费支出的样本分布，最右边虚线表示城镇消费支出的样本分布，中间虚线表示农村家庭按照城镇家庭的边际消费弹性所决定的反事实家庭消费支出分布。我们可以看出，反事实农村家庭的消费支出分布与原本的农村家庭消费支出分布相近，表明城乡家庭消费弹性的差异并不是造成城乡家庭消费支出差异的主要原因。

图3 反事实分析城乡家庭消费支出分布图
接着，我们进行家庭支出差异的分位数分解，得出影响城乡家庭基本消费支出差异的两个影响因素——“消费弹性影响”和“变量影响”，其中“消费弹性影响”体现的是城乡家庭消费行为受家庭收入、房地产财富等因素的影响不同，从分位数回归的结果可以看出，城乡家庭的收入消费弹性与房地产财富消费弹性在各分位数上都有较大的差别，而“变量影响”体现的是城乡家庭在变量分布上的不同，也就是城乡家庭因其家庭收入及房地产财富的差异而导致家庭基本生活支出的差异，分解得出结果列于表5中。
表5 部分分位数上城乡家庭消费支出差异分解
分位数
城乡差异
变量影响
消费弹性影响
变量影响度
（%）
消费弹性影响度（%）
0.05
1.3678
1.1777
0.1901
86.10
13.90
0.1
0.9194
0.8408
0.0785
91.46
8.54
0.25
0.8722
0.7376
0.1346
84.56
15.44
0.5
1.0202
0.9009
0.1193
88.31
11.69
0.75
0.8656
0.8838
-0.0182
102.10
-2.10
0.9
0.6138
0.6775
-0.0637
110.39
-10.39
0.95
0.2978
0.6552
-0.3574
220.01
-120.01
从表5可以看出：（1）不同分位数上的城乡家庭基本生活支出差异不同，其中导致城乡家庭消费差异的“变量影响度”在高分位数上的取值高于低分位数上取值，说明随着城乡消费水平的提高，城乡家庭的变量特征差异是造成城乡差异的主要原因；而导致城乡家庭消费差异的“消费弹性影响度”在高分位数上的取值低于低分位数上的取值，说明随着城乡家庭消费水平的提高，城乡家庭间的消费弹性差异缩小。（2）在所有分位数上，“变量影响度”大于“消费弹性影响度”，说明城乡家庭基本生活支出主要是由城乡家庭的特征变量分布不同引起的，也就说城乡间的消费支出差异主要来源于城乡家庭收入及房地产财富的差异。
表6是城乡家庭的特征变量分布不同对城乡家庭的消费支出差异的影响。可以发现：（1）收入和房地产财富是造成变量差异的主要原因，而且房地产财富对高消费群体的变量差异影响度要高于低消费群体的影响度，而收入对低消费群体的变量差异影响度要高于高消费群体，这主要是因为我国现阶段城乡低消费群体拥有的房地产财富都是比较少的，差异不大，而城乡高消费群体的拥有房地产财富差异很大；（2）收入、房地产财富、家庭人口数和婚姻状况对消费弹性差异都有一定程度的影响，其中，收入、房地产财富都有正的影响度，说明消费弹性差异主要由收入和房地产财富的差异造成的，而家庭人口数和已婚有配偶是负的影响，这说明我国城乡之间的收入消费弹性和房地产财富消费弹性差异较大，而城乡间的人口数和婚姻状况对消费影响差异不大。
表6 部分分位数上解释变量的影响度分解
影响度
变量差异影响度（%）
消费弹性差异影响度（%）
分位数
0.1
0.25
0.5
0.75
0.9
0.1
0.3
0.5
0.7
0.9
房地产财富
6.94
19.4
24.4
28.13
38.58
78.13
29.28
72.37
65.04
77.7
收入
95.47
72.8
64.64
54.88
53.67
124.78
87.19
150.16
152.93
96.82
家庭人口数
-2.41
4.38
8.82
12.6
5.35
-4.66
-34.13
-35.19
-55.94
0.07
户主年龄
0.02
1.99
0.06
3.37
1.23
1.37
-0.33
1.15
-1.11
2.19
同居
0
1.1
0
0.06
0.86
0
-0.04
-2.03
0
-0.3
已婚有配偶
-0.02
0.13
13.01
0
0
-100.9
10.36
-78.59
-59.15
-69.02
分居
0
0
0.67
0.8
0.31
0
3.6
-5.7
-1.3
-4.8
离婚
0
0
1.2
0.16
0
1.36
2.33
0.63
0.04
0
丧偶
0
0.2
-12.8
0
0
-0.08
1.74
-2.8
-0.51
-2.66

六 结论与建议
本文利用大型家庭微观调查数据对我国房改后房地产财富与消费关系进行了研究。家庭微观调查数据在样本总量、指标类别，尤其是在揭示家庭房地产财富效应的微观机制方面，有着宏观加总数据不可比拟的优势。本文采用分位数回归方法，能够捕捉分布的尾部特征，能更加全面的刻画分布的特征，并且系数更为稳健。本文的研究结论主要有：首先，城镇家庭平均基本消费支出远高于农村家庭平均基本消费支出，但城镇家庭的消费不均等现象更严重，农村低消费人群较多，而高消费人群多集中于城镇，且城乡高消费群体差异的要大于城乡低消费群体的差异。其次，我国家庭年收入和房地产财富对不同消费层次的家庭边际消费弹性是不同，我国农村和城镇家庭收入消费弹性分别在0.416-0.822和0.473-0.771之间，农村和城镇家庭地产财富弹性在0.109-0.173和0.144-0.241之间；从消费层次上来看，无论是城镇家庭还是农村家庭，低消费水平居民的收入和地产财富消费弹性都要高于高消费水平居民上的收入和地产财富消费弹性；从城乡收入消费弹性差异来看，在中低消费水平上的农村收入消费弹性要高于城镇的收入消费弹性，而在高消费水平上，城镇的收入消费弹性反而略高于农村收入消费弹性；从城乡地产财富消费弹性差异来看，农村地产财富消费弹性都低于相应的城镇地产财富消费弹性。第三，无论是城镇家庭还是农村家庭，家庭年收入对家庭消费支出的影响高于房地产财富对家庭消费支出的影响，回归结果显示，在所有分位数上，收入弹性系数高于房产价值弹性系数。由此可见，居民收入的增加在提高一个家庭的消费支出上的作用要强于于房产财富对家庭支出的影响，也就是说我国目前家庭收入是影响居民消费支出的最主要因素。第四，城乡不同消费水平群体的家庭基本生活支出差异不同，随着城乡消费水平的提高，城乡家庭的变量特征差异对城乡消费差异的影响增加，而城乡家庭间的消费弹性差异在缩小。城乡家庭间的消费支出差异主要来源于城乡家庭收入及房地产财富的差异。
本文的结果具有重要的政策含义，主要包括以下几方面：第一，当前我国家庭财富主要还是源自工资性收入，要提高居民的消费支出应大力增加居民的收入，尤其要提高农村和城镇中低收入人群的可支配收入，对我国绝大多数落后的农村而言，农户消费需求的提高主要受制于实际购买力过低，受制于城乡收入差距过大，因此，要提高农村居民消费水平，改善农民生活条件，当前最迫切的需要是大力提高农民的收入水平，特别是提高其现金收入水平，缩小城乡之间的收入差距，扩大内需，促进经济稳定增长。第二，由于农村社会保障制度不完善，农民对未来预期的不确定性，农村高收入群体的预防性储蓄意愿高，其边际消费弹性低于城镇高收入群体的边际消费弹性，因此，通过尽快建立和完