土地供給、住房?jī)r(jià)格與中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄

1、土地供給、住房?jī)r(jià)格與中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄基于中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）數(shù)據(jù)的微觀實(shí)證研究陳斌開(kāi) 楊汝岱*陳斌開(kāi)，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)堂，郵編100081，郵箱chenbinkai；楊汝岱，湘潭大學(xué)中國(guó)農(nóng)村發(fā)展研究中心，中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)堂，郵箱rudaiyang。本文是國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目“經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與中國(guó)居民消費(fèi)行為研究住房、醫(yī)療和養(yǎng)老體制改革的影響”（71003112）和國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“金融抑制、資源錯(cuò)配與中國(guó)消費(fèi)需求”（71273289）的階段性研究成果，同時(shí)得到教育部“新世紀(jì)優(yōu)秀人才支持計(jì)劃”、國(guó)家社科基金重大招標(biāo)項(xiàng)目（09&ZD020、12&ZD028）、

2、中央財(cái)經(jīng)大學(xué)“青年科研創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)”和金融40人論壇（CF40）的資助。作者感謝李濤、陸銘、陳釗、章元對(duì)本文提出的建設(shè)性意見(jiàn)，感謝中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)堂同仁的討論及匿名審稿人的建議。文責(zé)自負(fù)。內(nèi)容提要：基于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局城調(diào)隊(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）2002-2007年的微觀家戶數(shù)據(jù)，本文研究土地供給、住房?jī)r(jià)格和居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系。研究結(jié)果表明，住房?jī)r(jià)格上漲使得居民不得不“為買房而儲(chǔ)蓄”，提高了居民儲(chǔ)蓄率：住房?jī)r(jià)格上升1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率將上升0.067個(gè)百分點(diǎn)，這解釋了2002-2007年間我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率上升的45%。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，住房?jī)r(jià)格上漲主要影響收入水平較低、沒(méi)有住房或住房面積較小的家庭；同時(shí)

3、，住房?jī)r(jià)格對(duì)年輕人和老年人的影響較大。以土地供給作為住房?jī)r(jià)格的工具變量有效緩解了內(nèi)生性問(wèn)題，2SLS回歸結(jié)果表明，土地供給越少，住房?jī)r(jià)格水平越高，居民儲(chǔ)蓄率越高。本文的政策含義在于，直接針對(duì)消費(fèi)的短期政策難以有效啟動(dòng)內(nèi)需，建立擴(kuò)大消費(fèi)需求的長(zhǎng)效機(jī)制需要從經(jīng)濟(jì)供給面入手，其中最重要的方式之一是改革現(xiàn)有財(cái)稅體制，降低地方政府對(duì)“土地財(cái)政”的依賴程度。關(guān)鍵詞：UHS；住房?jī)r(jià)格；居民儲(chǔ)蓄；土地供給一、引言本世紀(jì)以來(lái)，高房?jī)r(jià)與高儲(chǔ)蓄成為影響我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速健康發(fā)展的兩個(gè)至關(guān)重要的因素。住房?jī)r(jià)格與普通大眾生活息息相關(guān)，超出居民承受能力的高房?jī)r(jià)可能會(huì)對(duì)社會(huì)穩(wěn)定產(chǎn)生不利影響。如果房?jī)r(jià)存在較大泡沫（呂江林，

4、2010；Wu, et.al，2010），在強(qiáng)烈房?jī)r(jià)上漲預(yù)期和通貨膨脹背景下，購(gòu)房行為更多是出于投資需求而非消費(fèi)需求，這將會(huì)引導(dǎo)社會(huì)資金流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，并改變?nèi)藗兊纳罘绞健母L(zhǎng)遠(yuǎn)的角度看，這會(huì)產(chǎn)生兩個(gè)非常嚴(yán)重的后果：其一，房?jī)r(jià)泡沫擠出產(chǎn)業(yè)資本投資，降低企業(yè)的創(chuàng)新能力；其二，房?jī)r(jià)高企使得年輕一代不得不為買房而儲(chǔ)蓄，為基本生存而奮斗，壓抑了創(chuàng)造能力。這將使得中國(guó)經(jīng)濟(jì)走入中等收入水平陷阱的可能性大大提高。消費(fèi)不足是困擾我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)長(zhǎng)期難題，近年更有愈演愈烈之勢(shì)。造成內(nèi)外需求結(jié)構(gòu)不平衡的直接原因是國(guó)民儲(chǔ)蓄比例過(guò)高，因此，我國(guó)高儲(chǔ)蓄問(wèn)題也備受國(guó)際和國(guó)內(nèi)的關(guān)注（Greenspan，2009等）。

5、跨國(guó)比較發(fā)現(xiàn)，我國(guó)2008年國(guó)民儲(chǔ)蓄率高達(dá)52%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美國(guó)、英國(guó)、德國(guó)等主要西方國(guó)家 按照國(guó)際慣例，國(guó)民儲(chǔ)蓄率為定義為（國(guó)民儲(chǔ)蓄/國(guó)民收入），下同。，同時(shí)也大大高于日本、韓國(guó)等其它亞洲國(guó)家。事實(shí)上，中國(guó)儲(chǔ)蓄率已經(jīng)高于日本和韓國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中儲(chǔ)蓄率的最高點(diǎn)（Horika，2007；Park and Rhee，2005） 數(shù)據(jù)來(lái)源：世界銀行發(fā)展指數(shù)（WDI）。數(shù)據(jù)顯示，日本國(guó)民儲(chǔ)蓄率最高點(diǎn)出現(xiàn)在1970年附近，為51.8%，韓國(guó)國(guó)民儲(chǔ)蓄率最高點(diǎn)出現(xiàn)在2000年左右，為50.7%，都低于中國(guó)2008年的國(guó)民儲(chǔ)蓄率（52%）。與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)?shù)挠《取臀骱推渌械仁杖雵?guó)家相比，中國(guó)儲(chǔ)蓄率也嚴(yán)重偏

6、高。更為重要的是，中國(guó)儲(chǔ)蓄率在近年來(lái)呈現(xiàn)快速上升的趨勢(shì)。圖1描述了中國(guó)1992-2007年間中國(guó)國(guó)民儲(chǔ)蓄率，居民儲(chǔ)蓄率（居民儲(chǔ)蓄/居民可支配收入）的變化過(guò)程。從圖中可見(jiàn)，2000年以來(lái)，我國(guó)國(guó)民儲(chǔ)蓄率大幅度上升，2000年的國(guó)民儲(chǔ)蓄率為37.6%，2007年國(guó)民儲(chǔ)蓄率已高達(dá)50.9%。同一時(shí)期，居民儲(chǔ)蓄率也由27.5%上升到37.5%。“巧合”的是，在儲(chǔ)蓄率快速上升的同時(shí)，伴隨著住房?jī)r(jià)格的大幅度上漲。圖1同時(shí)描述了1992-2007年間我國(guó)住宅商品房銷售價(jià)格指數(shù)的變化情況。從圖中可以看出，我國(guó)住房?jī)r(jià)格在經(jīng)歷了1997-2003年的穩(wěn)步上漲時(shí)期以后，從2004年開(kāi)始快速上升 住宅商品房數(shù)據(jù)來(lái)自中

7、國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒固定資產(chǎn)投資欄，我們以1992年價(jià)格為100對(duì)住房?jī)r(jià)格進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，形成了1992-2007年間住房?jī)r(jià)格指數(shù)，對(duì)該數(shù)據(jù)的描述和說(shuō)明詳見(jiàn)下文。商品房銷售價(jià)格由2003年的均價(jià)2359元/平方米迅速上漲到2007年的均價(jià)3864元/平方米，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于同期居民收入的增長(zhǎng)速度。這種快速上漲的住房?jī)r(jià)格和快速上升的居民儲(chǔ)蓄率之間是否存在某種因果聯(lián)系呢？本文將基于微觀家庭數(shù)據(jù)對(duì)這個(gè)問(wèn)題展開(kāi)研究。圖1：中國(guó)住房?jī)r(jià)格與儲(chǔ)蓄率：1992-2007數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2005-2009；中國(guó)資金流量表歷史資料：1992-2004。從理論上而言，“為買房而儲(chǔ)蓄”可能構(gòu)成中國(guó)城鎮(zhèn)居民最重要的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)之一（如陳

8、彥斌、邱哲圣，2011；Wang and Wen，2011等）。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)還沒(méi)有從經(jīng)驗(yàn)角度對(duì)住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系展開(kāi)實(shí)證研究。本文將基于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局城調(diào)隊(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）2002-2007年的微觀家戶數(shù)據(jù)對(duì)住房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系進(jìn)行定量研究 從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)來(lái)看，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的主要貢獻(xiàn)者是城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄。以2008年為例，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入15781元，農(nóng)村居民人均純收入4760元，城鎮(zhèn)人口6.1億，農(nóng)村人口7.2億，據(jù)此估計(jì)，中國(guó)城鎮(zhèn)居民總收入是農(nóng)村居民總收入的2.8倍，若城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率相近，則城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄對(duì)總儲(chǔ)蓄率的貢獻(xiàn)約3/4。由此可見(jiàn)，理解我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)

9、蓄率及其變化的原因是解釋我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的關(guān)鍵所在。，并進(jìn)一步分析其內(nèi)在影響機(jī)制。文章還將探討住房?jī)r(jià)格上漲的可能原因，分析土地供給對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響，在克服住房?jī)r(jià)格內(nèi)生性問(wèn)題的同時(shí)，為中國(guó)住房?jī)r(jià)格上漲和居民儲(chǔ)蓄率上升提供一個(gè)邏輯一致的解釋。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述和理論假說(shuō)提出；第三部分對(duì)住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究和穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第四部分進(jìn)一步研究住房?jī)r(jià)格影響居民儲(chǔ)蓄的機(jī)制，討論住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄的異質(zhì)性影響；第五部分分析住房?jī)r(jià)格上漲的原因，基于兩階段最小二乘法研究土地供給、住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系；第六部分為結(jié)論性評(píng)述。二、文獻(xiàn)綜述和理論假說(shuō)針對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率問(wèn)題，學(xué)術(shù)界

10、進(jìn)行了廣泛的討論，并提出了眾多解釋。第一種解釋以生命周期理論為基礎(chǔ)（Modigliani and Cao，2004），認(rèn)為勞動(dòng)力人口比例上升將提高居民儲(chǔ)蓄率。然而，這種解釋與我國(guó)微觀家庭儲(chǔ)蓄行為并不一致（Chamon and Prasad，2010），對(duì)宏觀數(shù)據(jù)的解釋力也受到很大質(zhì)疑（Kraay，2000）。第二種解釋以流動(dòng)性約束理論為基礎(chǔ)，認(rèn)為中國(guó)金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)導(dǎo)致居民和企業(yè)更多儲(chǔ)蓄，提高了我國(guó)的儲(chǔ)蓄率（萬(wàn)廣華等，2001；Kujis，2005；Aziz and Cui，2007等）。第三種解釋涉及文化、習(xí)慣、家庭偏好等方面因素（葉海云，2000；杭斌，2009；程令國(guó)、張曄，2011等）。

11、流動(dòng)性約束可能構(gòu)成中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率高的原因之一，卻無(wú)法直接解釋中國(guó)儲(chǔ)蓄率快速上升的現(xiàn)象；同樣，具有很強(qiáng)持續(xù)性的文化因素不太可能解釋2000年以來(lái)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的快速上升。第四種解釋從收入分配視角研究了居民儲(chǔ)蓄上升的原因，認(rèn)為居民收入差距擴(kuò)大導(dǎo)致了儲(chǔ)蓄率上升（楊汝岱、朱詩(shī)娥，2007；Jin et.al, 2010），但是從收入差距角度作出的解釋，其微觀行為基礎(chǔ)相對(duì)欠缺。第五種解釋主要基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，認(rèn)為我國(guó)養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房體制改革和勞動(dòng)力市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)上升提高了居民收入和支出的不確定性，增強(qiáng)了居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率的上升（Meng，2003；羅楚亮，2004；Blanchard

12、and Giavazzi，2005；Giles and Yoo，2007；何立新等，2008；周紹杰等，2009；易行健等，2008；楊汝岱、陳斌開(kāi)，2009），不過(guò)，尚沒(méi)有直接的證據(jù)表明近年來(lái)儲(chǔ)蓄率的上升可以由勞動(dòng)力市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、教育和醫(yī)療等方面的收入和支出不確定性所完全解釋。Chamon and Prasad（2010）發(fā)現(xiàn)住房可能是城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率最重要的影響因素之一，但他們并沒(méi)有深入研究住房與居民儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系。最近，Wei and Zhang（2011）發(fā)現(xiàn)性別失衡可能通過(guò)影響房?jī)r(jià)導(dǎo)致中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率上升，然而，他們主要關(guān)心性別失衡的影響，沒(méi)有對(duì)住房?jī)r(jià)格和居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系進(jìn)行深入討論。況偉大（

13、2011）基于城市層面數(shù)據(jù)研究了房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響，但其微觀基礎(chǔ)相對(duì)缺乏。Wang and Wen（2011）從理論上討論了住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系，認(rèn)為住房?jī)r(jià)格上升不一定會(huì)影響居民儲(chǔ)蓄率，原因是買房者的負(fù)儲(chǔ)蓄與“為買房而儲(chǔ)蓄”家庭的正儲(chǔ)蓄是相互抵消的。然而，他們的模型主要適用于穩(wěn)態(tài)分析，對(duì)處于轉(zhuǎn)型過(guò)程中的中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的解釋力有待商榷。一方面，中國(guó)處于快速城市化進(jìn)程中，移民群體的高儲(chǔ)蓄率無(wú)法被抵消 陳斌開(kāi)等（2010）對(duì)移民群體的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)移民群體邊際消費(fèi)傾向大大低于城鎮(zhèn)居民，儲(chǔ)蓄率則遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)居民。；另一方面，1998年的住房改革導(dǎo)致越來(lái)越多的家庭不得不依賴自身儲(chǔ)蓄而買房

14、，直接提高了城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率（Chen and Yang，2011） Wang and Wen (2011)在數(shù)值模擬中考慮了住房改革和房?jī)r(jià)上漲的可能影響，發(fā)現(xiàn)住房改革和房?jī)r(jià)上漲都可能導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率上升，然而，它們沒(méi)有分析房?jī)r(jià)上漲預(yù)期持續(xù)存在時(shí)的居民儲(chǔ)蓄行為，而這恰恰是中國(guó)2000年以來(lái)的普遍情形。因此，有必要對(duì)中國(guó)住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系進(jìn)行更加細(xì)致的研究。從理論上而言，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響是不確定的，一方面，房?jī)r(jià)上漲可能通過(guò)財(cái)富效應(yīng)提高居民消費(fèi)（Yao and Zhang, 2005; Li and Yao, 2007; Gan, 2011等），另一方面，房?jī)r(jià)上漲可能導(dǎo)致部分居民“為買

15、房而儲(chǔ)蓄”，降低居民消費(fèi)（Campbell and Cocoo, 2007） 關(guān)于消費(fèi)理論的其它問(wèn)題，朱信凱、駱晨（2011）進(jìn)行了很好地綜述。陳彥斌、邱哲圣（2011）在考慮我國(guó)當(dāng)前現(xiàn)實(shí)約束的前提下，基于生命周期框架從理論上細(xì)致考察了住房?jī)r(jià)格對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄的可能影響，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上升將導(dǎo)致年輕人“為買房而儲(chǔ)蓄”，社會(huì)整體福利下降。事實(shí)上，財(cái)富效應(yīng)在中國(guó)發(fā)揮主要作用的微觀條件并不成熟，住房的財(cái)富效應(yīng)主要通過(guò)再融資（Refinance）和抵押等機(jī)制實(shí)現(xiàn)，而中國(guó)金融市場(chǎng)尚沒(méi)有提供住房再融資的相關(guān)產(chǎn)品，通過(guò)抵押住房來(lái)提高當(dāng)期消費(fèi)的現(xiàn)象也不多見(jiàn)，因此，本文的理論假說(shuō)1為：假說(shuō)1：住房?jī)r(jià)格上升將導(dǎo)致居民總體

16、儲(chǔ)蓄率上升。然而，住房?jī)r(jià)格對(duì)不同家庭的影響可能是異質(zhì)的。生命周期理論表明，年輕人是買房的主體，房?jī)r(jià)上升可能導(dǎo)致其儲(chǔ)蓄率上升；相反，老年人是住房市場(chǎng)的供給方，房?jī)r(jià)上升可能導(dǎo)致其儲(chǔ)蓄率下降（Campbell and Cocoo, 2007）。同時(shí)，租房和住房面積較小家庭住房的改善性需求相對(duì)較大，房?jī)r(jià)上升對(duì)這些家庭儲(chǔ)蓄率的影響也更大；相反，住房?jī)r(jià)格上漲將對(duì)擁有多套房的家庭產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，導(dǎo)致其儲(chǔ)蓄率下降。收入更低的家庭為買房而儲(chǔ)蓄的壓力更大，其儲(chǔ)蓄率提高也要更多。據(jù)此，我們提出理論假說(shuō)2：假說(shuō)2：住房?jī)r(jià)格上升的影響是異質(zhì)的，它將導(dǎo)致收入水平較低、住房面積較小或租房的年輕家庭儲(chǔ)蓄率提高，擁有多套房家庭的

17、儲(chǔ)蓄率下降。本文將基于微觀家戶數(shù)據(jù)對(duì)以上理論假說(shuō)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析住房?jī)r(jià)格背后的決定因素。三、住房?jī)r(jià)格與中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄（ 一）數(shù)據(jù)描述本文使用的微觀家戶數(shù)據(jù)是由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局城調(diào)隊(duì)收集的中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）數(shù)據(jù)庫(kù)，時(shí)間跨度為2002-2007年。該數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)城鎮(zhèn)家庭及成員的基本情況、城鎮(zhèn)居民家庭現(xiàn)金收支、消費(fèi)支出、非現(xiàn)金收入等情況進(jìn)行了調(diào)查。UHS每年在全國(guó)范圍內(nèi)使用分層抽樣方法進(jìn)行隨機(jī)抽樣，為提高代表性，UHS并沒(méi)有對(duì)城鎮(zhèn)住戶進(jìn)行完整的跟蹤調(diào)查，而是對(duì)調(diào)查城鎮(zhèn)中的經(jīng)常性調(diào)查戶每年輪換1/3，也就是每年有1/3的調(diào)查戶要退出調(diào)查，再?gòu)拇髽颖究蛑谐檫x新調(diào)查戶替代之。由此可見(jiàn)，

18、UHS的優(yōu)點(diǎn)是具有很高的全國(guó)代表性，不足是缺乏完整的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。本文樣本來(lái)自六個(gè)省區(qū)，包括北京、遼寧、浙江、廣東、四川、陜西，分布于中國(guó)華北、東北、華東、華南、西南、西北，在地理位置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面均具有廣泛的代表性。表1對(duì)本文所用樣本的主要特征進(jìn)行了簡(jiǎn)單描述。表1 主要變量描述統(tǒng)計(jì) 樣本量（戶）家庭可支配收入（平均值，元）家庭消費(fèi)（平均值，元）家庭人口數(shù)（平均值，人）平均儲(chǔ)蓄率（樣本數(shù)據(jù)）儲(chǔ)蓄率（宏觀數(shù)據(jù)）2002736326523207913.00.220.222003813028166216633.00.230.232004942732450246413.00.240.2

19、420051049737110275752.90.260.2420061045441617301922.90.270.2620071132748712345012.90.290.27數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）數(shù)據(jù)，經(jīng)作者計(jì)算得到。注：家庭可支配收入和家庭消費(fèi)均為當(dāng)前價(jià)格，沒(méi)有經(jīng)過(guò)價(jià)格調(diào)整，平均儲(chǔ)蓄率定義為：（1-家庭平均消費(fèi)/家庭平均可支配收入）。從表中可以看出，2002年以來(lái)被調(diào)查家庭樣本量較大，且逐年增加。家庭收入和消費(fèi)快速上升，但家庭消費(fèi)上升速度低于家庭收入，導(dǎo)致家庭平均儲(chǔ)蓄率不斷攀升。表1最后一列報(bào)告了基于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒城鎮(zhèn)家庭可支配收入、消費(fèi)數(shù)據(jù)所計(jì)算出的家庭儲(chǔ)蓄率，與樣本中

20、儲(chǔ)蓄率的對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，二者變化趨勢(shì)非常一致，進(jìn)一步說(shuō)明了本文所用樣本的代表性。本文所使用住房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒固定資產(chǎn)投資欄。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布了兩項(xiàng)全國(guó)性住房?jī)r(jià)格的數(shù)據(jù)，一項(xiàng)為“價(jià)格指數(shù)”欄下的房屋銷售價(jià)格指數(shù)，另一項(xiàng)為固定資產(chǎn)欄的商品房屋平均銷售價(jià)格。2011年以前，房屋銷售價(jià)格指數(shù)主要基于房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)直報(bào)數(shù)據(jù)，存在較大偏誤鑒于使用房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)直報(bào)數(shù)據(jù)可能存在的偏誤，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2011年2月16日公布了房屋銷售價(jià)格統(tǒng)計(jì)調(diào)查的新方案住宅銷售價(jià)格統(tǒng)計(jì)調(diào)查方案，此后房屋銷售價(jià)格指數(shù)統(tǒng)計(jì)將主要基于網(wǎng)簽數(shù)據(jù)，這將在很大程度上提高住房?jī)r(jià)格指數(shù)統(tǒng)計(jì)的準(zhǔn)確性。見(jiàn)。比較而言，商品房平均銷售價(jià)格則來(lái)

21、自企業(yè)的固定資產(chǎn)投資報(bào)表，其數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性相對(duì)較高。鑒于此，本文使用商品房平均銷售價(jià)格作為房?jī)r(jià)的度量指標(biāo)。（二）基準(zhǔn)回歸本節(jié)將對(duì)住房?jī)r(jià)格與中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。用S表示居民儲(chǔ)蓄率，houseprice表示家庭所在省份住宅商品房真實(shí)價(jià)格水平 為剔除通貨膨脹因素的影響，我們使用各地區(qū)歷年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）對(duì)住房?jī)r(jià)格進(jìn)行消脹，獲得以2000年不變價(jià)計(jì)算的真實(shí)住房?jī)r(jià)格水平作為本文的主要解釋變量。，X表示影響居民儲(chǔ)蓄的一些其它控制變量，e為誤差項(xiàng)。設(shè)定如下檢驗(yàn)方程： （1） S為居民儲(chǔ)蓄率，定義為（1-家庭消費(fèi)性支出/家庭可支配收入）。UHS數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)進(jìn)行了非常細(xì)致而

22、全面的調(diào)查，其收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確度也可能是當(dāng)前國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù)庫(kù)中最好的。然而，該數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)住房消費(fèi)的度量還是存在一定缺陷，需要做進(jìn)一步的修正。理論上而言，購(gòu)買新住房應(yīng)該算作投資，自有住房則應(yīng)按照當(dāng)年的影子房租價(jià)格同時(shí)計(jì)入收入和消費(fèi)。然而，UHS數(shù)據(jù)在消費(fèi)度量中僅考慮了租賃房實(shí)際房租，忽略了自有住房房租折算問(wèn)題。幸運(yùn)的是，在UHS調(diào)查問(wèn)卷中同時(shí)還詢問(wèn)了家庭自有住房在市場(chǎng)上出租的折算價(jià)格。為避免住房?jī)r(jià)格上升導(dǎo)致的居民儲(chǔ)蓄率測(cè)量誤差問(wèn)題，我們根據(jù)國(guó)際通用方法，將自有住房虛擬租金同時(shí)計(jì)入收入和消費(fèi)，這樣就可得到包含自有住房虛擬租金的儲(chǔ)蓄率度量，我們還將在后文對(duì)儲(chǔ)蓄率度量可能存在的測(cè)量誤差進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文

23、最關(guān)心的是回歸系數(shù)，如果顯著為正，則表明住房?jī)r(jià)格水平越高，居民儲(chǔ)蓄率越高，即住房?jī)r(jià)格上漲將導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率的上升。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于我國(guó)城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄行為的分析（如Chamon and Prasad，2010；Wei and Zhang，2011等），我們?cè)谟?jì)量模型中還需控制其它可能影響居民儲(chǔ)蓄的變量。這些變量主要包括戶主受教育程度、年齡、年齡平方、職業(yè)和工作行業(yè)；家庭總?cè)丝凇⒂惺杖胝哒技彝ト丝诒壤茸兞?。?報(bào)告了基于計(jì)量方程（1）的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果。 表2 住房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄：基準(zhǔn)回歸(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)2002200320042005200620072002-2007

24、Ln（房?jī)r(jià)）0.0140.043*0.016*0.047*0.056*0.055*0.067*0.0090.0090.0070.0070.0070.0060.016教育年限-0.000-0.000-0.002*-0.001*-0.002*-0.001-0.002*0.0010.0010.0010.0010.0010.0010.000年齡-0.022*-0.023*-0.024*-0.017*-0.018*-0.015*-0.018*0.0040.0040.0030.0030.0030.0030.001年齡平方0.024*0.026*0.028*0.020*0.021*0.018*0.022*0

25、.0040.0040.0040.0030.0030.0040.002工作人口比0.280*0.226*0.207*0.224*0.237*0.222*0.244*0.0190.0170.0170.0150.0160.0160.007總?cè)丝?.014*0.0070.0070.021*0.019*0.024*0.017*0.0050.0050.0050.0040.0040.0040.002常數(shù)0.408*0.387*0.465*0.225*0.182*0.1270.1090.0910.0900.0880.0790.0810.0830.071R2 0.060.060.060.060.060.060.

26、07樣本量7,3638,1309,42710,49710,45311,32557,195注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，* 、* 和 * 分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著?；貧w中我們控制了戶主職業(yè)、行業(yè)的虛擬變量，在混合回歸中也控制了時(shí)間和地區(qū)虛擬變量。表2中1-6列分別報(bào)告了2002-2007年的橫截面回歸結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，2003年以來(lái)，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄率有顯著的正向影響，即住房?jī)r(jià)格水平越高，居民儲(chǔ)蓄率也越高。然而，住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄率的正向關(guān)系可能受到某些不可觀察因素的影響，比如經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的地區(qū)往往住房?jī)r(jià)格水平也越高，同時(shí)其居民儲(chǔ)蓄率也可能更高。為控制這些地區(qū)不可觀察

27、因素的影響，表2第7列基于2002-2007年的樣本進(jìn)行混合回歸，并控制了省份和時(shí)間虛擬變量，以剔除地區(qū)不可觀察因素和經(jīng)濟(jì)周期因素對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響。從回歸結(jié)果中可以看出，在控制了地區(qū)不可觀察因素和經(jīng)濟(jì)周期因素后，住房?jī)r(jià)格的系數(shù)依然高度顯著為正，住房?jī)r(jià)格上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄率將上升0.067個(gè)百分點(diǎn)，很好地支持了本文的理論假說(shuō)1。根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)，2002-2007年中國(guó)商品房?jī)r(jià)格從2250元/平方米上升到3864元/平方米，剔除通貨膨脹因素后，真實(shí)住房?jī)r(jià)格上升了50.8%，同期，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率從2002的21.61%上升到29.17%，上升7.56個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)本文的估計(jì)，住房

28、價(jià)格上漲50.8%意味著居民儲(chǔ)蓄率將上升3.40個(gè)百分點(diǎn)，這能夠解釋這一期間我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率上升的45%。可見(jiàn)，住房?jī)r(jià)格變化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率上升的影響至關(guān)重要 基于1998年住房改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，Chen and Yang(2011)發(fā)現(xiàn)“為買房而儲(chǔ)蓄”也是1998年以來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率上升的重要影響因素。在其它控制變量中，戶主教育年限對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響顯著為負(fù)，可能是因?yàn)閼糁魇芙逃晗拊礁叩募彝ナ杖敫臃€(wěn)定，預(yù)防性儲(chǔ)蓄越低。與Chamon and Prasad（2010）的發(fā)現(xiàn)相同，戶主年齡與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系呈現(xiàn)U型關(guān)系，這可能反映了中國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期教育、醫(yī)療、社保和住房保障缺位的事實(shí)。與標(biāo)準(zhǔn)生命周期理

29、論相同，家庭工作人口比例越高，居民儲(chǔ)蓄率越高。家庭人口數(shù)越多，家庭儲(chǔ)蓄率越高，可能反映了家庭消費(fèi)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性。（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為進(jìn)一步考察基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的可靠性，表3對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文最主要的解釋變量住房?jī)r(jià)格可能存在某種程度的測(cè)量誤差問(wèn)題，為緩解測(cè)量誤差對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們首先對(duì)住房?jī)r(jià)格度量指標(biāo)的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局不僅公布了住宅商品房平均銷售價(jià)格，也公布了所有商品房的平均銷售價(jià)格，表3中第1列匯報(bào)了以商品房?jī)r(jià)格為解釋變量的回歸結(jié)果?？紤]到宏觀住房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)可能存在的偏誤問(wèn)題，我們還嘗試使用微觀數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)各地區(qū)的平均住房?jī)r(jià)格。UHS數(shù)據(jù)對(duì)家庭購(gòu)買住房總價(jià)和住房面積進(jìn)行了調(diào)

30、查，我們可以基于住房總價(jià)和面積數(shù)據(jù)推算出家庭住房單價(jià)，然后將各地區(qū)平均住房?jī)r(jià)格水平作為解釋變量。然而，微觀數(shù)據(jù)僅調(diào)查購(gòu)買住房時(shí)的價(jià)格水平，且數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，導(dǎo)致最近年份（2007年和2006年）住房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)的部分缺失。表3中第2列匯報(bào)了以微觀家庭數(shù)據(jù)構(gòu)造的住房?jī)r(jià)格作為解釋變量的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果中可以看出，使用不同度量指標(biāo)并沒(méi)有影響住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系：住房?jī)r(jià)格越高，居民儲(chǔ)蓄率越高。另外，住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的正相關(guān)關(guān)系存在反向因果的可能性，居民高儲(chǔ)蓄可能導(dǎo)致高房?jī)r(jià)。為初步解決這個(gè)問(wèn)題，同時(shí)考慮到住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響可能存在滯后性，表3中第3列報(bào)告了以滯后一期住宅商品房銷售價(jià)格為解釋

31、變量的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果進(jìn)一步支持了基準(zhǔn)模型的結(jié)論：住房?jī)r(jià)格越高，居民儲(chǔ)蓄率越高。表3 住房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄：穩(wěn)健性檢驗(yàn)(1)(2)(3)(4)(5)(6)Ln（房?jī)r(jià)）0.082*0.093*0.024*0.075*0.075*0.101*0.0170.0170.0100.0160.0160.020教育年限-0.002*-0.002*-0.002*-0.002*-0.002*-0.003*0.0000.0000.0000.0000.0000.000年齡-0.018*-0.018*-0.019*-0.019*-0.020*-0.023*0.0010.0010.0010.0010.0010.00

32、2年齡平方0.022*0.022*0.023*0.022*0.023*0.028*0.0020.0020.0020.0020.0020.002工作人口比0.244*0.245*0.245*0.250*0.245*0.302*0.0070.0070.0080.0070.0070.008總?cè)丝?.017*0.017*0.014*0.018*0.016*0.018*0.0020.0020.0020.0020.0020.002常數(shù)0.0430.0160.320*0.0770.1160.1130.0770.0720.0470.0720.0720.086R2 0.070.070.070.070.070.0

33、9樣本量57,19557,19545,87057,19557,19557,195注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，* 、* 和 * 分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。回歸中我們控制了戶主職業(yè)、行業(yè)的虛擬變量，也控制了時(shí)間和地區(qū)虛擬變量。本文被解釋變量居民儲(chǔ)蓄率也可能受到測(cè)量誤差的影響。在基準(zhǔn)回歸中，我們將自有住房虛擬房租同時(shí)計(jì)入收入和消費(fèi)以減少房?jī)r(jià)上漲對(duì)儲(chǔ)蓄度量的直接影響。為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步對(duì)儲(chǔ)蓄率度量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，我們直接使用原始數(shù)據(jù)報(bào)告的收入和消費(fèi)來(lái)計(jì)算家庭儲(chǔ)蓄率（1-家庭總消費(fèi)/家庭可支配收入），以避免住房虛擬房租可能帶來(lái)的測(cè)量誤差，回歸結(jié)果見(jiàn)第4列。其次，為

34、緩解房租錯(cuò)報(bào)、漏報(bào)對(duì)居民儲(chǔ)蓄度量的影響，我們?cè)诩彝ハM(fèi)中減掉房租支出后再計(jì)算儲(chǔ)蓄率，以刻畫(huà)住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)除住房支出以外其它類消費(fèi)的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)第5列。從回歸結(jié)果中可以看出，不考慮虛擬房租或房租支出將使我們的估計(jì)量變得更大。這是符合直覺(jué)的，因?yàn)樽》績(jī)r(jià)格和自有住房虛擬租金或房租支出是正相關(guān)的，不考慮虛擬租金和房租支出將低估住房?jī)r(jià)格對(duì)家庭消費(fèi)的影響，進(jìn)而高估其對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。最后，與Wei and Zhang（2011）相同，表中第6列使用ln（家庭可支配收入/家庭總消費(fèi)）作為儲(chǔ)蓄率的度量?；貧w結(jié)果顯示，住房?jī)r(jià)格回歸系數(shù)高度顯著為正，且量值變得更大了，進(jìn)一步支持了本文的理論假說(shuō)1。四、住房?jī)r(jià)格對(duì)

35、居民儲(chǔ)蓄的影響機(jī)制分析上文對(duì)住房?jī)r(jià)格的平均影響（即理論假說(shuō)1）進(jìn)行了研究，但住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響很可能是異質(zhì)的，本部分將從收入水平、住房情況、戶主年齡結(jié)構(gòu)等角度分析住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響機(jī)制，對(duì)理論假說(shuō)2進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。一般而言，對(duì)于收入較高的群體，其住房需求已經(jīng)基本得到滿足，“為買房而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)相對(duì)也會(huì)比較弱。為檢驗(yàn)這種影響機(jī)制是否存在，我們?cè)诒?第1列引入了家庭人均收入以及該變量與住房?jī)r(jià)格對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)。從回歸結(jié)果中可以看出，家庭人均收入的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明家庭收入越高，其儲(chǔ)蓄率越高。由于回歸中我們已經(jīng)控制了戶主教育、行業(yè)和職業(yè)等信息，因此家庭收入的影響主要反映暫時(shí)性收入對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影

36、響，即暫時(shí)性收入越高，居民儲(chǔ)蓄也越高，這個(gè)發(fā)現(xiàn)與Chamon and Prasad（2010）相一致。我們更關(guān)心的家庭收入與住房?jī)r(jià)格的交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明家庭收入越高，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響越小。這個(gè)結(jié)果表明：家庭人均收入水平越高，“為買房而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)越弱，儲(chǔ)蓄率受房?jī)r(jià)影響也越小，與我們的理論預(yù)期相一致。住房?jī)r(jià)格對(duì)擁有住房情況不同的群體影響也可能存在不同。UHS數(shù)據(jù)中對(duì)家庭現(xiàn)住房的產(chǎn)權(quán)情況進(jìn)行了詳細(xì)調(diào)查，包括租賃公房、租賃私房、自有私房、房改房、商品房和其他產(chǎn)權(quán)類型。一般而言，對(duì)于租賃住房的家庭，“為買房而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)會(huì)更強(qiáng)。為驗(yàn)證這種機(jī)制的存在性，我們將房屋產(chǎn)權(quán)分為兩類：Propert

37、y=1表示家庭住房為租賃房（包括租賃公房和租賃私房）；Property=0表示家庭住房為自有房（包括自有私房、房改房和商品房）。表4第2列引入了住房產(chǎn)權(quán)的虛擬變量及其與住房?jī)r(jià)格對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)，并剔除了沒(méi)有報(bào)告房屋產(chǎn)權(quán)的樣本?；貧w結(jié)果顯示，租賃房家庭的儲(chǔ)蓄率比較低，可能是因?yàn)檫@些家庭財(cái)富水平偏低的緣故。我們關(guān)心的交叉項(xiàng)系數(shù)為正，表明租賃房家庭受住房?jī)r(jià)格上漲的沖擊可能更大，支持了本文的理論假說(shuō)：租賃住房家庭“為買房而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，受住房?jī)r(jià)格的影響也越大。對(duì)擁有自有住房的家庭，由于改善性住房需求的不同，對(duì)住房?jī)r(jià)格的反應(yīng)可能也會(huì)不同：改善性需求較高的家庭受住房?jī)r(jià)格的沖擊可能越大。UHS數(shù)據(jù)對(duì)家庭現(xiàn)住

38、房面積和家庭人口進(jìn)行了調(diào)查，可以據(jù)此計(jì)算家庭人均住房面積。一般而言，人均住房面積越小，其改善性需求越大，對(duì)住房?jī)r(jià)格的反應(yīng)也更加敏感。表4第3列引入人均住房面積及其與住房?jī)r(jià)格對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)對(duì)這個(gè)機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn) 第3列回歸僅使用了擁有自有住房家庭的子樣本。從回歸結(jié)果中可以看出，家庭自有住房面積越大，儲(chǔ)蓄率越高，可能反映了不同住房財(cái)富群體儲(chǔ)蓄率的差異，住房面積越大，家庭財(cái)富水平越高，儲(chǔ)蓄率越高。我們關(guān)心的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭人均住房面積越小，改善性需求越高，“為買房而儲(chǔ)蓄”動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，受住房?jī)r(jià)格上漲的影響也越大。如理論假說(shuō)2所指出，住房?jī)r(jià)格對(duì)不同年齡段家庭的影響可能也不同，對(duì)于戶主更為年輕的家庭

39、影響可能更大。為檢驗(yàn)這種可能性，我們將戶主年齡分為五個(gè)組：25-30；30-40；40-50；50-60；60-70，以40-50年齡段的群體作為對(duì)照組 以戶主年齡40-50的群體作為對(duì)照組的原因是表2回歸結(jié)果顯示，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率隨年齡呈現(xiàn)U型趨勢(shì)，其中儲(chǔ)蓄率的最低點(diǎn)出現(xiàn)在43歲左右，落在40-50區(qū)段之間。第4列匯報(bào)了住房?jī)r(jià)格與年齡虛擬變量交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果中可以看出，戶主年齡在25-30歲家庭的受住房?jī)r(jià)格影響為負(fù)，可能是這些家庭還沒(méi)有足夠的收入來(lái)“為買房而儲(chǔ)蓄”，其買房行為主要依賴父母和親屬的支持，與住房互補(bǔ)的其它消費(fèi)增加反而導(dǎo)致其儲(chǔ)蓄率下降。戶主年齡在30-40歲是買房最重

40、要的群體，它受住房?jī)r(jià)格的影響也更大。有趣的是，戶主年齡在50-60歲的家庭受住房?jī)r(jià)格的沖擊依然很大，住房?jī)r(jià)格越高，這些家庭的儲(chǔ)蓄率也越高，與理論假說(shuō)不一致。這個(gè)結(jié)果可能反映了我國(guó)代際傳遞的事實(shí)：很多年輕家庭買房都依賴于父輩，這導(dǎo)致父母不得不為子女買房而儲(chǔ)蓄。由此可見(jiàn)，住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響是全面的：年輕人為自己買房而不得不提高儲(chǔ)蓄，老年人則為子女買房也不得不提高儲(chǔ)蓄?？紤]到各解釋變量之間可能存在的相關(guān)性，我們?cè)诘?列將所有變量都置于回歸中，觀察實(shí)證結(jié)果是否依然穩(wěn)健?；貧w結(jié)果顯示，家庭人均收入、住房面積和戶主年齡的回歸結(jié)果是高度穩(wěn)健的，住房產(chǎn)權(quán)回歸系數(shù)在方向上與第2列相同，但不再顯著，說(shuō)明住

41、房?jī)r(jià)格不僅對(duì)租房家庭影響很大，對(duì)擁有自有住房家庭的負(fù)面影響也不容忽視，因?yàn)閾碛凶杂凶》康募彝タ赡苓€需要為改善住房條件或?yàn)樽优I房而儲(chǔ)蓄。表4 住房?jī)r(jià)格的影響機(jī)制(1)(2)(3)(4)(5)(6)Ln（房?jī)r(jià)）0.136*0.065*0.079*0.062*0.149*0.0260.0180.0160.0190.0160.0180.062家庭人均收入0.022*0.022*0.0010.001人均收入* Ln（房?jī)r(jià)）-0.004*-0.004*0.0000.000住房產(chǎn)權(quán)-0.059*-0.0250.0230.023住房產(chǎn)權(quán)* Ln（房?jī)r(jià)）0.011*0.0030.0070.007住房面積0.1

42、75*0.179*0.0650.060住房面積* Ln（房?jī)r(jià)）-0.040*-0.062*0.0180.017年齡（25-30）* Ln（房?jī)r(jià)）-0.008*-0.009*0.0040.004年齡（30-40）* Ln（房?jī)r(jià)）0.006*0.005*0.0020.002年齡（50-60）* Ln（房?jī)r(jià)）0.007*0.008*0.0010.001年齡（60-70）* Ln（房?jī)r(jià)）0.0060.006*0.0040.004教育年限0.001*-0.002*-0.002*-0.002*0.001*-0.0010.0000.0000.0000.0000.0000.001年齡-0.016*-0.018

43、*-0.017*-0.016*-0.014*-0.017*0.0010.0010.0010.0020.0020.005年齡平方0.019*0.022*0.021*0.018*0.016*0.020*0.0010.0020.0020.0030.0030.005工作人口比0.173*0.243*0.243*0.242*0.168*0.220*0.0070.0070.0080.0070.0070.023總?cè)丝?.034*0.017*0.021*0.016*0.030*0.014*0.0020.0020.0020.0020.0020.006常數(shù)-0.290*0.120*0.0230.080-0.345

44、*0.3390.0740.0720.0810.0840.0870.270R2 0.110.070.070.070.110.05樣本量57,19555,91747,58357,19557,1955,636注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，* 、* 和 * 分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著?；貧w中我們控制了戶主職業(yè)、行業(yè)的虛擬變量，還控制了時(shí)間和地區(qū)虛擬變量。最后，我們對(duì)住房的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。UHS數(shù)據(jù)調(diào)查了家庭除現(xiàn)住房以外是否還擁有其他住房，根據(jù)這個(gè)信息可以區(qū)分擁有不同住房數(shù)量的家庭。理論假說(shuō)2表明，擁有多套房的家庭住房需求已經(jīng)得到充分滿足，“為買房而儲(chǔ)蓄”的動(dòng)機(jī)較弱，受房?jī)r(jià)影響也會(huì)很

45、小，而住房?jī)r(jià)格上漲可能提高這些家庭的財(cái)富水平，進(jìn)而降低其儲(chǔ)蓄。鑒于此，表4第6列使用擁有多套房家庭的子樣本進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果顯示，住房?jī)r(jià)格對(duì)擁有多套房家庭儲(chǔ)蓄率的影響為正，但不顯著。這個(gè)結(jié)果與理論假說(shuō)2并不完全一致，說(shuō)明即使是擁有多套房的家庭其財(cái)富效應(yīng)也不明顯。正如前文所指出，財(cái)富效應(yīng)在中國(guó)發(fā)揮作用的條件還欠成熟，再融資和通過(guò)抵押貸款而消費(fèi)的可能性比較低，這可能是中國(guó)住房?jī)r(jià)格財(cái)富效應(yīng)比較小的微觀基礎(chǔ)所在。簡(jiǎn)而言之，住房?jī)r(jià)格上漲主要影響了收入水平較低、沒(méi)有住房或住房面積較小的家庭，這意味著房?jī)r(jià)上漲的影響存在明顯的異質(zhì)性和偏向性，收入水平和財(cái)富水平更低的家庭受房?jī)r(jià)的負(fù)面影響更大，這種異質(zhì)性影響可能

46、引致更大的社會(huì)不平等。另一方面，中國(guó)住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)各個(gè)年齡段居民儲(chǔ)蓄的影響都很大，它不僅影響到了年輕人，也影響到了老年人：年輕人不得不為買房而儲(chǔ)蓄，老年人則要為子女買房而儲(chǔ)蓄。同時(shí)，擁有多套房家庭并不存在明顯的財(cái)富效應(yīng)，說(shuō)明住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)居民家庭的負(fù)面影響是全方位的。五、土地供給、住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄上文對(duì)住房?jī)r(jià)格與我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)住房?jī)r(jià)格上漲將導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率上升。嚴(yán)格而言，住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系還存在其他的可能解釋。首先，居民高儲(chǔ)蓄是否可能導(dǎo)致本地房?jī)r(jià)上漲？其次，是否還存在某些因素同時(shí)影響到住房?jī)r(jià)格和居民儲(chǔ)蓄？最后，住房?jī)r(jià)格的測(cè)量誤差是否依然存在？這三個(gè)問(wèn)題在計(jì)量上

47、分別稱為聯(lián)立性偏誤、遺漏變量和測(cè)量誤差問(wèn)題，構(gòu)成了住房?jī)r(jià)格內(nèi)生性的主要來(lái)源。對(duì)于聯(lián)立性偏誤，前文計(jì)量檢驗(yàn)中已經(jīng)進(jìn)行了一定的處理。一方面，住房?jī)r(jià)格是省級(jí)變量，而居民儲(chǔ)蓄則是家庭變量，家庭在進(jìn)行消費(fèi)-儲(chǔ)蓄選擇時(shí)一般將住房?jī)r(jià)格視為外生變量，家庭儲(chǔ)蓄行為影響本省房?jī)r(jià)的可能性較?。涣硪环矫?，地區(qū)平均儲(chǔ)蓄率可能對(duì)本地房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響，但只能影響當(dāng)期或以后的住房?jī)r(jià)格，表3第3列使用滯后的解釋變量（滯后一期的住房?jī)r(jià)格）也可以緩解這種反向因果問(wèn)題；最后，基于反向因果的邏輯難以解釋表4中各種家庭層面的現(xiàn)象。當(dāng)然，這些處理可能還沒(méi)有完全解決聯(lián)立性偏誤的問(wèn)題，如果反向因果存在，上文回歸系數(shù)將高估住房?jī)r(jià)格對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響。

48、對(duì)于遺漏變量問(wèn)題，我們?cè)谘芯恐幸呀?jīng)控制了戶主和家庭主要信息，同時(shí)控制了地區(qū)和時(shí)間虛擬變量以盡量緩解地區(qū)不可觀察因素和經(jīng)濟(jì)周期因素對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為和住房?jī)r(jià)格的影響。不過(guò)，遺漏變量的問(wèn)題可能依然存在，如家庭偏好和預(yù)期等因素?zé)o法在計(jì)量檢驗(yàn)中有效控制，但這些因素對(duì)估計(jì)系數(shù)的影響方向是不確定的。對(duì)于測(cè)量誤差問(wèn)題，我們?cè)诒?中對(duì)住房?jī)r(jià)格、居民儲(chǔ)蓄的度量進(jìn)行了諸多檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)住房?jī)r(jià)格與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系非常穩(wěn)健。但由于統(tǒng)計(jì)上的問(wèn)題，住房?jī)r(jià)格的測(cè)量誤差可能依然存在。測(cè)量誤差的存在可能導(dǎo)致回歸系數(shù)的低估。圖2 土地開(kāi)發(fā)面積與住房?jī)r(jià)格增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2009。注：增長(zhǎng)率都以均值為基準(zhǔn)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，即（增長(zhǎng)率-

49、增長(zhǎng)率均值）。上述存在的內(nèi)生性問(wèn)題可能導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)的偏誤。解決內(nèi)生性的一個(gè)有效辦法是工具變量法，即為住房?jī)r(jià)格尋找一個(gè)工具變量。工具變量的核心思想是尋找一個(gè)外生的、影響內(nèi)生變量（住房?jī)r(jià)格），但不直接影響被解釋變量（居民儲(chǔ)蓄）的變量，其經(jīng)濟(jì)學(xué)思想則在于進(jìn)一步深入研究住房?jī)r(jià)格變化和居民儲(chǔ)蓄率提高的根本原因。本文認(rèn)為，政府土地供給是我國(guó)住房?jī)r(jià)格上漲背后更為重要的原因。由于我國(guó)人均建設(shè)用地指標(biāo)受到中央政府嚴(yán)格管制城市建設(shè)用地指標(biāo)分配的具體依據(jù)是建設(shè)部于1990年頒布的城市用地分類與規(guī)劃建設(shè)用地標(biāo)準(zhǔn)（GBJ137-90）。，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度而言，土地供給滿足外生性（相對(duì)于居民儲(chǔ)蓄）條件。同時(shí)，土地供給也

50、滿足相關(guān)性和不直接影響被解釋變量（居民儲(chǔ)蓄）的特征，是住房?jī)r(jià)格一個(gè)合適的工具變量。我們的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明，土地供給行為與住房?jī)r(jià)格有著非常密切的關(guān)系。圖2描述了住房?jī)r(jià)格增長(zhǎng)率與土地開(kāi)發(fā)面積增長(zhǎng)率之間的關(guān)系。從圖中可以看出，土地供給與住房?jī)r(jià)格高度負(fù)相關(guān)：土地開(kāi)發(fā)面積增長(zhǎng)率越高，住房?jī)r(jià)格增長(zhǎng)率越低。1998年住房改革以后，城市土地供給快速上升，而住房?jī)r(jià)格則相對(duì)平穩(wěn)。2004年全面“招拍掛”以后，地方政府成為土地供給唯一的壟斷供給方，當(dāng)年土地開(kāi)發(fā)面積大幅度下降，而住房?jī)r(jià)格則相應(yīng)快速上升，此后幾年里，土地開(kāi)發(fā)面積和住房?jī)r(jià)格呈現(xiàn)出高度的負(fù)相關(guān)性。事實(shí)上，最近的一些文獻(xiàn)已經(jīng)開(kāi)始對(duì)地方政府供地行為與房?jī)r(jià)的關(guān)系展開(kāi)

51、研究。鄭思齊、師展（2011）的研究發(fā)現(xiàn)，越依賴“土地財(cái)政”的城市，居住用地供給的受限程度越高，居住用地價(jià)格上漲的壓力也越大。地方政府可以通過(guò)土地供給影響居民對(duì)未來(lái)房?jī)r(jià)變化的預(yù)期，進(jìn)而推高住房?jī)r(jià)格（任榮榮等，2008；鄭思齊、師展，2011）。然而，這些文獻(xiàn)尚沒(méi)有進(jìn)一步討論住房?jī)r(jià)格上漲的影響。本部分將基于工具變量方法討論土地供給、住房?jī)r(jià)格和居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系。為研究三者之間的關(guān)系，我們構(gòu)建計(jì)量方程如下： （2） （3） 其中（2）式與（1）式相同，但此時(shí)，Ln(houseprice)為內(nèi)生變量，由（3）式?jīng)Q定，ln(land_per)為工具變量，即該地區(qū)當(dāng)年人均土地開(kāi)發(fā)面積的對(duì)數(shù)值。對(duì)于（2）和（3）式的聯(lián)立方程，可以使用標(biāo)準(zhǔn)兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5。表5 土地供給、住房?jī)r(jià)格和居民儲(chǔ)蓄：兩階段最小二乘回歸結(jié)果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)被解釋變量?jī)?chǔ)蓄率住房?jī)r(jià)格對(duì)數(shù)儲(chǔ)蓄率住房?jī)r(jià)格對(duì)數(shù)儲(chǔ)蓄率住房