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房价调控\社保扩面能促进居民消费吗?

  作者简介:赵伟,经济学博士,武汉大学经济与管理学院副教授(湖北 武汉 430072);李跟强,清华大学经济管理学院直博研究生(北京 100084)一、引言
  2003年以来,房价持续快速上涨,普通群众越来越感到通过市场购房实现安居梦想变得日益艰难。为了攒钱购房或偿还房贷,人们被迫在消费上做出了牺牲。这也对宏观经济走势产生了负面影响。很多人将当前内需不足、消费不振的原因归结为房价飙升。政府也希望通过持续加码的房地产市场调控来抑制房价,释放民间消费潜力。这种观点和政策意图究竟有没有理论依据,能不能得到实证经验材料的证实?
  同时我们注意到,作为关注民生、建设和谐社会的重要举措,中国政府不断地扩大社会保险的覆盖面(即社保扩面)。2012年底,全国城镇职工基本养老保险、基本医疗保险、失业保险、工伤保险和生育保险的参加人数分别达到30 379万、53 589万、15 225万、18 993万和15 445万。社保逐年快速扩面能否经由量变产生质变,有效降低未来的不确定性,切实发挥生存保障功能,进而促进国内居民消费?房价与社会保险在影响居民消费上是否有交互作用?房价持续走高对社会保险的保障功能会有什么样的影响?本文将在这些问题上做一个清晰的回答。
  二、文献综述
  国外学者大多都认同房价与居民消费是紧密同步增长的,但对二者关系的作用机制尚未达成共识,具体有三种假说:其一,房价上涨使居民的资产性财富增加,进而使居民消费增加;其二,房价上涨通过增加家庭可用的抵押品,可放松他们的预算约束,鼓励消费;其三,房价和消费都受相同因素的影响。究竟那种假说更可信呢?针对此,Attanasio等利用微观数据发现,房价与消费之间的关系在较年轻家庭比在较年老家庭更紧密,这与财富渠道假说相矛盾,他们坚信相同的因果因素是联接房价与消费的最重要的因素\[1\](P20)。Browning等利用家庭面板数据集,研究发现几乎没有证据表明房价与消费之间存在财富效应,但他们的数据支持房价通过信贷抵押渠道影响消费的假说\[2\](P415)。Atalay等利用加拿大和澳大利亚的数据研究发现,直接的财富效应和共同因果因素都不能解释房价和消费之间的关系,相反间接的放松信贷约束最可能解释房价与消费之间的关系\[3\]。
  对于房价与居民消费的关系,国外学者大多选择发达国家的房地产市场为样本,中国学者多选择国内房地产市场为样本,研究对象不同得出的结论也有明显差异。国外学者研究发现房价上升会促进居民消费,然而国内学者大多发现在中国房价上升会抑制居民消费。杜江从理论上解释了住房价格过高会降低居民消费。认为购买力不强的消费者为了积累住房的购买力,就会减少其他消费,导致内需不足\[4\](P93)。杜莉等利用我国172个地级城市2002―2006年的面板数据,研究发现房价上升抑制居民消费,并认为房价抑制居民消费的机制在于中国潜在的购房群体比重很大,这些群体不得不为购房而增加储蓄减少消费,从而产生房价对消费的抑制作用\[5\](P27)。陈彦斌等从房地产Bewley模型出发,研究发现房价上涨使富裕家庭投资房地产市场,这种投机性房屋需求会进一步推高房价,反过来这种不断上涨的房价会不断加重年轻家庭的购房负担和压力,他们不得不增加储蓄减少消费\[6\](P36)。徐小鹰考虑到流动性约束和未来不确定性等因素,从预防性储蓄角度研究发现,长期和短期内房价上涨都会抑制居民消费\[7\](P15)。谢洁玉等利用中国城镇住户调查数据分析了房价对城镇居民消费的影响,发现房价对居民消费会有显著的抑制作用,并且在有未婚男性的家庭中房价对居民消费的抑制作用更强\[8\](P25)。
  中国地质大学学报(社会科学版)赵伟,等:房价调控、社保扩面能促进居民消费吗?关于社会保险与居民消费之间关系的研究,一方面,从理论上说,社会保障通过减少未来的不确定性,让人们更放心地消费,减少预防性储蓄的比例。Hubbard等支持这种机制分析\[9\](P380)。很多实证研究也证实了这种机理。Gruber等利用美国数据研究发现更好的医疗保障能显著增加居民消费\[10\](P1260)。Feng等利用CHIP数据研究了中国1995―1997年的养老金改革(旧制度已破而新制度尚未建立,增加了不确定性)对储蓄的影响,发现养老金改革使25~29岁的群体的1999年的家庭储蓄率增加了6~9个百分点,而使50~59岁的群体的1999年的家庭储蓄率增加2~3个百分点,也发现养老金财富的下降会降低更多的教育和健康支出,这意味着养老金财富对人力资本投资的影响更大\[11\](P482)。
  国内学者比较关注医疗保险和养老保险对消费的影响。关于医疗保险,马双等利用CHNS数据研究发现,新农合能使家庭热量摄入量、蛋白质摄入量和碳水化合物摄入量显著增加,使家庭的食品消费支出显著增加\[12\](P268)。甘犁等利用CHNS等数据研究发现新农合、城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险都能带动居民消费\[13\](P37)。白重恩等利用面板数据研究发现新农合可以促进居民的非医疗消费\[14\](P52)。臧文斌等利用中国城镇居民基本医疗保险入户调查数据研究发现,相比未参保家庭,参保家庭的非医疗消费支出会显著增加,但对医疗消费支出没有显著不同\[15\](P84)。关于养老保险,白重恩等利用城镇住户调查2002-2009年9省市的数据研究发现,扩大养老保险覆盖面能促进居民消费,但提高养老金缴费率则会抑制居民消费\[16\](P71)。在现有文献中只有余官胜等全面考察了五类社会保险对居民消费的影响\[17\](P39),他们认为除生育保险外,其他四类社会保险对居民消费的影响会随着经济发展水平发生符号性的变化,具体地,当经济较为落后时,提高社会保障参与率会抑制居民消费;当经济较为发达时,提高社会保障参与率会促进居民消费。
  总的来说,第一,发展中国家尤其是中国住房市场上房价与消费关系的研究结论与国外针对成熟住房市场的研究结论并不一致,而国内现有研究,由于样本选取和模型设定等方面的差异,得到的结论差别也很大,这背后是不是因为忽略了某些重要差异?需要进一步探究;第二,现有文献大多把关注点放在房价与居民消费、社会保险与居民消费的两两关系上,很少有将房价、社会保险与居民消费三者结合起来的研究;第三,房价与社会保险在影响居民消费上是否有交互影响,房价的持续走高是否会影响社会保险应有的功效?现有文献对此还存在研究空白。
  本文一个很重要的目标是寻找房价和社会保险对居民消费的影响是否存在区域差异。在购房负担不同的区域其影响效应可能是不同的,现有文献结论存在很大的分歧可能就是忽略了这种差异性。论文余下部分结构如下:第三部分为模型介绍、变量说明和数据描述性统计,第四部分为实证分析,第五部分为结论。
  三、模型、变量和数据
  (一)模型
  解释居民消费的理论和模型,主要有凯恩斯的绝对收入理论、莫迪利阿尼的生命周期理论、弗里德曼持久收入假说及预防性储蓄假说。收入是影响消费的主要因素,房价和社会保险则通过改变持久性收入、实际财富、信心等途径影响消费。本文在这些理论的基础上首先建立如下消费函数,来检验房价与消费的关系,形式如式(1):
  lnCit=β0+β1lnPit+β2lnPi,t-1+β3Xit+uit(1)
  其中,i代表省份,t代表时间,Cit代表人均消费性支出,Pit代表当期房价水平,Pi,t-1代表房价水平的滞后一期,一般将其作为预期房价的代理变量\[18\](P71),Xit是控制变量,比如人均可支配收入、人口结构等。其中人口结构变量包括总抚养比和未婚男性比例,总抚养比反映的是家庭生活负担程度,少儿抚养比越高,意味着更多的教育支出等,老年抚养比越高意味着更多的医疗支出等。未婚男性比例越高,意味着将来会发生更多的开支,比如结婚、买房以及后来的家庭抚养负担等。它们都是影响居民消费的人口结构因素。uit代表随机误差项。
  接着我们将进一步考察社会保险对居民消费的影响,由于社会保险分为医疗保险、养老保险、失业保险、生育保险和工伤保险五类虽然社会保险具有强制性,但在实际操作中存在着漏保、“象征性”参保等现象。比如一些新成立的企业,它们尚处在发展起步阶段,职工年龄相对年轻,人员流动性较大。企业老板往往只顾眼前利益,认为为职工参保缴费增加了企业生产经营成本,不愿为职工参保,或者为了应付检查“象征性”参保,造成实际参保人数与实际用工人数相差较大。另外,该类企业中职工相对年轻,参保意识不强,认为退休是很遥远的事,不如把企业应该为自己投保的钱拿到手中踏实,从而对参保有抵触情绪。由于存在这类现象,社会保险参与率具有类别差异性和区域差异性,这也为我们考察不同区域不同类别的社会保险参与率对消费的不同影响提供了可能。,五类社会保险的参与率可能存在多重共线性问题,我们利用主成分分析方法对它们做降维处理,将主成分得分变量引入模型,形式如式(2)。
  lnCit=β0+β1lnPit+β2lnPi,t-1+β3Xit+β4factor+uit(2)
  其中,factor代表主成分得分变量。
  为了考察房价与社会保险在影响居民消费上的交互作用,我们在上述模型基础上引入房价与社会保险主成分得分变量的交互项,构造新的模型如式(3):
  lnCit=β0+β1lnPit+β2lnPi,t-1+β3Xit+β4factorit+β5factorit*lnPit+uit(3)
  (二)变量说明
  如表1所示。表1变量说明
  变量名变量标签说明数据来源consumption人均消费性支出经物价平减,取对数CSMAR数据库income人均可支配收入经物价平减,取对数house price房屋平均销售价格经物价平减,取对数dependency ratio总抚养比少儿抚养比+老年抚养比《中国统计年鉴》《中国人口统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》unmarried men未婚男性比例15岁以上未婚男性/15岁以上男性CSMAR数据库medical insurance由于无法获得年末城镇职工人数这一数据,本文选择年末从业人员数作为其代理变量,由于统计口径不同,可能会出现某些样本点的取值大于1的情况。其他四种保险参与率的处理方法与之相同。医疗保险参与率国务院于2007年7月10日下发通知《国务院关于开展城镇居民基本医疗保险试点的指导意见》,详见http://www��gov��cn/zwgk/2007��07/24/content_695118��htm。该意见指出,从2007年起开展城镇居民基本医疗保险试点,计划2007年在有条件的省份选择2至3个城市启动试点,2008年扩大试点,争取2009年试点城市达到80%以上,2010年在全国全面推开,逐步覆盖全体城镇非从业居民。在本文研究时间段(1999―2011)后期城镇居民基本医疗保险才开始试点推广,能收集到的数据很有限,因此本文使用城镇职工基本医疗保险参与率作为医疗保险参与率的代理变量。医疗保险城镇职工参保人数/年末从业人员数《中国劳动统计年鉴》续表1
  变量名变量标签说明数据来源pension insurance养老保险参与率养老保险职工参保人数/年末从业人员数unemployment insurance失业保险参与率失业保险年末参保人数/年末从业人员数maternity insurance生育保险参与率生育保险年末参保人数/年末从业人员数work injury insurance工伤保险参与率工伤保险年末参保人数/年末从业人员数
  本文的研究样本为中国30个省市区(西藏自治区和港澳台地区除外)1999-2011年的面板数据。本文用城镇居民家庭平均每人全年消费性支出作为消费的代理变量,用城镇居民家庭平均每人全年可支配收入作为收入的代理变量,用房屋平均销售价格作为房价的代理变量,上述三个变量均用CPI(1999=100)平减,同时为了平滑数据,消除或降低异方差性,对变量都取自然对数。
  四、实证分析
  (一)基本回归
  如表2所示。表2基本回归(全国面板数据)
  解释变量被解释变量:人均消费性支出(1)(2)(3)人均可支配收入0��848 38***0��857 70***0��840 52***(0��014 27)(0��015 91)(0��018 82)房屋平均销售价格0��039 61*0��042 55**0��044 53**(0��020 72)(0��020 43)(0��021 71)滞后一期的房屋平均销售价格-0��027 14-0��042 25**-0��031 68(0��020 33)(0��020 37)(0��021 10)总抚养比-0��000 410��000 08(0��000 62)(0��000 69)未婚男性比例-0��007 03(0��126 86)常数项1��003 30***1��026 23***1��072 13***(0��051 45)(0��095 35)(0��116 12)样本观测数360330270判定系数R20��988 080��987 480��985 59注:回归方程(1)-(3)的样本为由30个省市区组成的全国面板数据,回归时人均消费性支出、人均可支配收入、房屋平均销售价格
  及其滞后项均取对数形式,我们依照Hausman检验结果选择随机效应模型,括号内为标准误。
  ***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著。
  
  在只引入收入、房价、房价滞后一期三个变量,而不加入其他控制变量时(见表2列(1)),我们发现收入的系数是0��848,而且是显著的,若收入增加1%,我们预期消费性支出会增加大约0��848%。当期房价显著为正,说明当期房价上升会增加当期消费。房价滞后一期为负,但不显著,从表2还可知,当我们逐项加入总抚养比和未婚男性比例时,尽管总抚养比和未婚男性比例的系数不显著,但收入、房价及其滞后项的系数符号和显著性没有发生较大变化。
  根据现有研究,一般将房价滞后一期作为预期房价的代理变量,从这个角度我们得到当期房价显著促进消费而预期房价不显著地抑制消费的结论。这个结论吸引我们继续探讨房价对消费的影响的差异性,不同区域的房价对消费是不是有不同的影响呢?为了探究这个问题,我们按照“房价/可支配收入”比值的大小将30个省区分为两类区域“房价/可支配收入”可以被看作是房价可支付力指标(购房支出负担指标)。现有文献认为房价对消费的挤出效应机制在于消费者可能会为了买房而增加储蓄减少消费,当房价与收入之比越来越高时,消费者这种储蓄激励会更加强烈,挤出效应可能更加明显。因此我们把30个省区按此变量进行分类,将该变量在1999―2011年分省区求平均值,再求总平均值,各省区的平均值在总平均值以上的归为区域1(即购房支出负担重的区域),在总平均值以下的归为区域2(即购房支出负担轻的区域)。具体地,区域1包括北京、天津、辽宁、黑龙江、上海、浙江、福建、广东、海南等9个省区,其余归为区域2。,回归结果分别如表3所示。表3基本回归(分区域)
  解释变量被解释变量:人均消费性支出(1)(2)(3)(4)(5)(6)区域1区域1区域1区域2区域2区域2人均可支配收入0��971 33***0��967 22***0��938 16***0��804 98***0��830 29***0��813 26***(0��024 54)(0��028 24)(0��036 37)(0��019 65)(0��022 16)(0��024 79)房屋平均销售价格-0��017 06-0��017 09-0��026 340��057 91**0��050 73**0��058 01**(0��032 18)(0��031 74)(0��033 81)(0��025 65)(0��025 02)(0��026 71)房屋平均销售价格的滞后一期-0��058 54*-0��090 48***-0��078 68**-0��010 47-0��015 80-0��011 65(0��030 45)(0��029 97)(0��031 08)(0��025 86)(0��025 72)(0��027 05)总抚养比-0��003 53***-0��005 24***0��001 220��001 47*(0��001 06)(0��001 49)(0��000 76)(0��000 82)未婚男性比例-0��565 21**0��059 19(0��250 94)(0��157 77)常数项0��594 86***1��013 54***1��461 68***1��123 51***0��937 55***0��984 13***(0��098 94)(0��181 03)(0��268 73)(0��056 77)(0��109 84)(0��131 65)样本观测数1089981252231189判定系数R20��990 210��989 800��987 700��988 680��988 700��987 45注:回归方程(1)-(3)的样本为区域1(购房支出负担重的区域)面板数据,回归方程(4)-(6)的样本为区域2(购房支出负担轻的区域)面板数据,回归时人均消费性支出、人均可支配收入、房屋平均销售价格及其滞后项均取对数形式,我们依照Hausman检验结果区域1回归选择固定效应模型,区域2回归选择随机效应模型,括号内为标准误。***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著。
  
  根据表3,区域1的回归结果显示,当期房价对消费的影响不显著,预期房价在10% 的显著性水平下显著为负,区域2的回归结果则显示,当期房价对消费的影响在5%的显著性水平下显著为正,预期房价对消费的影响不显著。在此基础上将总抚养比和未婚男性比例两个变量依次纳入模型作为控制变量,这两个变量在理论上都会抑制消费,在回归结果中也容易发现,这种抑制效应在购房支出负担重的区域表现得更为明显,统计上也更显著。更重要的是,在加入这些控制变量后,房价对消费的影响未发生显著变化,在购房支出负担重的区域房价依然是抑制消费,在购房支出负担轻的区域房价依然是促进消费,说明结论具有稳健性。
  究其原因,在购房支出负担重的区域,房价收入比较高,为买住房需要进行更多的储蓄,不得不压缩日常消费,当房价持续上涨或有持续上涨的预期时,购房压力会转向强制储蓄寻求舒缓。因此,房价上涨会抑制居民消费。对于购房支出负担轻的区域,房价收入比较低,购房压力较小,房价的上涨对购房行为产生的压力较小。不断上涨的房价使住房成为家庭投资的首选,很多家庭会投资房地产实现财富保值增值。在购房支出负担轻的区域家庭有意愿也更有能力拥有住房资产,当房价上涨时该区域拥有住房资产的家庭会因为房屋增值、拥有更多的财富而增加其消费。
  对比区域1和区域2的回归结果,有两点重要结论:第一,前文我们做的区域划分是有意义的,因为房价对消费的影响在不同的区域有很大的差别,在按房价/可支配收入划分区域后,房价对消费的影响机制有了更精细的阐释。第二,现有文献关于房价对消费的影响的研究尚未得出一致的结论,一部分学者认为房价促进消费,即存在财富效应,另一部分学者认为房价抑制消费,即存在挤出效应,从上述回归结果我们得到了一个更一般也更符合逻辑的结论,即这两种效应在我国是并存的,在购房支出负担重的区域表现为挤出效应,在购房支出负担轻的区域表现为财富效应。
  (二)加入社会保险因素并考虑交互影响的扩展模型
  为了避免同类指标可能产生的共线性问题,同时又能尽可能多地保留五类社会保险参与率所包含的信息,我们采用全局主成分法对社会保险变量做了降维处理。
  由于第一主成分对于方差的解释达到了92��67%,我们把第一主成分得分作为五类社会保险参与率的代理变量。第一主成分得分的系数均为正值,表明这五类社会保险参与率越高,第一主成分得分就越高。
  从表4回归结果上看,不划分区域的情况下,当期房价会促进消费,预期房价会抑制消费,并且在统计上都是显著的。第一主成分得分变量的斜率系数也显著为正,考虑到第一主成分的得分矩阵,可以发现这五类社会保险参与率的提高都会增加消费,说明社会保险的确能起到保障作用,在统计上能显著地促进居民的消费。但在做进一步的区域分类后显示出有差异性,我们发现在购房支出负担轻的区域社会保险能显著促进消费,但在购房支出负担重的区域,社会保险对消费没有显著的影响。表4加入社会保险的回归模型
  解释变量被解释变量:人均消费性支出(1)(2)(3)(4)(5)全国区域1区域2区域1区域2人均可支配收入0��823 51***0��954 80***0��773 85***0��925 03***0��776 65***(0��019 78)(0��046 52)(0��029 85)(0��048 04)(0��029 98)房屋平均销售价格0��056 78***0��023 670��047 04*0��046 800��054 66*(0��021 72)(0��036 60)(0��026 43)(0��037 75)(0��028 05)房屋平均销售价格的滞后一期-0��049 70**-0��109 83***-0��008 39-0��128 70***-0��007 46(0��021 73)(0��034 63)(0��026 34)(0��035 23)(0��026 43)总抚养比0��000 92-0��003 79**0��002 05**-0��003 08*0��002 12**(0��000 73)(0��001 60)(0��000 86)(0��001 61)(0��000 86)未婚男性比例-0��025 17-0��403 15-0��055 19-0��373 37-0��073 77(0��144 35)(0��297 80)(0��189 00)(0��290 80)(0��189 88)社会保险参与率的第一主成分得分0��028 46***-0��003 660��057 56***0��177 58*-0��091 19(0��008 99)(0��019 08)(0��020 82)(0��098 15)(0��178 28)社会保险参与率的第一主成分得-0��018 05*0��018 91分*房屋平均销售价格(交互项)(0��009 60)(0��022 60)常数项1��240 17***1��058 62**1��423 90***1��247 32***1��332 56***(0��141 09)(0��396 48)(0��196 46)(0��399 40)(0��223 19)样本观测数2306416664166判定系数R20��982 940��985 780��985 510��986 760��985 56注:回归方程(1)的样本为由30个省市区组成的全国面板数据,回归方程(2)、(4)的样本为区域1(购房支出负担重的区域)面板数据,回归方程(3)、(5)的样本为区域2(购房支出负担轻的区域)面板数据,回归时人均消费性支出、人均可支配收入、房屋平均销售价格及其滞后项均取对数形式,依照Hausman检验结果区域1回归选择了固定效应模型,全国面板、区域2回归选择了随机效应模型,括号内为标准误。***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下显著。
  
  究其原因,社会保险费用一般由个人和企业承担,参加社会保险对消费有两个相反方向的影响:(1)社会保险能一定程度上消除人们对未来收入和消费的不确定性,从预防性储蓄的视角可知,参加社会保险会增加居民的消费性支出;(2)参加社会保险需要交纳一定的费用,这将减少可自由支配的当期收入,对居民消费产生负向的影响。全国范围内社会保险会促进居民消费,在购房支出负担轻的区域也能显著促进居民消费,我们认为可能由于该区域购房负担较轻,没有增加储蓄压缩消费的强烈动机和迫切要求,参加社会保险的费用尽管能减少当期收入,但更为未来消费增加了保障,正影响大于负影响。在购房支出负担重的区域,购房压力较大,尽管参加社会保险能消除一些不确定性,但会减少当期用以储蓄的收入。尽管参加社会保险的费用占当期收入的比重不一定很高,但因为较大的购房支出压力,会使得有较强购房需求和较重购房压力的家庭“锱铢必较”,两方面的作用可能使房价对居民消费的正负影响相互抵消,因此在统计上不显著。接下来我们进一步加入房价与社会保险参与率的交互项,试图将这两种相反的影响剥离开来。
  在加入交互项后,我们发现社会保险参与率及其与房价的交互项在10%的显著性水平下都是显著的(见表4的模型(4))。具体地,社保主成分变量系数为正,说明社会保险会促进消费,而交互项斜率系数为负,这表明随着房价的上升,社会保险对消费的促进作用会越来越弱,即房价不仅通过自身直接抑制消费,还可能通过削弱社会保险的保障能力来抑制消费。从模型(4)回归结论可知,社会保险对消费的偏效应为0��177 58-0��018 05*lnP,当房价不断攀升时,社会保险的偏效应会越来越小。而在不加入交互项时,表4模型(2)的回归结果显示社会保险系数在统计上不显著异于0,可能就是该区域购房压力过重、房价过高的缘故为了考察结论的稳健性,我们分别用住宅平均销售价格替代上文的房屋平均销售价格和用人均工薪收入替代人均可支配收入进行回归,得出了类似的结论。限于篇幅未一一列出。有需要可与作者联系。。
  为什么在购房支出负担重的区域房价会削弱社会保险促进居民消费的能力呢?我们认为社会保险本身具有减少未来收入和消费的不确定性,但由于家庭对住房的刚性需求和中国“居者有其屋”的传统观念,虽然房价持续上涨,住房依然很难被其他商品替代,超越可支付力的房价飙升使普通家庭对未来是否有能力买房的疑虑显著增大,特别是对有刚性购房需求的家庭,储蓄动机将变得越来越强烈,加上社保缴费会减少当期收入,相对于房价上涨带来的越来越多的不确定性,社会保险这把“保护伞”的保障作用正变得孱弱,提振居民消费信心的能力也越来越小。
  从表4的模型(5)可以看出,对于区域2,即购房支出负担轻的区域,交互项系数并不显著,甚至由于加入交互项,第一主成分得分变量的系数也不显著。这表明虽然在购房支出负担重的区域,房价的上升会减弱社会保险对消费的促进作用,但是在购房支出负担轻的区域,房价则不会影响社会保险对消费的促进作用。究其原因,如前文所述,在购房支出负担轻的区域,房价对消费表现为财富效应,房价上涨会增加房屋拥有者的资产财富,与区域1不同,房价上涨并没有恶化居民对未来的预期。虽然社会保险会减少当期收入,但社会保险也更多地起到减少未来不确定性的作用。社会保险与房价对居民消费的影响机制不同,所以二者之间没有显著的相关关系。
  五、结论与政策建议
  本文采用全国30个省区1999―2011年的面板数据,考察了房价、社会保险与居民消费之间的关系。根据住房可支付能力将30个省区划分为购房支出负担重的区域和购房支出负担轻的区域,回归结果表明在购房支出负担重的区域预期房价抑制居民消费,表现为挤出效应,在购房支出负担轻的区域当期房价促进居民消费,表现为财富效应。这表明房价对消费的影响具有区域差异性,现有文献对房价与消费关系的研究结论存在很大分歧,可能是因为它们忽略了这种区域差异性。
  我们利用主成分分析方法发现社会保险能够促进居民消费,但社会保险与房价的交互影响仍然具有区域差异性,即在购房支出负担重的区域,房价的上升能显著减弱社会保险促进消费的能力,而在购房支出负担轻的区域,房价与社会保险之间的交互影响不显著,即房价不会对社会保险促进消费的功能造成显著影响。
  因此,购房支出负担重的区域需要有效控制房价,房价下降有利于增加消费;而购房支出负担轻的区域需要保证房价与可支配收入的同步增长,以免造成居民的购房支出负担过重,进而出现房价的挤出效应。由于在购房支出负担重的区域房价不仅通过自身抑制消费,还会减弱社会保险对消费的促进作用,也就是说,高房价有可能把社保扩面产生的消除未来不确定性、消除生存恐惧等积极功能抵消殆尽,因此这类区域控制房价过快上涨更具有重要意义。
  当前宏观经济面临下行压力,促进居民消费更有现实意义。我们不仅要改善居民的可支付能力,更重要的是提高居民的敢消费能力。唯有对未来形成稳定乐观的预期,才能降低居民预防性储蓄占收入的比重,增加居民消费。这需要一方面有效调控房价,减轻居民未来的购房压力,另一方面扩大社会保险覆盖面,增加社会保障的范围和能力,让居民没有后顾之忧。
  房价调控应该重视供求基本面,在供给方面,继续改善住房供应结构,健全住房保障体系,加大公共租赁房、共有产权房等保障性住房的有效供给量。积极探索农地直接入市和小产权房规范治理的新途径。在需求方面,完善房屋租赁制度和政策,规范市场秩序,积极搭建房屋租赁信息平台,将居民的一部分住房需求从购房转移到租房上来,分流住房市场压力。同时继续采用区别性的金融、税收手段和必要的行政手段,抑制投资、投机性需求,呵护刚性需求。
  在社会保险扩面过程中要让养老、失业、医疗、工伤、生育等各项社会保障事业稳步均衡发展,完善社会保险关系转移接续政策,适时适当降低社会保险费率。整合城乡居民基本养老保险制度、基本医疗保险制度和最低生活保障制度,把进城落户农民完全纳入城镇住房和社会保障体系,从根本上解决进城农民的市民化问题。同时加大社会保险基金的财政投入力度,不断提高国有资本划转充实社会保障基金的比例。建立健全合理兼顾各类人员的社会保障待遇确定和正常调整机制,努力实现“老有所养、病有所医”,使人们形成乐观积极的预期,唯有如此才能提振内需。
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