原文信息：Painter, G., Yang, X., & Zhong, N. (2022). Housing Wealth as Precautionary Saving: Evidence from Urban China. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 57(2), 761–789.
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引言
毋庸置疑，住房价值会对家庭消费产生重要影响。大量文献关注到财富效应和信贷约束两种机制，而忽视了更为重要的第三种机制：住房财富作为预防性缓冲储备的作用。本文使用中国城镇住户抽样调查（UHS）2002-2009年的超过19000户家庭数据，研究住房价值对家庭消费的影响，并利用不同的子样本来评估预防性缓冲储备的重要性。
本文的结果显示，住房财富会显著影响中国家庭的消费。具体而言，住房财富每增加1%，家庭消费将增加0.14%，这意味着住房财富的边际消费倾向为0.023。本文发现，非公共部门雇员的消费反应强于公共部门雇员，没有受过大学教育的雇员的消费反应强于受过大学教育的雇员，以及可自由支配的消费(如外出就餐、娱乐和度假)对住房财富的变化反应也更为强烈，以上检验均强调了预防性缓冲储备的机制作用。
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背景
中国的预防性储蓄：预防性储蓄被定义为当前支出对未来风险的反应，如收入或健康状况的不确定性。一般而言，积极的住房财富冲击会鼓励额外的消费。本文利用UHS1989-2009年的数据计算得到中国的城市家庭储蓄率达到了可支配收入的20%，远高于国际标准水平和美国同期的4%。
中国城市住房市场：过去30年以来，中国由福利住房制度转向了市场住房制度。根据UHS数据推算，中国城市居民的住房自有率从90年代初期的20%达到了2009年的超过90%，而2010年美国的住房自有率只有65.1%。另一方面，根据《中国统计年鉴》的数据计算得出，中国城市住房的平均价格从1276元/平方米上升至2380元/平方米（2002-2009年间）。如此高的住房拥有率和房价的急剧上涨，为本文考察城市家庭消费对住房财富变化的响应程度提供了一个合理的背景。
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数据和方法
3.1 数据
本文使用的主要数据来自国家统计局公布的城镇住户抽样调查（2002-2009年）：该数据集包含了家庭的住房价值、食品等消费支出、家庭收入等经济指标，以及户主的人口和经济特征等核心变量。Table 1中列示了这些变量。
Table 2显示了自报住房财富、家庭消费收入和住宅价格的年平均描述性统计数据。表中显示，在2002-2009年期间，UHS数据样本的平均房屋财富按名义价值计算增长了约2倍，这与《中国统计年鉴》所收集的住宅价格趋势一致。在同一时期，家庭消费和收入几乎翻了一番。这些汇总统计数据表明，住房财富和家庭消费在此期间经历了大幅波动，表明两者之间存在很强的相关性。
3.2 实证模型
本文设定的基准回归模型为：
logCijt表示时间t在城市j的个体i的家庭消费的对数；logHWit表示家庭的住房财富；Xit表示一系列控制变量：包括当前家庭的可支配收入、家庭规模、依赖比率和户主相关的人口和经济特征（年龄、受教育水平、性别、婚姻状况和行业），也包含了城市和时间趋势项。在此基础上，本文担心不可观测的遗漏变量导致结果出现偏误，因此加入了家庭固定效应。
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结果
4.1 基准结果
基准结果显示：在全样本加入固定效应的回归中（Table 3第（2）列），住房财富每增加1%，消费将增加0.143%。
为了理解这一估计影响的程度，本文考虑了2009年中国代表性房屋的价值，即13.14万元人民币。根据UHS的数据显示：同年的平均消费为24230元/年。因此，房屋价值每增加1%，即1314元，每年将增加约34元的消费。住房财富变量的系数估计值可以解释为家庭对住房财富的边际消费倾向，其计算方法为估计值系数乘以消费与住房财富的比率。样本的平均消费与住房财富之比为0.18。因此，基线估计值0.143(Table 3的第（2）列)意味着估计值为0.023。
4.2 机制检验
（1）在中国，公共部门员工退休后通常享有医疗保险和丰厚的政府补贴养老金。因此，家庭的终生收入相对来说更加稳定，其预防性储蓄动机应该更弱。Table 3中（3）（4）列的结果显示，住房财富每增加1%，非公共部门雇员的家庭消费就会增加0.1840，这大约是公共部门雇员(0.0453)的4倍。该结果表明预防性储蓄的减少会使面临巨大终生收入风险的私营部门雇员的消费反应更强烈。
（2）由于受教育水平更低的人群对未来收入的不确定性更强，因此，其预防性动机可能更强。Table 3中（5）（6）列的结果显示，对于户主为非大学毕业生的家庭(0.1385)，住房-财富正效应更大且显著，而对于户主为大学毕业生的家庭(0.0195)，住房-财富正效应较小且不显著。该结果表明预防性储蓄渠道的重要性，因为面临未来收入更大不确定性的家庭受住房财富效应的影响最大。
（3）Table 4中对企业类型（集体企业、外资企业和私营企业）和受教育水平（初中和高中）进行了更细的划分，即将非公共部门的雇主分为集体所有企业、合资企业和外国企业以及国内私营企业；同时，本文还将非大学学历的劳动者分为初中毕业生和高中毕业生。结果发现这些子样本的住房财富效应比国有企业雇主的住房财富效应要大得多，并且随着户主教育程度的增加而减小。
本文接下来对纯财富效应和信贷约束这两类机制也进行了检验，分别对年龄进行分样本（年龄更大的样本更有可能卖掉自己的房子并缩小住宅面积，因而财富更多）和家庭借贷进行检验，但均没有明显的证据表明这两种机制的存在性；此外，本文还担心存在遗漏变量导致结果有偏，如预期收入增长、金融自由化、股市财富增长和住房租住年限延长等会同时影响住房价值和消费，因此本文依次控制对应变量进行检验，结果显示基准结果并没有发生显著变化，表明基准回归结果是稳健的。
4.3 其他检验
由于自我报告的住房财富可能存在误差，因此，本文接下来使用城市层面的房价数据进行检验，结果发现估计的房价系数显著为正。城市房价每上涨1%，居民消费就会增加0.23%，与基准回归的结论一致。
此外，同一个城市的房主和租房者对类似的房价波动应该有不同的反应。与房主不同，租房者不会因为住房财富的变化而对预防性储蓄需求的减少做出积极反应。相反，如果房价上涨，租房费用也会随之上涨，那么他们的消费就会减少。此外，由于租房者往往是未来的买房者，房价上涨将迫使他们增加储蓄，减少消费以积累首付。因此，如果固定效应正确地解决了被忽略的变量偏差，我们应该观察到城市级别的房价对租房者的消费具有不显著甚至负面的影响，因此本文使用城市级房价指数作为解释变量，估计租房者样本的固定效应模型。我们发现，在不同的子样本中，租房者的房价和消费之间的关系是负的但并不显著，这意味着固定效应模型在一定程度上地缓解了遗漏变量偏差。
最后，本文汇报了不同食品类型的消费对住房财富的反应程度。当人们觉得不需要储蓄时，他们可能会增加可自由支配的支出，因此，如果预防性储蓄促进了消费对住房财富的敏感性，可自由支配的支出应该对住房财富的反应比非可自由支配的支出更大。UHS数据中报告了家庭中完整的消费清单，使我们能够更好地区分可自由支配的消费和非可自由支配的消费。例如，UHS数据中提供了两大类食物消费:米及面粉消费和糕点及其他甜点消费。该分类对家庭的基本食品需求进行了分层，米及面粉消费通常被视为非可自由支配的消费，而后者则是中等收入家庭的可自由支配的消费此外，UHS数据中还将外出就餐、娱乐、度假、医疗保健等消费列为可自由支配的支出。相关的实证结果发现可自由支配的消费(如外出就餐、娱乐和度假)对住房财富的变化反应更强烈。
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结论
本文利用中国独特的背景，提供了实证证据支持住房作为预防性储蓄存量的作用，并提出住房价格波动不仅可以通过影响家庭借贷能力，还可以通过影响家庭预防性储蓄传导到经济中。忽视这一渠道可能导致消费预测不准确，尤其是在面临重大风险的家庭中。对于像中国这样家庭储蓄率高、社会保障覆盖率低的发展中国家的研究来说，具有重要的启示作用。
Abstract
This article provides new evidence on the housing-wealth effect on consumption using household panel data. A key advantage in studying the Chinese housing market is the absence of the collateral channel because households are prohibited from withdrawing housing equity. The results show that for every 1% increase in housing wealth, household consumption increases by 0.14%, suggesting an implied marginal propensity to consume out of housing wealth of 0.023. Further, we find that this marginal propensity to consume is the largest among employees who face greater income uncertainty, suggesting that precautionary-saving motives are driving the results.
转自：“香樟经济学术圈”微信公众号
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