收入、房地产、医疗对消费影响的实证研究

摘要：对于中等收入以下城镇家庭，仅仅医保支出和收入对消费存在显著影响；对于较高收入以上城镇家庭，收入和房地产财富效应和消费存在显著的正相关关系，住宅价格波动、住宅支出、医疗价格和医保支出对消费存在挤出效应；房改政策实施后住宅支出对消费的挤出效应远远高于房改前，最高收入户的挤出效应最大。

关键词：挤出效应；财富效应；收入等级

中图分类号：F063.2

文献标识码：A

文章编号：1001-5981（2012）04-0082-06

自改革开放以来，我国经济主要依靠投资和出口拉动，而消费一直处于相对次要地位，并且其对经济增长的拉动作用不断减弱。根据有关统计资料，自2000年以来，我国的消费率从2000年的62.3%一直下降到2010年的47.4%，远远低于西方国家的70%，扩大消费已成为政府关注的焦点，这对次贷金融危机后中国的持续健康发展意义重大。那么，为什么消费持续降低，政府鼓励消费的政策收益甚微？本文根据城镇收入等级分组数据，试图利用定量分析方法从房地产（住宅）、医疗支出两个因素出发进行解释。

一、文献综述

房地产对消费影响的理论主要有Friedman（1957）的持久收入假说和Ando和Modigliani（1963）的生命周期假说。Friedman（1957）的持久收入假说强调只有在永久性收入增加的前提下，消费水平才会提高。而Ando和Modigliani（1963）的生命周期假说主要将财富引入凯恩斯的消费函数，对凯恩斯的消费函数进行扩展。与凯恩斯的绝对收入假说不同，Ando和Modigliani（1963）强调财富对消费的影响。

房地产对消费存在何种影响，国外实证研究主要持肯定的观点。如Case（2001）的研究表明，住宅财富对消费存在显著的正向影响；Ludwig和Slok（2002）的研究表明从整个研究时间段看，住宅价格波动对消费的影响存在不确定性，但是对于1985-2000年这一时间段，住宅价格对消费存在显著的正向影响。也存在一部分学者持否定观点，如Elliot（1980）认为非金融财富的变化不会影响总消费。这些分析建立在国外数据分析的基础上，由于中国住房消费理念和国外存在明显的差别，因此房地产对消费的影响可能存在明显差异。

关于房地产影响消费方面的国内研究较少，并且偏重于定性研究，定量研究更少。尹志超、甘犁（2010）认为住房改革对耐用品消费存在显著影响；古侠（2008）、陆勇（2007）等基于Ando和Modigliani（1963）的生命周期假说，得出房地产价格对消费存在显著的正向长期均衡关系。而周建军、欧阳立鹏（2008）持相反的观点，其认为房价的上涨显著地抑制消费的增长等。

上述研究存在如下不足：第一，大多数采用商品房平均销售价格度量房地产财富，这存在一定的片面性，因为房地产财富波动一方面体现在价格波动上，另一方面体现在房地产面积的增长上，而后一点对中国更为重要，因为在推行房地产改革的十多年时间里，我国房地产发展很快，人均住房面积大幅增长。第二，上述研究大多数建立在宏观时间序列的基础上，没有区分住宅价格波动对不同收入水平城镇居民消费影响机制的差异。第三，已有研究的结论和中国的实际情况可能存在一定的距离。在中国，商品房价格高企，房价收入比远远高于西方的标准。高企的房价造就了大批房奴，为了支付月供，房奴不得不压缩消费，也就是说对于有房的人们，沉重的还贷压力一方面可能挤出消费，另一方面可能导致房地产对消费的财富效应不显著。第四，对于无房或者希望改善住房条件的城镇居民，房价的上涨意味着首付的增加，为了支付首付不得不削减日常消费，即房价上涨可能挤出消费。第五，持续快速上涨的房价使得房地产尤其是住宅成为投机的目标，住宅投机所需资金量的增加可能挤出投机客的当期消费，即投机动机导致房价挤出消费。

关于医保支出影响消费方面的研究较少，并且偏重于定性研究，定量研究更少，骆祚炎（2007）等对教育、医保和住房支出对城镇居民消费影响进行研究，但是其建立在这些因素对消费的整体影响上，而非各因素的独立影响上，并且在考察医保对消费的影响时，利用医保支出而非医疗价格，这不能反映医疗价格的上涨对消费的影响，而后者十分重要，更应该受到关注，因为“看不起病、吃不起药”的现象十分常见，克服上述问题是医保改革的方向，通过研究医疗价格的上涨对消费影响，从而可以制定相关医保改革政策，扩大内需，促进经济持续增长。

本文利用面板分析方法分析1991-2010年7个不同收入等级城镇居民收入水平、住宅价格波动、住宅支出、医疗价格、医保支出、房地产财富效应对消费的影响。本文的创新在以下几个方面：第一，重新定义了房地产财富效应，在定义房地产财富效应时，既考虑了房地产价格上涨所带来的财富增加，又考虑了人均住房面积增长所带来的财富增加。第二，通过重新定义医疗价格，对医保支出和医疗价格加以区分。不同于一般研究采用医疗保健指数来表示医疗价格，本文利用诊疗一次所产生的平均医疗费用表示医疗价格，这更符合实际。第三，本文从首付、按揭两个角度对住房支出进行了详细度量，考虑住房支出对消费的影响。第四，针对城镇各个不同收入分组，本文探讨住房、医疗对他们消费的不同影响，这为相关税收、住房改革提供理论依据。本文存在的不足主要体现在数据难以获得，因此本文的房地产财富和支出建立在严格的假设基础上，这和实际存在一定的距离。

二、模型

在研究住宅、医保对消费的影响时，本文的模型也建立在扩展凯恩斯消费函数的基础上。除了收入水平外，中国的消费支出还受如下因素的影响：

住房价格、住房财富、住房支出和房地产改革政策：至于房地产价格波动对消费的影响机理，李明扬、唐建伟（2007）从“兑现的财富效应、未兑现的财富效应、预算约束效应、流动性约束效应、替代效应”5个角度进行了创造性阐述，认为房价上涨通过提高房产拥有者的财富来促进消费，通过降低计划购房者的当期消费来抑制消费等。笔者还认为，房地产作为固定资产，其可能成为投资或者投机的目标，因此其价格波动会通过调整消费者的货币持有动机来影响消费。当然，上述效应随着中国房地产政策、习俗等因素而发生变化，因此很有必要根据中国的具体国情来设定变量。我国房改始于1978年，但真正全面市场化始于1998年中至1999年初。1998年前我国的住房分配基本上属于实物分配，城镇居民只需少量支付就可享有单位住房的使用权，购买商品房属于极少数现象，因此住房价格波动基本上不影响城镇居民的住房支付，进而对城镇居民的消费影响很小。实物分配制度使得绝大多数城镇居民对住房只有使用权而无所有权，更无所谓处置权，房地产价格波动所带来的财富波动并非属于城镇居民，因此对城镇居民的消费行为影响甚微。1998年7月国务院颁布的《关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》标志全国城镇住房分配货币化开始，而1999年2月央行下发的《关于开展个人消费信贷的指导意见》为住房分配货币化提供信贷支持。住房分配货币化使得住房的购买者拥有住房的处置权，住房价格波动以及住房财富波动对居民消费行为可能存在显著的影响，因此本文假定1998年后住房价格波动以及所带来的财富波动对消费存在影响，而1998年之前不存在影响。改革政策的实施使得居民的住房支付大幅增加，因此1998年前后住房政策的急剧变革，导致这两段时间内住房支出对消费可能存在显著性差异。当然，不同的收入水平，对住房改革后的住房支出能力不同，购买住房的目的可能存在很大的差异，例如在房价高企的情况下，中等偏上收入的城镇居民购买住房一般用于居住，而最高收入的居民购买住房可能用于投资或者投机。

医疗支出以及医疗价格：医疗价格波动对消费的影响存在直接效应和间接效应。首先，在其他条件不变的情况下，医疗价格的上涨，会导致消费者降低其医疗水平，但医疗支出的边际效应会有所提高，根据效应最大化原则——花在各种商品上的最后一单位货币所带来边际效应相等，因此，其他消费的边际效应也会上升，根据边际效应递减规律，其他消费支出应该下降，在收入一定时，医疗支出和其他消费存在此消彼长的关系，因此医疗价格的波动通过直接影响当期医疗支出来影响当期消费。其次，很多商品价格具有向下刚性，医疗价格尤其如此，随着医疗价格的上涨，居民出于预防动机会留出更多的货币以备将来医疗所需，也就是说医疗价格的上涨可能通过影响居民的预防动机间接地抑制当期消费的增长。

基于上述分析，本文假定消费以及各影响因素满足如下关系：

lnci，t=α0+α1lnyi，t+α2ln（yyi，t）+α3ln（yypi，t）+α4d1ln（Ai，t）+α5d1ln（hptt）+α6ln（payi，t）+βid1ln（payi，t）+εi，t （1）

其中i（i=1，2Ln）表示第i个收入组；n表示收入分组数；t表示年份，ci，t、yi，t、yyi，t、yypi，t、Ai，t、hpt和payi，t分别表示消费支出、收入、医保支出、医疗价格、住房财富、住房价格和住房支出；αj（j=0，1L6）表示对应的系数；βi（i=1，2Ln）表示不同收入组的住房支出系数；d1为住房改革政策哑变量；1998年之前为0，之后为1；ln表示取自然对数；εi，t表示随机误差；表示一阶差分，显然ln（yypi，t）和ln（hpi，t）分别表示医疗价格增长率和住房价格增长率。

三、变量及数据来源

本文基于历年《中国统计年鉴》按收入等级分组的城镇居民数据，研究时间段为1991年至2010年，如非特殊指出，本文所用到的数据为各个不同收入等级户的人均数据。各个不同收入等级的收入、医保支出来源于历年《中国统计年鉴》，而消费数据为各个不同收入等级的消费性支出减去对应的医疗保健和住房这两项消费性支出，这种处理主要是为了探讨医疗和住房支出对其他消费的影响。住房价格利用历年的住宅销售总额除以销售面积加以度量，注意，本文着重关注住宅价格波动对消费的影响，中国人的住房理念使得中国人偏向于买房，因此住宅价格波动对消费影响程度远远大于其他用途的商品房价格波动。本文所用到的住房支出和《中国统计年鉴》上提供的住宅支出数据存在较大差异，具体理由后面将加以详细论述，为了区分这两个概念，本文将《中国统计年鉴》上提供的住宅支出称为住宅消费支出。其他数据来源说明如下：

（一）医疗价格

一般研究都采用居民消费价格分类指数中的医疗保健指数来表示医疗价格，但该指数明显偏低，例如2004年至2010年医疗保健指数分别为99.1、99.5、100.2、102.1、102.2、101.4和103.3，也就是说近7年医疗保健价格年均增长1.1%，明显和实际不符，这可能和构造该指数的样本有关。本文利用卫生总费用中的居民个人卫生支出除以各类医疗机构诊疗人次来加以度量，即每诊疗一次所产生的平均医疗费用表示，这显然比医疗保健指数更为合理，1991年至2010年医疗价格指数见表1。

（二）住房财富

根据前面的分析，我们只需考虑1998年至2008年的住房财富即可，其中1998年的人均住房财富A1998利用1998年住宅价格乘以人均住房面积（Aarea）表示，其他年份的人均住房财富计算公式如下：

At=0.98*hpt/hpt-1At-1+hptAareat （2）

其中t=1999，2000L2010，hpt/hpt-1At-1表示由于住宅价格上涨对上一年住房财富的影响，由于房地产是固定资产，存在折旧，实际上旧房比新房价格自然低一些，大多数房屋的使用年限为50，因此本文假设折旧率为2%，因此hpt/hpt-1At-1前面乘以0.98。Aareat表示新增住宅面积，因此hptAareat表示新增人均住房财富。假设各年各个不同收入组的住宅消费性支出和其住房财富成正比，住宅消费性支出和住房财富之比为常数，第t年该比率记为λt，那么λt以及各收入组的住房财富可以通过下述两个公式计算得到：

λt=hpayt/At （3）

λi，t=hpayi，t/λt （4）

其中hpay表示住宅消费性支出。

（三）住房支出

1991-1997年，由于实行住房实物分配制度，因此本文假定各收入组的住房支出和住宅消费性支出相等。1998年后，住房分配货币化，城镇居民的住房支出不但包括住宅消费性支出，而且包括首付、按揭支付，本文假定所有的新增住房所带来的财富都按按揭贷款，首付30%，按揭20年，按揭利率为6%。各个收入户的住房财富同样满足（2）式，因此（2）式可以转化为：

hptAareai，t=Ai，t-0.98*hpt/hpt-1Ai，t-1 （5）

（5）式右端通过《中国统计年鉴》资料和（2）-（4）式得到，左端为各收入户的新增住房所带来的财富。那么第t年的住房支出为第t年新产生的首付以及按揭再加上第t年以前所产生未到期的按揭。

四、实证分析

根据历年《中国统计年鉴》消费性支出中的住房支出数据，做出各分组的变化趋势图，具体见图1。

从图1可以看出，自1998年以来最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户的人均住宅支出增长缓慢，甚至负增长，而房价主要呈增长趋势，因此这些收入等级户的人均住宅增长基本上处于停滞状态或者负增长。中等偏上收入户、高收入户、最高收入户的人均住宅支出增长很快，那么住房支出对最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户消费影响很可能不同于其他等级收入户，因此，本文将7个等级收入户分为两类，第一类为最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户（记为类I），第二类为其他收入等级户（记为类II），将这两类数据分别代入模型（1），利用面板回归法分析，具体估计结果见表2。

从表2可以得出如下结论：

第一，从类I的初步回归中，我们发现除了收入系数、医疗支出系数、常数项显著外，其他系数都不显著，这说明最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户的消费和收入正相关且显著，医疗支出和消费负相关且显著。

第二，对于类I的回归分析中，逐步删除最不显著的变量后，发现最终只有医药支出和收入的系数通过显著性检验，其中医药支出的系数为-0.05，这说明医药支出每增加1%，消费支出减少0.05%，医药支出对消费存在显著的挤出效应。收入的系数为1.02%，即收入每增加1%，消费也增加1.02%，收入仍然是决定消费支出的重要因素。

第三，住房财富、住房支出、住房价格、医疗价格的增长都被排除在类I的最终回归结果之外，也就是说这几个因素对最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户的消费影响甚微或者通过其他因素表示出来。住房支出、住房价格对类I消费基本上不产生影响，这主要归因于住房价格高企，类I的收入不足以购买新的住房，并且类I的收入家庭也意识到这一点，并不会因房价上涨而减少消费以支持未来购房计划，因此住房价格的上涨对类，的消费不产生影响；由于不购买新的住房，因此类I的住房支出主要来自最初购房尤其是房改所带来的一系列支付，这一系列支付不具有波动性，自然对类I的消费不产生影响。衣食住行为人之根本，住对于中国尤其重要，在没有多余住房的情况下，中国人的住房理念基本上不可能使得他们卖出自有住房以增加消费，并且中国住房保障制度尚未建立，中国的金融体系尚不完善，中国住房价格上涨所带来的住房财富的增加仅仅停留在概念上，转化为货币进行消费比较困难，因此导致了住房财富对类，的消费支出影响并不显著。至于医疗价格的增长系数为什么不显著的问题，我们很有必要进行进一步探讨。

为此我们利用各个收入分组的医保支出除以医保价格得到各分组的人均诊疗次数，1992-2010年的结果见图2。从图2可以看出，除了2008-2010年外，类I中各分组的诊疗次数变动很小，这也说明类I的医疗支出变动从很大程度上就反应了医疗价格的变动趋势，医疗支出和医疗价格存在共线关系，从而导致医疗价格对消费支出的系数未通过显著性检验。类I各收入分组的诊疗次数变动很小，这从侧面说明尽管改革开放提高了城镇居民的收入水平，但是对于收入中等以下的各收入群体，诊疗价格的大幅上涨导致了他们的医疗福利水平并未得到显著性提高甚至降低，他们所得到的医疗水平依然停留在20世纪90年代初，这也揭示了“看不起病、吃不起药”现象在这些收入阶层普遍存在。

第四，对于类口，在1%的置信度水平下，医保支出系数和医药价格系数显著。医药支出的系数为-0.0465，这说明其他因素不变的情况下，医保支出每增加1%，消费支出降低0.0465%，医保支出对消费存在挤出效应。医疗价格增长的系数为-0.0082，即医疗价格每增长一个百分点，消费支出下降0.0082%，而医疗价格最高的2006年为1999年的15.47倍，也就是说2006年医疗价格比1999年增长1447%，导致消费支出下降11.87%。

第五，对于类II，收入系数为1.049 3，并且通过显著性检验，这说明较高收入户、高收入户、最高收入户的消费和收入正相关，收入每增加1%，消费增加1.049%，收入仍然是决定消费支出的重要因素。

第六，对于类II，住房财富系数为0.005，并且在1%的置信度水平下通过显著性检验，因此，对于较高收入户、高收入户、最高收入户，自1998年房改后，住房显著地表现出正的财富效应，住房价格上涨对消费存在刺激作用。

第七，对于类II，自房改政策后，房价系数为-0.0043，并且显著地不为0，这说明房价上涨对较高收入户、高收入户、最高收入户的消费存在挤出效应，导致这种挤出效应的可能原因在于房价的上涨导致首付和将来的房贷按揭增加，对于购房计划的高收入家庭来讲，必须储蓄更多的收入，从而挤出消费。

第八，对于类II，房地产改革之前，住房支出的系数为-0.0019，并且在10%的检验水平下通过显著性检验，这说明住房支出对消费存在显著的挤出效应，但挤出效应较小，住房支出每增长1%，消费支出减少0.0019%。但是，房地产改革后，住房支出对消费的挤出效应大大增加，对于较高收入户，住房支出的系数为-0.0077，为房地产改革前住房支出系数的4倍；对于高收入组，房地产改革后，住房支出系数为-0.0073，最高收入组的住房支出系数为-0.0085。从房改后各收入组住房支出系数的大小来看，最高收入组最低，较高收入组次之，而高收入组最大，这好像有悖于常识——收入越高，还贷压力越低，对消费的挤出效应越小，因此在这三个收入组中，最高收入组的系数应该最大，即改组房产支出对该收入组的消费挤出效应应该最低。为了解释上述悖论，本文从住房收入比进行解释，2005年至2010年该三个不同收入组的住房收入比见表3。

根据“公认的国际标准”，合理的房价收入比应该在4至6倍之间。较高收入户、高收入户的房价收入比高于6，这就是说该两收入组都存在较大的还贷压力，考虑到中国的住房理念，该两收入组购买住房主要作为必需品用于自住，较少出于投机的目的，因此高收入户所面临的还贷压力小于较高收入组，住房支出对消费的挤出效应也小于后者。最高收入组的住房收入比小于6，其具备购房能力，而自从推行住房分配货币化政策以来，房价尤其是住宅价格持续上涨，最高收入组中的一些超高收入阶层出于投机动机，大量投资住宅，从而导致住宅支出对消费的挤出效应大于较高收入户和高收入户。

五、总结及政策建议

综上所述，对于不同收入户，医药支出、住房价格波动对消费存在不同的影响。对于所有收入户，收入水平的提高有助于推动消费的增长，而医保支出对消费存在挤出效应。医疗价格的上涨对最低收入组、低收入组、较低收入组、中等收入组消费的影响不显著，进一步研究发现，医疗价格主要通过影响医保支出来影响最低收入组、低收入组、较低收入组、中等收入组的消费，这些收入组的医疗福利水平仍然停留在20世纪90年代初期；医疗价格对其他收入组消费的挤出效应显著，较高收入组、高收入组、最高收入组通过增加诊疗次数来提高其医疗福利水平，从而导致医保支出和医疗价格同时对其消费产生挤出效应。房改政策实施后住宅价格的上涨对较高收入组、高收入组、最高收入消费产生挤出效应，同时这些收入组存在显著的房地产财富正效应，但对于其他收入组，住宅价格的挤出效应和财富效应并不显著。住房支出对最低收入组、低收入组、较低收入组、中等收入组消费的影响甚微，但对其他收入组存在显著的挤出效应，并且房改政策实施后，挤出效应大大增加，住房支出对高收入组的挤出效应最小，对最高收入组消费的挤出效应最大，导致这一现象的可能原因是最高收入组出于投机目的增加房地产投资而减少消费支出。

针对上述问题，本文提出如下建议：第一，提高收入水平，缩小收入差距。由前面分析得出收入是消费的重要因素，要促进消费扩大内需，归根到底须提高收入。不少研究表明低收入组的边际消费高于高收入组的边际消费，因此很有必要实行相关财政、税收政策改革，利用转移支付等手段推动收入分配政策向低收入组倾斜。第二，抑制住房价格上涨和住房投机。住房价格快速上涨，一方面刺激投机需求，挤出消费支出，给金融系统带来巨大风险，另一方面，通过增加城镇居民的住宅支出挤出消费支出。因此，很有必要大力发展保障性住房和经济适用房，增加中低价位、中小套商品住房的供给，同时严格控制第二套住房、第三套住房信贷，降低住房投机。第三，发展和完善房地产信贷体系和信用体系，疏通房地产货币化渠道，增加房产的流动性。房地产财富效应发挥的前提条件是房地产能够货币化，房地产具有较强的流动性，而且房地产财富的大小以及显著性与房地产货币化的难易程度正相关，因此发展和完善房地产信贷体系和信用体系十分重要。第四，治理药品流通渠道，降低药品价格。药品价格虚高已是普遍现象，而导致药品虚高的主要原因在于药品流通环节多，药品零售环节缺乏竞争，市场调节机制难以发挥，以药补医的补偿机制导致药品销售与医疗机构、医务人员存在直接的利益关系，而利益的大小处决于药品价格的高低，药品价格越高，医生吃的回扣越高，医疗机构的效益越好。第五，治理医疗乱收费现象。在利益的驱动下，比照收费、自立项目收费、提高服务频次收费、重复收费等乱收费现象在很多医院都普遍存在，这一方面导致了不少患者看不起病、吃不起药，从而减少了医疗机构的诊疗人数，损害医疗机构的利益，另一方面大大增加了患者的医疗支出，挤出了患者的消费，不利于扩大内需，推动经济的持续稳定发展。