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中山大学学报（社会科学版） 2021 年第 3 期

表4 房价对不同年龄段有房和无房家庭消费的影响分析
对数家庭总消费ln C
有房与无房家庭样本
（1） （2） （3） （4） （5） （6）

ln (P) ⋅ D ow 0. 0666 *** 0. 0452 *** 0. 0344 ***
（0. 0107） （0. 0103） （0. 0106）
*** 0. 0467 *** 0. 0358 ***
0. 0631
ln (P) ⋅ D re
（0. 0108） （0. 0103） （0. 0106）
ln (P) ⋅ D ow ⋅ D y 0. 0782 *** 0. 0545 *** 0. 0440 ***
（0. 0107） （0. 0103） （0. 0106）

ln (P) ⋅ D ow ⋅ D m 0. 0638 *** 0. 0425 *** 0. 0321 ***
（0. 0107） （0. 0103） （0. 0106）
*** 0. 0344 *** 0. 0240 **
0. 0463
ln (P) ⋅ D ow ⋅ D o
（0. 0108） （0. 0104） （0. 0107）
ln (P) ⋅ D ⋅ D y 0. 0709 *** 0. 0528 *** 0. 0423 ***
re
（0. 0108） （0. 0104） （0. 0107）
0. 0630 *** 0. 0446 *** 0. 0340 ***
re
ln (P) ⋅ D ⋅ D m
（0. 0109） （0. 0105） （0. 0108）
*** 0. 0372 *** 0. 0265 **
0. 0414
re
ln (P) ⋅ D ⋅ D o
（0. 0111） （0. 0107） （0. 0110）
省级宏变量 否 否 是 否 否 是
家庭控制变量 否 是 是 否 是 是
N 45975 45975 45975 45975 45975 45975
R 2 0. 0855 0. 3109 0. 3191 0. 1225 0. 3065 0. 3158

0. 0666 和 0. 0631，均在 1% 的水平上显著。列（2）增加控制了家庭控制变量，两者的系数分别为 0. 0452
和 0. 0467，均在 1% 的水平上显著，列（3）增加了省级宏观变量的控制，两者系数分别为 0. 0344 和
0. 0358，关于两个系数是否相等的 t统计量结果为 0. 75，在统计上并不显著，接受两者相等的原假设，表
明两者的相关效应几乎无差异。在表 4 列（4）得到有房年轻家庭消费关于区县房价的估计弹性为
0. 0782，中年家庭为 0. 0638，老年家庭为 0. 0463，均在 1% 水平上统计显著。显示年轻家庭的弹性系数
显著大于中年和老年家庭。房价与无房家庭的正相关关系也表现为年轻家庭最大。三个年龄段无房家
庭消费关于房价的估计弹性系数分别为 0. 0709、0. 0630 和 0. 0414，均在 1% 水平上统计显著。列（5）和
（6）逐步加入家庭控制变量和省级宏观变量，得到一致结论。同时，三个年龄段有房和无房系数是否相
同的 t统计量分别为 0. 34、0. 75和 0. 72，且均在统计上不显著，均接受两者相等的原假设，显示有房和无

房没有显著的差异。
此处，房价与有房和无房家庭消费的相关性几乎无差异，与三个年龄段有房和无房家庭消费均无显
著差异的发现，拒绝信贷约束效应的理论预测。结合前面的分析，信贷约束效应典型地表现为中年有房
家庭的效应最大，或年轻有房家庭显著大于无房家庭（Windsor et al. ，2015；Atalay et al. ，2016）。上述
房价与有房和无房家庭消费相关性几乎无差异的发现，也反映了我国的金融发展水平还相对较低，住房
资产抵押再融资渠道还不畅通。上述发现意味着，我国房价与家庭消费两者之间呈现的显著正相关关
系，可能是由于同时受共同因素如预期收入驱动。
（三）预期和未预期房价与家庭消费关系的差异分析
前面的研究发现，我国房价与家庭消费的关系，拒绝了财富效应和信贷约束效应的理论预测，可能
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