房貸的擠出效應：“退休消費之謎”的再解釋

巴曙松，魏 巍，李羽翔

（1.北京大學 匯豐金融研究院，廣東 深圳 518055；2.東北財經大學 金融學院，遼寧 大連 116025；3.招商資產管理（香港）有限公司，香港 999077）

一、問題的提出

長期以來，中國經濟呈現出“高增長、低消費”的典型特征。改革開放以來，雖然中國家庭消費總量逐步增加，但家庭邊際消費傾向并不高，消費率低于其他國家。在中國人口老齡化背景下，關注退休人員的消費行為十分有意義。退休作為家庭成員從工作到養老的關鍵轉換節點，在整個生命周期中起到關鍵作用。隨著退休人員數量增加，老齡人口在總人口中的占比迅速升高，研究退休與家庭消費的關系日益重要。從生命周期理論來看，退休后的老年人將消耗退休前積累的財富頤養天年，而不是購房積累財富。但是，在房價上漲的背景下，年輕群體可能無法承擔購房壓力，已退休的父母具有較強的遺贈動機，通過轉移經濟資源在購房上給予子女幫助。中國“嬰兒潮”一代已逐漸步入退休年齡［1］，他們經歷了改革開放后經濟高速增長和住房市場改革，由于儲蓄率高、購買能力強，“嬰兒潮”一代的退休人員為子女結婚購房成為普遍現象。對歐美國家來說，家庭結構較為簡單，子女成年后，與父母在經濟上關系并不密切。受傳統文化影響，中國父母與子女在經濟資源上聯系緊密，往往共享經濟資源。總體來看，中國家庭遺贈動機要高于歐美家庭。中國獨特的共享經濟資源的家庭結構造成了退休后父母幫助子女購房這一特殊行為。因此，中國退休家庭的消費變化可能異于生命周期模型，也異于歐美國家的實證研究結果。

如果退休、家庭消費和購房行為三者存在顯著的共振，房價存在大幅波動將進一步擠出退休家庭消費，削弱消費對經濟發展的基礎性作用，影響家庭消費升級，最終影響個人福祉。為了觀察是否存在這一現象，本文旨在檢驗退休對家庭消費的影響，主要觀察退休前后購房行為的變化是否進一步擠出消費。具體來說，本文使用2017年中國家庭金融調查（CHFS）的數據來檢驗戶主退休后家庭消費是否會迅速下降。如果出現下降，哪種類型消費下降最為顯著？退休人員為子女購房行為是否會擠出家庭消費？如果存在擠出家庭消費的現象，主要擠出哪種類型消費？

二、文獻回顧

從理論上來看，在生命周期內家庭消費具有平滑特征。經典的生命周期理論指出，具有理性預期的個體在面對可預測的收入沖擊時，可以平滑家庭消費的邊際效用［2］，例如退休引起的收入變化具有可預測性，退休導致的收入變化不應該影響消費。Skinner［3］將流動性約束納入生命周期模型，提出家庭消費曲線呈現駝峰型，退休后消費呈下降趨勢。從實證分析看，大量國外研究發現存在退休后家庭消費顯著下降的現象，與理論消費具有平滑特征不符，該現象被稱為“退休消費之謎”。李宏彬等［4］、鄒紅和喻開志［5］較早涉及中國退休消費行為的研究，他們發現中國也存在“退休消費之謎”，主要因為退休降低了食物支出和工作相關支出，剔除食物支出和工作相關支出后，“退休消費之謎”消失。食物支出和工作相關支出下降的原因在于退休后閑暇時間增加且生活方式轉變使得家庭社交相關消費減少，可以將更多時間精力投入家庭生活，例如做飯、清潔和個人護理等。目前的文獻對“退休消費之謎”的原因還有其他多種解釋：第一，退休后家庭收入存在一定幅度下降，從而影響家庭消費［6］。第二，家庭成員面臨長壽風險。Lundberg等［7］構建家庭話語權指標來衡量家庭消費儲蓄決策的制定，退休前后話語權從丈夫向妻子的轉變可以解釋退休后家庭消費的下降。丈夫退休后收入下降，妻子在家庭中的話語權增強，由于家庭中妻子通常比丈夫壽命更長，其更愿意儲蓄，家庭內部話語權向妻子傾斜從而家庭消費顯著下降。第三，退休后家庭成員閑暇時間增加，退休人員可以利用閑暇時間實現自助，從而替代商品消費，例如退休人員可以利用閑暇時間自制食物和尋找價格更優的商品［8］。第四，退休人員更有可能面臨外部異質性沖擊，例如健康惡化和養老金政策變化等，這種效應隨家庭異質性變化［9］。

從以往文獻來看，學者主要從生活習慣、收入結構、長壽風險、閑暇時間和外部沖擊等方面解釋退休前后家庭消費的變化，并沒有關注購房行為對退休家庭消費的影響。關于購房行為對家庭消費的研究較為豐富，購房行為影響家庭消費的路徑主要有兩種：第一種路徑是房貸增加對家庭消費的影響。如果家庭房貸在適度范圍內，房貸將促進家庭消費的增長，這源于購房帶來的安全感，被稱為“杠桿效應”［10］。由于每月房貸支出具有剛性，高額房貸將導致家庭不得不減少當期消費需求，這被稱為“擠出效應”［11］。近年來，隨著中國房價的上漲，學者聚焦于杠桿效應和擠出效應的比較，研究結論較為一致，認為擠出效應大于杠桿效應，高額房貸擠出了消費［12］。第二種路徑是流動資產減少對家庭消費的影響。一般來說流動資產越多家庭消費越高，這主要因為資產變現難易程度對消費路徑平滑和流動性約束存在影響。最早的學者主要關注養老金［13］和醫療保險［14］等非流動資產對家庭消費的影響，他們發現相關繳費雖然減少了當期流動資產，但提高了當期消費，這主要因為養老金和醫療保險提高了家庭抗風險能力。近年來，學者主要關注家庭購房行為，家庭往往使用現金付首付或全款購買房產，流動資產必然減少，且增加了風險敞口，因而對消費具有抑制作用［15-16］。國外相關文獻研究表明，退休家庭會逐步降低居住面積，并最終退出房產市場［17］。而中國家庭存在退休人員為子女結婚購房的現象。這種行為導致退休家庭房貸壓力增加和流動資產減少，進而加劇了家庭消費的下降［18-19］。

歐美國家推行利率市場化較早，房價隨利率波動而變化，銀行等金融機構提供浮動利率貸款（Adjustable-Rate Mortgage）和固定利率貸款（Fixed-Rate Mortgage）兩種方式。雖然美國次貸危機后，申請固定利率貸款的購房者占比上升，但采用浮動利率貸款的購房者仍是主流。LPR改革前，中國住房抵押貸款主要采用固定利率；LPR改革后，中國住房抵押貸款與LPR掛鉤，中國住房抵押貸款定價正處于從固定利率到浮動利率的改革進程中。總體來看，由于歐美國家浮動利率住房抵押貸款占比及市場化程度高于中國，因而中國購房者房貸帶來的債務支出剛性高于歐美國家，而這種較高的債務支出剛性使得購房行為對退休家庭消費的擠出效應在中國表現得更加明顯。

近年來，中國面臨著人口老齡化和高房價的雙重挑戰，因而本文以退休前后家庭購房行為視角切入，通過研究家庭房貸壓力和流動資產的變化，再次解釋“退休消費之謎”。并利用中國強制退休政策帶來的制度設計優勢，采用斷點回歸（Regression Discontinuity Design，簡稱RDD）方法解決退休決策的內生性問題，得到退休對家庭消費影響的干凈估計。

三、研究設計

（一）實證策略

國外文獻探討“退休消費之謎”的最大分歧點在于退休決策是否具有內生性，這主要因為歐美國家施行彈性退休制度，養老金繳費滿一定年限后，個人可決定何時退休。美國施行彈性退休政策，個人可自主選擇退休時點，年滿62歲只能領取70%的養老金，年滿65歲退休可領取100%的養老金。中國退休政策具有強制性，要求政府和企業的正式員工達到法定退休年齡才能退休。通常男性的退休年齡是60歲，女性的退休年齡是50歲或55歲。除完全喪失工作能力或從事高風險工作的居民外，大多數居民都遵守以上退休年齡標準。由于中國退休政策具有強制性，本文使用斷點回歸方法識別和估計戶主退休對家庭消費和購房行為的影響，避免了由于自我選擇而導致的估計偏差問題。

斷點回歸方法基于連續變量受到外生沖擊，使得連續變量產生處理效應（Treatment Effect）。如果外生沖擊對其他變量沒有影響，那么該外生沖擊則為導致連續變量產生處理效應的原因。以退休為例，年齡為連續變量，而是否達到法定退休年齡決定了退休狀態，在考慮了年齡的情況下，法定退休年齡前后家庭消費和購房行為的均值變化可由斷點回歸方法估計。斷點回歸設計可分為精確斷點回歸（Sharp RD）和模糊斷點回歸（Fuzzy RD）。在精確斷點回歸中，被處理個體在驅動變量的斷點處從0跳躍到1。在模糊斷點回歸中，被處理個體在驅動變量的斷點處從概率a跳到概率b（0＜a＜b＜1）。參考Hahn等［20］的研究，本文主要用非參數方法進行模糊斷點回歸。本文使用局部多項式回歸方法估計斷點兩側的處理效應：

對于試驗的驅動變量D，本文用以下兩個局部線性回歸表示：

（二）變量設定

本文數據來自2017年中國家庭金融調查（CHFS）數據庫。CHFS數據庫主要涵蓋家庭微觀層面的信息，家庭退休、消費和債務信息較為充足。由于農村家庭不受退休政策的約束，因而刪除了農村家庭樣本。剔除家庭消費、家庭可支配收入和家庭凈財富等關鍵變量的缺失值后，得到了36 281個有效家庭。本文變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量的描述性統計

本文被解釋變量為家庭消費。家庭消費主要包括食物消費、工作消費、娛樂消費和其他消費。食物消費包括大米、豬肉、魚和蔬菜等15種食品的支出；工作消費包括醫療、外出就餐、交通、服裝和通訊等相關的支出；娛樂消費包括用于度假、體育運動和使用新聞媒體等相關的支出；其他消費包括兒孫教育、生活照料和個人護理等方面的支出。從消費的必需性來看，依次排序為食物消費、工作消費、娛樂消費和其他消費。食物消費和工作消費為必需消費，而娛樂消費和其他消費為可選消費。

本文解釋變量為家庭退休狀態，用戶主是否退休來衡量（簡稱“退休”）。退休主要根據兩個問題判斷，即是否已完成與退休有關的手續以及個人是否已領取退休金。另外，選擇戶主年齡、戶主學歷、戶主婚姻、戶主健康等人口統計學特征作為控制變量。選擇風險態度、家庭成員數量、家庭可支配收入和家庭凈財富作為家庭層面的控制變量。在退休變量中，戶主如果處于退休狀態，賦值為1，否則賦值為0，樣本中29%的家庭戶主處于退休狀態，樣本有效性較強。在戶主學歷變量中，如果戶主學歷在大學或以上，賦值為1，否則賦值為0。在戶主婚姻變量中，如果戶主已婚，賦值為1，否則賦值為0。在戶主健康變量中，使用戶主自我評估的健康狀況來衡量是否健康，自評為健康則賦值為1，否則賦值為0。根據家庭對“如果你有一筆錢可以投資，你最愿意選擇哪個投資項目”這一問題的回答來構建風險態度變量。該問題得分越高，說明家庭風險厭惡程度越高，得分為1—5。如果家庭得分在3分以上，其風險態度變量賦值為1；如果家庭得分小于3，那么風險態度變量賦值為0。

另外，參考Case等［22］和Iacoviello［23］的研究，本文選用房產數量、是否有房貸、貸款價值比、流動資產的對數和流動資產占比來衡量家庭的住房狀況和房貸壓力。其中，貸款價值比是指貸款金額和抵押品價值的比例。

為了進一步研究退休、家庭消費與購房行為之間的關系，將家庭按是否有房貸分為兩類。基于家庭是否有房貸的消費分組檢驗如表2所示。

表2 基于家庭是否有房貸的消費分組檢驗

由表2可知，有房貸的家庭在食物消費、工作消費、娛樂消費和其他消費的支出比沒有房貸的家庭要低，該差異在1%水平上顯著。這表明，房貸可能會對消費產生擠出效應，后文將進一步驗證該效應及解釋機制。

（三）退休制度與退休決策——內生性問題與穩健性問題

法定退休年齡政策設計對居民退休情況的影響是實證設計的關鍵。被解釋變量為退休，解釋變量中加入年齡多項式，主要為了控制年齡的非線性特征對退休的影響。為了控制不同地區退休政策的差異，在控制變量中還加入了省份虛擬變量。因此，退休制度對退休率影響的邊際效應如表3所示。

表3 退休制度對退休率影響的邊際效應

為了保證估計結果的穩健性，使用赤池信息準則（AIC）方法來確定年齡變量的多項式階數。本文使用戶主年齡是否大于60歲作為解釋變量來觀察年齡對是否退休的影響。這主要因為中國男性的法定退休年齡是60歲，而且男性通常是一家之主。年齡大于60歲的估計系數在1%水平上顯著。通過F值不難發現，年齡大于60歲可以有效地衡量家庭戶主退休狀況，F值遠遠大于10，這說明年齡大于60歲是對退休的強有力的預測。

四、實證分析

（一）中國存在“退休消費之謎”的證據

本部分主要通過實證數據驗證中國存在“退休消費之謎”，一個可能的解釋是家庭購房行為影響了家庭消費。退休對家庭消費的影響如表4所示，戶主年齡與購房目的的關系如圖1所示。

表4 退休對家庭消費的影響

圖1 戶主年齡與購房目的的關系

由表4可知，退休對家庭消費的估計系數為-0.976，且在5%水平下顯著，這說明退休后家庭消費減少了0.976萬元。退休對家庭消費對數的估計系數為-0.327，且在5%水平下顯著，這說明退休后家庭消費減少了32.7%。實證結果顯示中國存在“退休消費之謎”，這與傳統生命周期模型的預測不一致，傳統生命周期模型認為家庭消費具有平滑特征。

圖1顯示了戶主年齡與購房目的的關系，Y軸顯示了每個年齡組購房目的均值。不難發現，隨著家庭戶主年齡的增長，自住和投資需求呈現緩慢下降趨勢，而為子女婚姻購房需求呈現緩慢上升趨勢。當戶主年齡達到退休前后時，為子女婚姻購房需求超過投資需求。因為家庭戶主退休前后，子女處于適婚年齡，需要組建新家庭，購房需求顯著上升。基于可視化的證據，可以合理猜測退休前后家庭購房需求變化是影響家庭消費變化的重要原因。一般來說，購房會消耗家庭持有的流動資產，每月按揭貸款使家庭可支配收入減少，流動資產減少和房貸壓力增加會影響家庭消費。

（二）機制分析

從上文可知，中國家庭退休前后消費并非平滑的，而是在退休后呈現顯著下降特征，這可能因為退休后家庭成員生活方式發生了變化。其中，購房行為是影響家庭消費的重要方面。從房貸還款壓力方面，根據以往文獻，抵押貸款對家庭消費既有杠桿效應，也有擠出效應。如果一個家庭的抵押貸款維持在適度的范圍內，抵押貸款將促進家庭消費的增長，被稱為“杠桿效應”。杠桿效應的作用機理來源于財富增加帶來的安全感，購房家庭通過杠桿購房后，如果房價上漲，杠桿幫助購房家庭放大了財富，財富的增加最終影響家庭消費的增加。如果一個家庭的抵押貸款數額超出可承受范圍，抵押貸款對當期收入產生擠出效應，家庭將不得不減少其當前消費需求，最終消費被擠出，被稱為“擠出效應”［24］。從支付房貸首付來看，退休家庭的父母往往通過支付現金和銀行存款等流動資產幫助子女購房。已有文獻發現，資產變現難易程度也對家庭消費產生顯著影響，換句話說流動資產越多的家庭，消費越多，這主要因為流動資產越多家庭預防性儲蓄動機較低，消費越多［15-16］。退休家庭的購房行為消耗了現金和存款等流動性較高的資產，為了應對風險沖擊，家庭預防性儲蓄動機上升，最終導致家庭消費下降。

近年來，中國房價飆升，擠出效應大于杠桿效應。從生命周期模型的角度來看，家庭中夫妻雙方在接近退休時，子女處于適婚年齡，為了提高子女在婚姻市場競爭力，父母往往幫助子女購房。退休前后的購房行為導致了家庭房貸壓力上升和流動資產下降，進而進一步抑制了退休后的家庭消費。因此，購房行為對家庭消費跳躍性下降具有強化作用，進一步加劇了退休后家庭消費的下降。

根據CHFS（2017）數據顯示退休前后家庭為子女購房比例顯著上升：當戶主年齡為50—60歲時，為子女購房比例約為15%；當戶主年齡為60—70歲時，為子女購房比例約為27%。本文使用CHARLS（2015）數據考察退休人員遺贈動機，統計發現退休人員遺贈計劃里60%將房產遺贈給配偶，40%將房產遺贈給子女，而配偶去世后幾乎把所有房產均遺贈子女。受時代影響，目前中國退休人員對房產的偏好高于金融資產，因而通過購房將財富遺贈給子女是占比較高的財富代際轉移方式。

綜上，可以猜測在退休前后家庭擁有的房產數量并沒有呈現顯著上升趨勢，而房產價值、是否有房貸和貸款價值比均呈現跳躍性上升。對此有兩種可能的解釋：一方面，子女與父母一同居住，家庭對住房改善型需求上升，家庭通過換購更大面積的住房而不是購買新住房來滿足改善型需求。另一方面，子女婚后與父母分開居住，房產數量和價值在子女家庭內計算，而父母幫助子女支付首付或償還房貸。最典型的例子為商業銀行開發的“接力貸”，要求父母與其子女作為共同借款人償還住房抵押貸款。目前中國退休家庭房貸主要償還人為子女，這主要因為退休人員工作期間所處時代，通過房貸購房比例較低，主要以單位分房和全額購房為主，且公積金貸款政策對年齡有限制，因而退休家庭房貸上升主要原因并非自住或投資。另外，還可以猜測退休前后家庭流動資產的對數和流動資產占比（即流動資產占家庭財富的比例）顯著下降。這可能因為中國房貸政策要求首付比例最低為30%，高首付比例必然消耗家庭流動資產，退休后家庭購房行為使得家庭流動資產和流動資產占比下降。采用斷點回歸方法對上述猜測進行了實證檢驗，退休對家庭購房行為的影響如表5所示。

表5 退休對家庭購房行為的影響

由表5可知，退休對家庭房產價值、是否有房貸和貸款價值比具有正向且顯著的影響，且分別在10%、5%和5%水平下顯著。具體來看，與退休前相比，退休后房產價值上升8.667萬元，是否有房貸的概率上升4.1%，貸款價值比上升0.9%。這說明與退休前相比，退休后家庭確實存在顯著購房行為，且這種購房行為主要通過使用住房抵押貸款實現。房產數量的估計系數不顯著，可能因為家庭的改善型換購需求較高。舉例來說，可能存在父母與子女同住，換購了更大面積的房產，并沒有購買二套房。表5最后兩列說明退休對流動資產對數和流動資產占比具有負向且顯著的影響，且分別在10%和5%水平下顯著。具體來看，與退休前相比，退休后流動資產下降50.3%，流動資產占比下降2.8%。這說明購房行為顯著降低了家庭持有的流動資產，從而家庭預防性儲蓄動機可能上升。

五、進一步分析

（一）不同類型消費的異質性分析

退休可能對不同類型消費存在異質性影響，主要因為退休前后家庭生活方式發生較大轉變，消費類型可能存在此消彼長的關系。退休對不同類型消費的影響如表6所示。

表6 退休對不同類型消費的影響

由表6可知，與退休前相比，退休后食物消費減少了0.452萬元，工作消費減少了0.312萬元，且均在5%水平下顯著。退休后，家庭閑暇時間增加，時間成本顯著下降，退休人員可以將更多時間用在做飯等家務方面，而不是購買食物上，因而家庭的食物消費顯著下降。退休后，退休人員不再工作，工作消費顯著下降，而退休人員娛樂需求上升，娛樂消費顯著上升，娛樂消費的上升取代了工作消費的下降。另外，其他消費呈現下降趨勢，且跳躍性下降缺口顯著。以上結果說明，退休家庭不同類型消費的變化呈現出異質性，購房行為對退休家庭不同類型消費的擠出效應是否也呈現出異質性是本文接下來要探討的話題。

為了進一步說明購房行為對退休前后家庭消費的擠出效應，本文使用貸款價值比來衡量家庭房貸壓力狀況，主要因為貸款價值比指標還考慮了未償還貸款數額。退休和貸款價值比的交互效應對家庭消費的影響如表7所示。

表7 退休和貸款價值比的交互效應對家庭消費的影響

由表7可知，退休和貸款價值比的交互項在5%水平下顯著為負，這說明家庭戶主退休后，貸款價值比每上升1%，家庭消費下降0.033萬元。貸款價值比較高的家庭退休后消費下降數額更大，這是因為房貸壓力更大的家庭可支配收入更少，更有意愿減少消費。從不同類型消費來看，對于食物消費、工作消費和其他消費，家庭房貸的增加進一步強化了退休家庭在該類型消費下的減少支出，對于娛樂消費，家庭房貸的增加阻礙了家庭在該類型消費下的消費增加。這說明無論在哪種類型消費下，購房行為均擠出了家庭消費。食物消費、工作消費、娛樂消費和其他消費的交互項估計系數占退休的估計系數的比例分別為10.4%（0.026∕0.250）、6.2%（0.013∕0.211）、8.8%（0.021∕0.240）和250.0%（0.025∕0.01）。不難發現，其他消費的交互項估計系數占比較高。家庭房貸的增加對其他消費的擠出效應遠大于食物消費、工作消費、娛樂消費，這說明房貸的增加對可選消費的擠出效應大于必需消費。

退休和流動資產的交互效應對家庭消費的影響如表8所示。

表8 退休和流動資產的交互效應對家庭消費的影響

由表8可知，流動資產越多的家庭消費越多。流動資產較多的家庭具有較高的風險抵抗能力，預防性儲蓄動機較低消費能力較強。退休和流動資產對數的交互項在1%水平下顯著為正，這說明流動資產越多的家庭退休后消費下降數額更小。以對家庭消費的影響為例，交互項顯著的經濟學意義為退休后，流動資產占比每下降1%，消費下降均值為0.051萬元。家庭購房支付房貸首付必然要消耗流動資產，家庭流動資產的下降可能導致家庭預防性儲蓄動機上升，最終影響家庭消費。無論哪種類型的消費，家庭流動資產越多，家庭消費量越大。食物消費、工作消費、娛樂消費和其他消費的交互項估計系數占退休的估計系數的比例分別為14.3%（0.113∕0.786）、17.9%（0.056∕0.312）、108.3%（0.026∕0.024）和12.3%（0.025∕0.204）。不難發現，娛樂消費的交互項估計系數占比較高。流動資產的提高對家庭在娛樂消費方面的影響大于在食物消費、工作消費和其他消費方面的影響。因此，流動資產緩解可選消費的效應大于必需消費。

綜上所述，家庭購房行為使得房貸壓力增大和流動資產減少，進一步加劇了退休后家庭消費跳躍性下降，且這種下降存在異質性，對可選消費影響更大。實證結果較為符合直覺，消費下降往往存在結構性差異，可選消費往往大于必需消費。

（二）穩健性檢驗：前定變量斷點檢驗

為了保證結論穩健性，使用斷點回歸對前定變量進行檢驗。分別選取兩個個體層面變量和兩個家庭層面變量對戶主剛退休和戶主接近退休的家庭是否存在差異進行實證檢驗。兩個個體層面的變量分別是戶主學歷和戶主健康。兩個家庭層面的變量分別是家庭成員數量和風險態度。

以往文獻表明，選取的四個變量在戶主退休前后可能發生顯著變化。Battistin等［25］認為退休人員子女并非都與父母生活在一起，往往在婚后會重新組建家庭。退休前后家庭成員數量可能發生顯著改變從而影響家庭消費發生變化。Lundberg等［7］發現退休前后家庭風險態度發生顯著變化，退休后家庭為了應對不確定性的增加，家庭更加厭惡風險，從而導致消費下降。退休前后生活方式發生改變，從而影響了戶主健康狀況，最終影響家庭消費［26-27］。中國處于退休前后的家庭經歷了教育改革，教育是影響認知能力的最重要因素，可能受教育程度不同也對家庭消費產生顯著影響。退休對前定變量的影響如表9所示。

表9 退休對前定變量的影響

由表9可知，各估計系數在統計上不顯著，這說明退休并沒有顯著改變四個前定變量的均值，因而以上四個變量并不是家庭消費下降的原因。

六、結 論

已有文獻發現退休顯著降低了家庭消費，這主要因為家庭成員生活方式轉變。本文利用CHFS（2017）數據和模糊斷點回歸方法，研究了退休前后購房行為對家庭消費的擠出效應，找到了新證據解釋“退休消費之謎”。退休后，父母幫助子女購房，增加退休家庭的債務負擔，減少了家庭流動資產的比例，從而導致家庭消費降低。由于中國采取強制退休政策，且房貸利率浮動不大，使得本文結論更加具有穩健性。

由實證結果可知，退休后家庭大約減少9 760元的消費。債務帶來的剛性支出和“出首付”帶來的流動性壓力增加，加劇了退休后家庭消費的下降。貸款價值比每上升1%，每年大約減少家庭消費330元，流動資產每下降1%，每年大約減少家庭消費510元。這主要因為家庭戶主在退休后為子女婚姻的購房需求顯著上升，父母主要通過“接力貸”或“出首付”等方式資助子女購房。這意味著退休家庭的房貸壓力增加和流動資產減少，從而擠出了家庭消費。從不同類型消費來看，購房行為的擠出效應呈現異質性，對可選消費的擠出效應大于必需消費。

本文的研究具有較強的政策含義：一方面，退休家庭本應安享晚年，卻因高房價和子女婚姻背負高額住房貸款和消耗流動資產，這大大提升了家庭資產組合的風險，監管機構對“接力貸”進行必要的監管，防止退休家庭盲目提高杠桿率。另一方面，家庭消費、債務和房價上漲具有同向的聯動效應，需從房價調控入手，推行差異化的住房調控政策，在消費和住房領域合理分配信貸資源。例如，科學精準引導家庭對房價的預期，逐步推行“租購同權”等。在保證房價平穩的前提下，保證退休家庭消費不降級，并逐步升級。值得一提的是，隨著中國房地產市場逐漸飽和，未來房價可能存在壓力，房產價值的縮水，也可能對退休家庭消費帶來損害，所以房價平穩是退休家庭規劃消費實現福祉的重要前提。