段雨軒，段忠東

（1.北京大學(xué) 數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院，北京 100871；2.廈門(mén)理工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建 廈門(mén) 361024）

一、引言

自1998年住房制度改革以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭的住房擁有率大幅提升，住房日益成為城鎮(zhèn)家庭最為重要的資產(chǎn)類(lèi)型。中國(guó)人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2019年中國(guó)城鎮(zhèn)家庭的住房擁有率達(dá)到96%，住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重約為七成。另外，近年來(lái)我國(guó)最終消費(fèi)支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在50%至60%，遠(yuǎn)高于對(duì)資本形成與凈出口的貢獻(xiàn)。研究顯示，2020年我國(guó)最終消費(fèi)支出占GDP的比重為54.3%，高于資本形成總額11.2個(gè)百分點(diǎn)（尹志超等，2021）[1]，可見(jiàn)，消費(fèi)已然成為鞏固和拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。住房具有投資品和消費(fèi)品的雙重屬性，房產(chǎn)價(jià)值變動(dòng)會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)決策產(chǎn)生重要影響：一方面，房產(chǎn)財(cái)富變動(dòng)可能促進(jìn)房產(chǎn)業(yè)主家庭的消費(fèi)，另一方面，房?jī)r(jià)高漲可能對(duì)租房家庭或者計(jì)劃購(gòu)房家庭的非住房消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。當(dāng)前，全球新冠肺炎疫情仍在持續(xù)，外部環(huán)境更趨嚴(yán)峻復(fù)雜與不確定，我國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力。保持宏觀經(jīng)濟(jì)與金融穩(wěn)定性，繼續(xù)實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略已經(jīng)成為重要政策取向。為此，如何維持房地產(chǎn)市場(chǎng)穩(wěn)定，促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)，成為宏觀政策面臨的關(guān)鍵問(wèn)題。在此背景下，考察住房財(cái)富對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響機(jī)制具有一定的理論意義與現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

國(guó)內(nèi)學(xué)者的早期研究大多采用宏觀總量數(shù)據(jù)，隨著家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的建設(shè)完善，更多的學(xué)者開(kāi)始利用微觀數(shù)據(jù)展開(kāi)實(shí)證研究。但是，已有文獻(xiàn)大多采用截面數(shù)據(jù)，較少利用家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)展開(kāi)研究，未能深入研究住房財(cái)富與家庭消費(fèi)的時(shí)變差異性。為此，本文利用2013年、2015年、2017年的CHFS數(shù)據(jù)構(gòu)建三期家庭追蹤面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用混合數(shù)據(jù)模型和面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)住房財(cái)富對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響機(jī)制。相較于已有文獻(xiàn)，本文可能的主要貢獻(xiàn)有以下三方面。

第一，建立三期家庭追蹤面板數(shù)據(jù)，能夠追蹤住房財(cái)富和家庭消費(fèi)的時(shí)變特征，更好地識(shí)別住房財(cái)富效應(yīng)；而基于截面數(shù)據(jù)或混合數(shù)據(jù)的研究，則只能考察住房資產(chǎn)效應(yīng)。

第二，通過(guò)識(shí)別2013—2015年、2015—2017年未有房產(chǎn)交易、房屋數(shù)量無(wú)變動(dòng)的有房家庭，以城市標(biāo)識(shí)city_lab作為分組依據(jù)計(jì)算城市房?jī)r(jià)指數(shù)，采用地市級(jí)房?jī)r(jià)指數(shù)作為住房財(cái)富的工具變量，并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，能夠更好控制可能的內(nèi)生性問(wèn)題。

第三，較為深入地考察住房財(cái)富相對(duì)水平對(duì)家庭消費(fèi)的間接影響機(jī)制，并考慮了家庭負(fù)債狀況對(duì)消費(fèi)可能產(chǎn)生的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

住房財(cái)富與消費(fèi)關(guān)系的相關(guān)研究可以溯源至“持久收入假說(shuō)”與“生命周期理論”。根據(jù)傳統(tǒng)財(cái)富效應(yīng)理論，住房作為居民持有的重要財(cái)富，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致家庭財(cái)富增加時(shí)，居民消費(fèi)也隨之增加。但傳統(tǒng)財(cái)富效應(yīng)理論忽略了住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的異質(zhì)性，因此學(xué)者們進(jìn)行了更為深入的理論研究。

第一，抵押約束效應(yīng)。對(duì)于房產(chǎn)業(yè)主家庭而言，住房財(cái)富可以通過(guò)緩解抵押約束對(duì)這類(lèi)家庭消費(fèi)產(chǎn)生重要影響（Aoki等，2002；Iacoviello，2004；DeFusco，2018）[2-4]。Aoki等（2002）[2]利用金融加速器效應(yīng)分析住房財(cái)富變化影響家庭消費(fèi)的抵押約束效應(yīng)。Iacoviello（2004）[3]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)受信用約束家庭的借款能力受到住房財(cái)富波動(dòng)的影響時(shí)，住房財(cái)富變動(dòng)會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。

第二，負(fù)收入與儲(chǔ)蓄效應(yīng)。對(duì)于計(jì)劃購(gòu)房家庭或者租房家庭而言，房?jī)r(jià)上漲可能使他們?cè)黾觾?chǔ)蓄與租金支出，減少可支配收入，壓縮非住房消費(fèi)。Kennedy和Andersen（1994）[5]、Muellbauer和Lattimore（1995）[6]研究發(fā)現(xiàn)，在金融管制較嚴(yán)格、金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較不充分的環(huán)境中，家庭購(gòu)房首付比較高，房?jī)r(jià)變化導(dǎo)致的儲(chǔ)蓄效應(yīng)越發(fā)顯著。

第三，預(yù)期與信心效應(yīng)。如果住房?jī)r(jià)格持續(xù)上升，有房家庭從房?jī)r(jià)上漲中獲得的收益就會(huì)由暫時(shí)性收益變?yōu)槌志眯允找?，這會(huì)增強(qiáng)市場(chǎng)信心，從而增加消費(fèi)支出（Poterba，2000；Ludwig和Slok，2002）[7-8]。

第四，共同因果性假說(shuō)。房?jī)r(jià)和消費(fèi)之間的相關(guān)性并不一定意味著二者之間存在因果關(guān)系，人們的收入預(yù)期和利率變動(dòng)等共同因素的影響是導(dǎo)致住房財(cái)富與消費(fèi)支出增長(zhǎng)的主要原因（King，1990；Buiter，2009）[9-10]。

學(xué)者的實(shí)證研究主要集中于兩個(gè)方面。

第一，利用宏觀數(shù)據(jù)研究房產(chǎn)價(jià)格對(duì)家庭消費(fèi)的總體影響。（1）住房財(cái)富效應(yīng)存在。Case等（2005）[11]利用美國(guó)各州宏觀數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)存在顯著的住房財(cái)富效應(yīng)。王子龍等（2009）[12]研究表明，房產(chǎn)價(jià)格的正向沖擊將導(dǎo)致居民消費(fèi)水平提高。（2）住房財(cái)富效應(yīng)不存在。駱祚炎（2007）[13]研究表明，由于流動(dòng)性約束，城鎮(zhèn)居民住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)較弱。劉旦（2008）[14]基于生命周期假說(shuō)得出房?jī)r(jià)上升沒(méi)有提高消費(fèi)的結(jié)論。（3）非線性拓展。段忠東（2014）[15]運(yùn)用門(mén)限模型考察房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的非線性影響。

第二，利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)考察住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響。（1）不同戶主年齡。Skinner（1996）[16]研究發(fā)現(xiàn)，住房?jī)r(jià)值增長(zhǎng)能夠提高年輕住戶的消費(fèi)水平,但對(duì)老年住戶沒(méi)有顯著影響。Campbell和Cocco（2005）[17]研究發(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富對(duì)老年的房屋所有者有較大的影響。（2）不同資產(chǎn)類(lèi)型。Case等（2005）[11]研究美國(guó)各州發(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富效應(yīng)要高于金融資產(chǎn)。（3）不同家庭收入。Peltonen等（2012）[18]研究發(fā)現(xiàn)，收入水平或金融發(fā)展水平較低的國(guó)家，其住房財(cái)富效應(yīng)較為突出。黃靜和屠梅曾（2009）[19]研究發(fā)現(xiàn)，戶主越年輕、收入越高的家庭，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)越大。（4）不同消費(fèi)類(lèi)型。張大永和曹紅（2012）[20]研究發(fā)現(xiàn)，住房?jī)r(jià)值對(duì)家庭非耐用品消費(fèi)的影響大于耐用品。（5）不同住房擁有狀況。尹志超等（2021）[1]研究發(fā)現(xiàn)，擁有住房數(shù)量的差別均會(huì)對(duì)住房財(cái)富產(chǎn)生不同影響。（6）住房財(cái)富效應(yīng)并不顯著。李濤和陳斌開(kāi)（2014）[21]研究發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)具有較弱的資產(chǎn)效應(yīng)，而不存在財(cái)富效應(yīng)。余新平和熊德平（2017）[22]研究發(fā)現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)在總體上并不存在。楊銳鋒和何興強(qiáng)（2021）[23]的實(shí)證研究結(jié)果支持共同因素效應(yīng)的預(yù)期收入假說(shuō)。

總之，關(guān)于住房財(cái)富效應(yīng)的研究結(jié)論存在較大差異。一方面可能是不同研究的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)口徑存在較大差異；另一方面可能是不同國(guó)家地區(qū)在消費(fèi)習(xí)慣、金融制度、金融市場(chǎng)完善程度等方面存在差異。此外，模型構(gòu)建、樣本選取和數(shù)據(jù)處理也可能是影響研究結(jié)論的重要原因。現(xiàn)有研究存在以下不足。

第一，大多采用截面數(shù)據(jù)或混合數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，難以追蹤住房財(cái)富與家庭消費(fèi)決策的時(shí)變特征，而基于截面數(shù)據(jù)的研究結(jié)論更多反映的是住房的資產(chǎn)效應(yīng)而非財(cái)富效應(yīng)（李濤和陳斌開(kāi)，2014）[21]。

第二，已有文獻(xiàn)還在一定程度上忽略或未能較好控制住房財(cái)富與家庭消費(fèi)之間可能存在反向因果性和遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。如有研究采用省級(jí)房?jī)r(jià)作為住房財(cái)富的工具變量，但是省級(jí)房?jī)r(jià)不能準(zhǔn)確反映家庭所在城市房?jī)r(jià)的變動(dòng)①已有文獻(xiàn)采用家庭消費(fèi)滯后一階，或者住房財(cái)富增值作為住房財(cái)富的工具變量，以此消除可能存在的反向因果關(guān)系，但此類(lèi)方法并不能很好地解決該內(nèi)生性問(wèn)題。。

三、研究變量、數(shù)據(jù)來(lái)源與經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h2>

（一）研究變量與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文被解釋變量為家庭消費(fèi)，核心解釋變量為住房財(cái)富，控制變量包括家庭收入、家庭金融資產(chǎn)以及家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征等。部分核心變量具體說(shuō)明如下。

（1）家庭消費(fèi)。包括家庭的非耐用品消費(fèi)和耐用品消費(fèi)，通常非耐用品消費(fèi)中包含更多生活必需品支出，理論上其受收入及財(cái)富水平的影響相對(duì)于耐用品消費(fèi)較小。家庭非耐用品消費(fèi)的測(cè)度口徑界定為：伙食費(fèi)、日用品消費(fèi)支出、交通支出、話費(fèi)支出、文化娛樂(lè)支出、服飾支出等；家庭耐用品消費(fèi)的測(cè)度口徑界定為：彩電、冰箱、手機(jī)、洗衣機(jī)、電腦等支出，箱包和字畫(huà)等奢侈品支出以及家用交通工具支出等。

（2）住房財(cái)富。以每期家庭的住房總市值作為代理變量。

（3）金融資產(chǎn)。以每期家庭的銀行存款、現(xiàn)金、股票、債券、金融衍生品等狹義金融資產(chǎn)之和作為代理變量，暫時(shí)不考慮家庭的住房公積金、醫(yī)療保險(xiǎn)、退休金等流動(dòng)性較低的社保賬戶類(lèi)廣義金融資產(chǎn)，理由在于狹義金融資產(chǎn)的變動(dòng)會(huì)更為直接地影響家庭消費(fèi)。

（4）家庭收入。以每個(gè)家庭成員的年工資性收入、退休金收入以及家庭工商業(yè)收入之和作為代理變量。

（5）家庭規(guī)模。以家庭總?cè)藬?shù)作為代理變量。

（6）戶主性別。虛擬變量，戶主為女性時(shí)取1，戶主為男性時(shí)取0。

（7）婚姻狀況。虛擬變量，戶主處于已婚或同居狀態(tài)時(shí)取1，戶主處于未婚、離異、喪偶狀態(tài)時(shí)取0。

（8）戶主教育程度。虛擬變量，根據(jù)戶主的受教育程度將家庭樣本分為5個(gè)不同的受教育程度組，具體包括小學(xué)及小學(xué)以下學(xué)歷（EDU0）、初中學(xué)歷（EDU1）、高中和中專及職高學(xué)歷（EDU2）、大專高職學(xué)歷（EDU3）和大學(xué)本科及以上學(xué)歷（EDU4）。

（9）家庭人口結(jié)構(gòu)特征。主要由少兒撫養(yǎng)比（當(dāng)期年齡小于等于15歲的家庭成員人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比重）、老年撫養(yǎng)比（當(dāng)期年齡大于等于65歲的家庭成員人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比重）以及不健康撫養(yǎng)比（當(dāng)期身體狀況較同齡人自評(píng)為一般或不好的家庭成員人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比重）作為代理變量。

（10）省級(jí)區(qū)域經(jīng)濟(jì)特征。用家庭所處省份GDP以及GDP增速作為代理變量。

本文利用2013年、2015年、2017年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）構(gòu)造三期家庭追蹤面板數(shù)據(jù)。CHFS是中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的抽樣調(diào)查項(xiàng)目，涵蓋了我國(guó)家庭金融領(lǐng)域較為全面與完善的家庭資產(chǎn)、家庭消費(fèi)、家庭人口統(tǒng)計(jì)特征追蹤數(shù)據(jù)信息，有利于探究家庭財(cái)富與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系，同時(shí)方便研究者進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的分析（甘犁等，2015）[24]。

（二）描述統(tǒng)計(jì)

首先，本文研究對(duì)象為中國(guó)的城鎮(zhèn)家庭，因此保留城鎮(zhèn)的家庭樣本。其次，刪除數(shù)據(jù)中存在缺失值的家庭樣本，得到2013年、2015年、2017年的有效樣本分別為：18677個(gè)、23361個(gè)、27273個(gè)。為了降低極端值可能造成的不利影響，剔除了年收入不超過(guò)500元的家庭樣本。再次，以2017年的有房家庭樣本為基礎(chǔ)追蹤回溯，剔除了2013年、2015年、2017年均無(wú)房的家庭樣本，形成三期家庭追蹤平衡面板數(shù)據(jù)，最終保留5783戶家庭，共計(jì)17349個(gè)樣本。

研究變量的描述統(tǒng)計(jì)如表1與表2所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，家庭收入、住房財(cái)富、耐用品消費(fèi)和金融財(cái)富從2013年到2017年均有明顯增長(zhǎng)，總體住房財(cái)富均值達(dá)到了95.768萬(wàn)元。住房財(cái)富顯著高于收入及家庭金融資產(chǎn)，同時(shí)，非耐用品消費(fèi)水平也顯著高于耐用品消費(fèi)水平均值。家庭擁有住房套數(shù)的均值為1.335，戶主年齡均值為54歲，家庭總?cè)藬?shù)均值為3.352，但家庭規(guī)模逐年下降。平均少兒撫養(yǎng)比呈遞減趨勢(shì)，而平均老年撫養(yǎng)比則呈上升趨勢(shì)，這也反映了當(dāng)前社會(huì)逐漸凸顯的家庭少子化和人口老齡化趨勢(shì)。

表1 研究變量總體描述統(tǒng)計(jì)

表2 研究變量各年度描述統(tǒng)計(jì)

（三）實(shí)證模型

實(shí)證研究分為三個(gè)部分：

第一，檢驗(yàn)住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的總體效應(yīng)，分析住房財(cái)富對(duì)家庭不同種類(lèi)消費(fèi)的影響；

第二，研究住房財(cái)富對(duì)不同家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，運(yùn)用工具變量法控制可能由逆向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，完成穩(wěn)健性檢驗(yàn)；

第三，拓展性分析，考察住房財(cái)富相對(duì)水平對(duì)家庭邊際消費(fèi)傾向的影響，以及家庭負(fù)債狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響。

1.住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的總體效應(yīng)

模型設(shè)定如式（1）所示。其中，lnCONit為被解釋變量，表示對(duì)第i個(gè)家庭在第t期（t=2013,2015,2017）的家庭消費(fèi)取對(duì)數(shù)，解釋變量lnINCit、lnHVit、lnFINAit分別為第i個(gè)家庭在第t期家庭收入、住房財(cái)富和金融資產(chǎn)取對(duì)數(shù)，?代表戶主性別、戶主年齡、戶主教育程度、家庭規(guī)模等家庭人口統(tǒng)計(jì)特征的控制變量，ci為個(gè)體固定效應(yīng)，λt為時(shí)間固定效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。在該模型中若β估計(jì)結(jié)果顯著大于0，則說(shuō)明住房財(cái)富效應(yīng)是存在的。

2.住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的異質(zhì)性效應(yīng)

在式（1）中分別加入住房套數(shù)、戶主年齡、家庭收入、家庭所在地區(qū)等變量與住房財(cái)富的交叉項(xiàng)，具體的模型設(shè)定如式（2）所示：

式（2）的核心解釋變量Vitk×lnHVit為第i個(gè)家庭在第t期的家庭住房財(cái)富與相應(yīng)變量的交叉項(xiàng)，其余變量與式（1）保持一致。通過(guò)觀察θk的估計(jì)系數(shù)可以考察住房財(cái)富效應(yīng)的異質(zhì)性。

3.住房財(cái)富相對(duì)水平對(duì)家庭收入的邊際消費(fèi)傾向的影響

在模型（1）中加入交叉項(xiàng)lnINCit×HIGHHVit，HIGHHVit代表家庭i第t期住房財(cái)富在本地區(qū)的相對(duì)水平。σ估計(jì)結(jié)果反映了這種影響的方向與大小。具體的模型設(shè)定如式（3）所示：

4.住房負(fù)債對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響

在模型（1）中加入了有無(wú)房貸虛擬變量HDit或家庭房貸余額的對(duì)數(shù)lnHDVit，同時(shí)加入交叉項(xiàng)HDit×lnHVit或lnHDVit×lnHVit，來(lái)探究住房財(cái)富效應(yīng)如何受住房負(fù)債的影響，具體的模型設(shè)定如式（4）所示。

四、實(shí)證研究過(guò)程與結(jié)果分析

（一）住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的總體效應(yīng)

本文運(yùn)用混合數(shù)據(jù)模型和面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，以家庭消費(fèi)為被解釋變量①限于篇幅，文中主要匯報(bào)以家庭總消費(fèi)作為被解釋變量的回歸結(jié)果，以非耐用品消費(fèi)與耐用品消費(fèi)作為被解釋變量的部分回歸結(jié)果未在文中列出。。住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的總體效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如表3的第（1）列—第（3）列所示。第（1）列為混合數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果，第（2）列為控制了年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第（3）列則是同時(shí)控制個(gè)體固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的影響顯著為正。第（1）列和第（2）列中住房財(cái)富的估計(jì)系數(shù)約為0.018，即住房財(cái)富每增長(zhǎng)10%，家庭總消費(fèi)增長(zhǎng)0.18%。該結(jié)果與尹志超等（2021）[1]的估計(jì)結(jié)果基本保持一致。這意味著，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住房財(cái)富的增長(zhǎng)會(huì)顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)。

表3 住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的總體效應(yīng)

續(xù)表

為了控制不隨時(shí)間變化家庭遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果如表3的第（3）列所示。結(jié)果顯示估計(jì)結(jié)果與第（1）列、第（2）列估計(jì)結(jié)果保持一致，這說(shuō)明混合數(shù)據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果基本穩(wěn)健。第（4）列是采用省份聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)結(jié)果?？紤]家庭所處省份與年份的協(xié)同影響，第（5）列是在第（4）列的基礎(chǔ)上控制了省份與時(shí)間交叉項(xiàng)固定效應(yīng)所得到的結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，第（4）列、第（5）列的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果高度一致，這說(shuō)明基準(zhǔn)模型是穩(wěn)健的。

其他解釋變量的估計(jì)結(jié)果如下。第一，相對(duì)于住房財(cái)富，家庭收入與金融資產(chǎn)是影響家庭消費(fèi)的更為重要的因素。理論上，流動(dòng)性越高的資產(chǎn)，其價(jià)值變動(dòng)對(duì)家庭消費(fèi)的影響會(huì)越大。第二，戶主教育程度越高的家庭，其總體消費(fèi)水平越高。第三，家庭消費(fèi)水平會(huì)隨著家庭規(guī)模的擴(kuò)大而擴(kuò)大。第四，戶主已婚家庭的總體消費(fèi)水平顯著高于未婚家庭。第五，老年撫養(yǎng)比越高的家庭，其消費(fèi)支出較低。這可能反映了老年人在餐飲、服飾、交通、通信等方面更為節(jié)儉的消費(fèi)習(xí)慣。第六，家庭不健康人數(shù)占比越高，家庭總體消費(fèi)支出也會(huì)越高。

接下來(lái)，分別用非耐用品消費(fèi)和耐用品消費(fèi)作為被解釋變量重新估計(jì)模型（1）。估計(jì)結(jié)果如表4所示。其中，第（1）列—第（3）列的被解釋變量為非耐用品消費(fèi)，第（4）列—第（6）列的被解釋變量為耐用品消費(fèi)?？梢园l(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富、金融資產(chǎn)和家庭收入的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，估計(jì)結(jié)果大多與表3保持一致，這說(shuō)明模型設(shè)定是穩(wěn)健的。另外，相對(duì)于非耐用品消費(fèi)，耐用品消費(fèi)受家庭收入、住房財(cái)富及金融資產(chǎn)的影響更大?？赡艿脑蚴欠悄陀闷废M(fèi)更大程度反映家庭的生活必需品支出，其變動(dòng)水平主要取決于人口數(shù)量、所處區(qū)位等家庭特征。可見(jiàn)，促進(jìn)居民消費(fèi)的相關(guān)政策可以更多考慮如何促進(jìn)耐用品消費(fèi)。

表4 住房財(cái)富對(duì)不同類(lèi)型消費(fèi)的影響

（二）住房財(cái)富影響家庭消費(fèi)的異質(zhì)性效應(yīng)

1.不同住房擁有家庭

按照擁有住房套數(shù)將家庭總樣本分為3組：1套房家庭組、2套房家庭組和3套房及以上家庭組。本文選取住房財(cái)富與住房套數(shù)家庭虛擬變量NHOUSE1（2套房家庭組）、NHOUSE2（3套房及以上家庭組）的交乘項(xiàng)作為模型（2）中的交叉項(xiàng)，取1套房家庭組為對(duì)照組，其他解釋變量不變。住房財(cái)富對(duì)不同類(lèi)型消費(fèi)的影響的具體回歸結(jié)果如表5所示。

表5 不同住房套數(shù)家庭的住房財(cái)富效應(yīng)

表5的第（1）列為混合模型的回歸結(jié)果，第（2）列是控制個(gè)體固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第（3）列、第（4）列分別是非耐用品消費(fèi)和耐用品消費(fèi)為被解釋變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，第（1）列的交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均顯著為正，且3套房及以上家庭組的交乘項(xiàng)系數(shù)（0.017），高于2套房家庭組的交乘項(xiàng)系數(shù)（0.006）。這說(shuō)明，住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)隨著擁有住房套數(shù)的增加也相應(yīng)增長(zhǎng)?？赡艿脑蚴亲》烤哂芯幼∨c投資的雙重屬性。對(duì)于擁有1套房的家庭來(lái)說(shuō)，住房更多地體現(xiàn)出居住屬性，其利用房產(chǎn)融資或通過(guò)出售房產(chǎn)來(lái)增加家庭消費(fèi)的可能性較低；隨著擁有住房套數(shù)的增長(zhǎng)，家庭利用房產(chǎn)融資或出售房產(chǎn)、獲取租金來(lái)增加家庭消費(fèi)的可能性增大。雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果基本保持一致，說(shuō)明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

對(duì)比第（3）列、第（4）列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于非耐用品消費(fèi)，住房套數(shù)增長(zhǎng)導(dǎo)致的住房財(cái)富效應(yīng)提升效果對(duì)于耐用品消費(fèi)更為明顯。此外，家庭收入和金融財(cái)富對(duì)耐用品消費(fèi)的影響彈性明顯超過(guò)非耐用品消費(fèi)。

2.不同戶主年齡家庭

根據(jù)戶主年齡將家庭總樣本分為5組：35歲以下組、35歲（含）至45歲組、45歲（含）至55歲組、55歲（含）至65歲組、65歲（含）以上組。對(duì)不同年齡家庭組樣本估計(jì)模型的回歸結(jié)果如表6所示。結(jié)果顯示，所有年齡組的住房財(cái)富效應(yīng)估計(jì)系數(shù)均顯著為正。比較不同戶主年齡組的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，隨著戶主年齡的增長(zhǎng)，住房財(cái)富效應(yīng)呈現(xiàn)倒U形生命周期特征，在45歲（含）至55歲組達(dá)到峰值0.022。這一結(jié)果與黃靜和屠梅曾（2009）[19]的研究結(jié)果保持一致，與Campbell和Cocco（2005）[17]的研究結(jié)論存在明顯差異。可能的解釋是：年輕戶主家庭的住房財(cái)富效應(yīng)相對(duì)較低，住房更多體現(xiàn)為居住屬性；而老年家庭重土安遷的傳統(tǒng)思想與遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)更為明顯，通過(guò)出售或利用房產(chǎn)融資來(lái)增加消費(fèi)的可能性較小，住房財(cái)富效應(yīng)也相對(duì)較低。

表6 不同戶主年齡家庭的住房財(cái)富效應(yīng)

另外，家庭收入水平對(duì)消費(fèi)的影響彈性隨著戶主年齡的增長(zhǎng)表現(xiàn)出U形周期特征，即：年輕家庭和老年家庭的收入邊際消費(fèi)傾向超過(guò)中年家庭。進(jìn)一步將因變量分別替換為非耐用品消費(fèi)與耐用品消費(fèi)，重新估計(jì)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，非耐用品消費(fèi)的回歸結(jié)果與總消費(fèi)的回歸結(jié)果基本保持一致；而耐用品消費(fèi)的估計(jì)結(jié)果未表現(xiàn)出類(lèi)似特征，這可能是由于家庭消費(fèi)的主體為非耐用品消費(fèi)，耐用品消費(fèi)遠(yuǎn)低于非耐用品消費(fèi)①限于篇幅，文中未列出以非耐用品消費(fèi)和耐用品消費(fèi)作為被解釋變量的具體估計(jì)結(jié)果。下同。。

3.不同收入家庭

首先，根據(jù)家庭收入將家庭樣本分為4組：低收入組、中低收入組、中高收入組和高收入組。對(duì)各子樣本分別利用模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，4組子樣本的住房財(cái)富效應(yīng)回歸結(jié)果未表現(xiàn)出顯著差異。接下來(lái)，本文在式（2）中加入住房財(cái)富與不同家庭收入虛擬變量的交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富效應(yīng)在不同收入水平的家庭間不存在顯著差異，該結(jié)論與分組回歸結(jié)果保持一致①限于篇幅，加入虛擬變量交叉項(xiàng)的具體估計(jì)結(jié)果未在文中列出。。最后，分別用非耐用品消費(fèi)與耐用品消費(fèi)作為被解釋變量，回歸結(jié)果總體與表7保持一致。

表7 不同收入家庭的住房財(cái)富效應(yīng)

另外，中高收入組的家庭消費(fèi)受家庭收入的影響最大?？赡艿脑蚴俏幕瘖蕵?lè)等非必需品支出在中高收入家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)中占據(jù)了較高比重，而非必需品消費(fèi)支出的收入彈性較大。相對(duì)而言，低收入組家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)中更多為必需品消費(fèi)，其受家庭收入的影響較小。政策啟示是：提升低收入家庭收入水平，增加中高收入家庭在社會(huì)中所占的比重，對(duì)于促進(jìn)社會(huì)整體消費(fèi)水平有著重要的作用。

4.不同區(qū)位家庭

根據(jù)家庭所在省份劃分3組家庭子樣本：東部組、中部組與西部組。分別對(duì)各子樣本估計(jì)模型（1），回歸結(jié)果如表8所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富對(duì)西部組家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用最大，中部組其次，東部組最低?？赡艿脑颍旱谝?，中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入水平較低，人們借助于住房財(cái)富擴(kuò)大其消費(fèi)支出的意愿更為明顯；第二，東部組家庭的投資性購(gòu)房動(dòng)機(jī)更為強(qiáng)烈，導(dǎo)致購(gòu)房首付和還貸壓力更大，對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)產(chǎn)生負(fù)面效果。進(jìn)一步將消費(fèi)分別替換為非耐用品消費(fèi)與耐用品消費(fèi)后進(jìn)行估計(jì)，可以發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果總體與總消費(fèi)回歸結(jié)果保持一致②限于篇幅，具體的分組回歸估計(jì)結(jié)果未在文中列出。。

表8 不同區(qū)位家庭的住房財(cái)富效應(yīng)

（三）內(nèi)生性問(wèn)題及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用工具變量法控制逆向因果性可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題③例如，家庭為了追求較高的住房財(cái)富，需要滿足住房首付款要求，他們往往會(huì)增加儲(chǔ)蓄而壓縮消費(fèi)支出。由此，較低水平的消費(fèi)支出促進(jìn)了住房財(cái)富積累。。已有文獻(xiàn)往往利用家庭消費(fèi)滯后一期作為解釋變量，或者利用住房財(cái)富增值作為住房財(cái)富的工具變量。但是，由于家庭消費(fèi)具有高度自相關(guān)性，將消費(fèi)滯后一期作為解釋變量不能有效控制內(nèi)生性問(wèn)題；另外，家庭的住房財(cái)富增值包含了因購(gòu)置房屋導(dǎo)致的住房?jī)r(jià)值增值，并非僅僅是房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致的住房財(cái)富增值，有必要對(duì)此進(jìn)行識(shí)別。為此，本文構(gòu)建各城市房?jī)r(jià)指數(shù)（HPINX）作為工具變量，以識(shí)別房?jī)r(jià)上漲的住房?jī)r(jià)值增值。具體步驟如下：首先，在總體樣本中識(shí)別出在2013—2015年、2015—2017年未進(jìn)行房產(chǎn)買(mǎi)賣(mài)與置換的有房家庭樣本；其次，計(jì)算每個(gè)城市未購(gòu)置住房家庭的總住房?jī)r(jià)值增值；再次，構(gòu)造以2013年為基期的各城市房?jī)r(jià)指數(shù)。相較于尹志超等（2021）[1]采用省級(jí)房?jī)r(jià)作為住房財(cái)富的工具變量，地市級(jí)房?jī)r(jià)指數(shù)可以更為精準(zhǔn)地反映住房財(cái)富的外生增長(zhǎng)，且該房?jī)r(jià)指數(shù)也與家庭消費(fèi)不存在必然聯(lián)系。

利用工具變量法，同時(shí)控制家庭個(gè)體與年份雙向固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表9所示。表9的第（1）列為全樣本的估計(jì)結(jié)果，第（2）列為剔除家庭收入極端值后的子樣本估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，作為工具變量的房?jī)r(jià)指數(shù)（HPINX）的估計(jì)系數(shù)顯著為正，且不存在弱工具變量?？梢?jiàn)，住房財(cái)富增長(zhǎng)顯著促進(jìn)了家庭總消費(fèi)。將住房財(cái)富替換為住房?jī)糌?cái)富（NHV，即住房財(cái)富與當(dāng)期住房貸款余額之差）的回歸結(jié)果如表10第（3）列所示，估計(jì)結(jié)果也基本保持一致。

表9 工具變量法的一階段估計(jì)結(jié)果

表10 FE-IV估計(jì)及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）拓展性分析

1.住房財(cái)富相對(duì)水平對(duì)收入邊際消費(fèi)傾向的影響

為了檢驗(yàn)家庭的住房財(cái)富相對(duì)水平如何對(duì)家庭收入的邊際消費(fèi)傾向產(chǎn)生影響，本文以省份或者直轄市為單位，計(jì)算了第i個(gè)家庭在第t期的住房財(cái)富相對(duì)水平（HIGHHVit）①由于家庭住房資產(chǎn)在不同省份、地市間的絕對(duì)差額較大，因而采用地區(qū)內(nèi)的住房財(cái)富相對(duì)水平進(jìn)行實(shí)證分析，更有利于反映家庭的住房財(cái)富相對(duì)水平高低對(duì)家庭邊際消費(fèi)傾向的影響。。計(jì)算表達(dá)式為：HIGHHVit=(lnHVit-minlnHV)/(maxlnHV-minlnHV)。其中，minlnHV與maxlnHV分別為家庭i所處省份或城市內(nèi)第t期的家庭住房財(cái)富最小值與最大值的對(duì)數(shù)，lnHVit是第i個(gè)家庭在第t期的住房財(cái)富對(duì)數(shù)。在基準(zhǔn)模型（3）中加入住房財(cái)富相對(duì)水平與家庭收入的交叉項(xiàng)（lnINC×HIGHHV）后，估計(jì)結(jié)果如表11中第（1）列所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正。這說(shuō)明，在家庭收入水平不變的情況下，住房財(cái)富相對(duì)水平越高的家庭，其收入邊際消費(fèi)傾向越高。這也意味著，住房財(cái)富不僅可以直接影響家庭消費(fèi)，而且可以通過(guò)影響家庭收入的邊際消費(fèi)傾向作用于家庭消費(fèi)。

表11 住房財(cái)富相對(duì)水平對(duì)邊際消費(fèi)傾向的影響

本文以各城市為單位計(jì)算單個(gè)家庭的住房財(cái)富相對(duì)水平（HIGHHVC），代替第（1）列模型中的住房財(cái)富相對(duì)水平（HIGHHV）重新估計(jì)模型（3）。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表11的第（2）列。結(jié)果顯示，第（2）列的回歸結(jié)果與第（1）列基本一致。進(jìn)一步以非耐用品消費(fèi)作為被解釋變量的回歸結(jié)果為第（3）列和第（4）列，以耐用品消費(fèi)為被解釋變量的回歸結(jié)果為第（5）列和第（6）列。結(jié)果顯示，住房財(cái)富相對(duì)水平對(duì)耐用品邊際消費(fèi)傾向的影響明顯超過(guò)非耐用品消費(fèi)和總消費(fèi)。

2.住房抵押貸款對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響

為了考察家庭的住房貸款是否影響住房財(cái)富效應(yīng)，在基準(zhǔn)模型（4）中加入有無(wú)房貸虛擬變量（HD=1，有房貸；HD=0，無(wú)房貸）及其與住房財(cái)富的交叉項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果如表12的第（1）列所示。從中可以發(fā)現(xiàn)：有無(wú)房貸虛擬變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這說(shuō)明相對(duì)于無(wú)房貸的家庭，有房貸家庭的消費(fèi)較低；交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明相對(duì)于無(wú)房貸家庭，有房貸在一定程度上能夠提升住房財(cái)富效應(yīng)。這可能意味著，房貸需還本付息降低了家庭可支配收入，通過(guò)負(fù)收入效應(yīng)對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；而持有房貸有助于緩解流動(dòng)性約束，提升家庭住房財(cái)富，進(jìn)而改善住房財(cái)富效應(yīng)。第（2）列是將虛擬變量替換為家庭房貸余額對(duì)數(shù)（lnHDV）的回歸結(jié)果，結(jié)果與第（1）列保持高度一致。

為了進(jìn)一步考慮除住房負(fù)債之外的其他家庭負(fù)債如何影響家庭消費(fèi)決策，本文模型（2）中加入非住房負(fù)債（lnNHDV）①非住房負(fù)債包括金融負(fù)債、教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債與非住房實(shí)物資產(chǎn)負(fù)債等。，回歸結(jié)果如表12的第（3）列所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，非住房負(fù)債有助于提升家庭消費(fèi)，這可能意味著非住房負(fù)債能緩解家庭的流動(dòng)性約束，對(duì)于提高家庭消費(fèi)水平具有積極意義。

表12 住房貸款對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響

3.利用2019年CHFS數(shù)據(jù)的主要估計(jì)結(jié)果①感謝審稿人的建議，本文利用2019年CHFS數(shù)據(jù)重新估計(jì)了主要模型，主要結(jié)論未見(jiàn)明顯區(qū)別。限于篇幅，基于2019年CHFS數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果未在文中列出。

考慮到未將2019年CHFS數(shù)據(jù)包含進(jìn)入面板數(shù)據(jù)可能會(huì)影響研究結(jié)論，本文利用2019年的CHFS數(shù)據(jù)重新估計(jì)主要模型。（1）以城鎮(zhèn)有房家庭樣本作為研究樣本估計(jì)基準(zhǔn)模型，為控制內(nèi)生性問(wèn)題，利用樣本內(nèi)城市住房平均價(jià)格（各個(gè)城市樣本家庭總住房財(cái)富/總住房面積）作為住房財(cái)富的工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。（2）采用城鎮(zhèn)有房家庭追蹤樣本作為研究樣本估計(jì)基準(zhǔn)模型，為解決內(nèi)生性問(wèn)題，根據(jù)city_lab與具體城市信息的對(duì)應(yīng)關(guān)系，計(jì)算城市住房平均銷(xiāo)售價(jià)格（城市住房銷(xiāo)售總金額/住房銷(xiāo)售面積）作為住房財(cái)富的工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生顯著的正面影響，住房財(cái)富效應(yīng)依然顯著存在，其他的控制變量估計(jì)結(jié)果大多依然保持一致?？傊疚牡难芯拷Y(jié)論具有良好的穩(wěn)健性，采用2013—2017年家庭追蹤面板數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果，也不影響研究結(jié)論對(duì)于當(dāng)前現(xiàn)實(shí)情況的解釋力與借鑒價(jià)值。

五、結(jié)論及政策啟示

本文利用2013年、2015年、2017年CHFS數(shù)據(jù)構(gòu)造三期家庭追蹤平衡面板數(shù)據(jù)，較為深入全面地研究了住房財(cái)富對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響效果。在拓展性研究部分，考察了住房財(cái)富相對(duì)水平通過(guò)影響家庭邊際消費(fèi)傾向進(jìn)而影響消費(fèi)的作用路徑，檢驗(yàn)了住房負(fù)債及其與住房財(cái)富的相互作用如何對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響。在研究過(guò)程中，運(yùn)用包括面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型與工具變量法控制了內(nèi)生性問(wèn)題。本文的主要結(jié)論有以下幾方面。

第一，住房財(cái)富增長(zhǎng)總體上對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。家庭收入與金融資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的提升效果超過(guò)住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用；并且，耐用品消費(fèi)受家庭收入、住房財(cái)富與金融資產(chǎn)水平的影響效果顯著超過(guò)非耐用品消費(fèi)。

第二，住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的影響效果存在異質(zhì)性。隨著家庭持有住房套數(shù)的增加，住房財(cái)富效應(yīng)呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì)；住房財(cái)富效應(yīng)隨著戶主年齡的增長(zhǎng)表現(xiàn)出先升后降的鐘形生命周期特征；中西部省份家庭的住房財(cái)富效應(yīng)超過(guò)東部省份家庭；年輕家庭和老年家庭的收入邊際消費(fèi)傾向超過(guò)中年家庭。

第三，住房財(cái)富通過(guò)影響家庭的邊際消費(fèi)傾向間接影響家庭消費(fèi)，住房財(cái)富相對(duì)水平越高的家庭其邊際消費(fèi)傾向越高。有住房貸款的家庭其消費(fèi)支出顯著低于無(wú)房貸家庭；相對(duì)于無(wú)房貸家庭，擁有房貸在一定程度上能夠提升住房財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)的影響效果。

當(dāng)前，新冠肺炎疫情仍在局部持續(xù)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨嚴(yán)峻復(fù)雜的外部形勢(shì)，保持宏觀經(jīng)濟(jì)與金融體系穩(wěn)定已經(jīng)成為政策目標(biāo)。為此，積極實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，穩(wěn)定并提振居民消費(fèi)十分必要。本文的政策啟示如下。

第一，繼續(xù)促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)健康平穩(wěn)發(fā)展，堅(jiān)持“房住不炒”政策定位。一方面，房?jī)r(jià)高漲為新購(gòu)房家庭帶來(lái)了較大房貸壓力，房貸本息償還通過(guò)負(fù)收入效應(yīng)和儲(chǔ)蓄效應(yīng)抑制居民消費(fèi)；另一方面，我國(guó)人口結(jié)構(gòu)日益老齡化可能會(huì)導(dǎo)致住房需求降低，因而更需對(duì)房?jī)r(jià)可能的大幅下跌保持警惕。房?jī)r(jià)大幅下跌會(huì)造成家庭財(cái)富縮水，可能通過(guò)負(fù)向財(cái)富效應(yīng)導(dǎo)致消費(fèi)萎縮，沖擊宏觀經(jīng)濟(jì)金融穩(wěn)定。

第二，提高城鎮(zhèn)家庭的可支配收入與財(cái)富積累水平，優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)。提升居民可支配收入，尤其是提高年輕家庭和老年家庭的可支配收入，有助于顯著提升消費(fèi)水平；同時(shí)，提高家庭財(cái)富積累水平有助于發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)促進(jìn)消費(fèi)的積極作用。這一過(guò)程需要綜合運(yùn)用稅收、收入分配與就業(yè)等政策手段。

第三，積極發(fā)展消費(fèi)信貸，提升消費(fèi)質(zhì)量，促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)。一方面，積極穩(wěn)健發(fā)展消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)，有助于居民緩解流動(dòng)性約束，有力促進(jìn)居民當(dāng)期消費(fèi)；另一方面，耐用品消費(fèi)對(duì)于家庭收入和財(cái)富水平的敏感性超過(guò)非耐用品消費(fèi)。因此，應(yīng)著力推動(dòng)消費(fèi)升級(jí)，促進(jìn)汽車(chē)家電等耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)。