摘 要：中國(guó)家庭住房自有率達(dá)90%，住房資產(chǎn)是中國(guó)家庭資產(chǎn)的主要形式，房?jī)r(jià)上漲，家庭財(cái)富增值，但住房資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的拉動(dòng)作用非常小，只存在輕微的“資產(chǎn)效應(yīng)”。住房資產(chǎn)有消費(fèi)、投資、抵押等多重屬性，住房資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的影響在無(wú)房、一套房與多套房家庭之間具有顯著異質(zhì)性。無(wú)房家庭“為購(gòu)房而儲(chǔ)蓄”抑制了消費(fèi)；一套房家庭住房表現(xiàn)為消費(fèi)屬性，變現(xiàn)可能性低，表現(xiàn)為未兌現(xiàn)的財(cái)富，對(duì)消費(fèi)的影響非常有限；多套房家庭住房投資屬性強(qiáng)，其對(duì)消費(fèi)影響顯著高于一套房家庭。房?jī)r(jià)上漲并不能刺激我國(guó)消費(fèi)，而提升居民收入水平是根本途徑，在住房進(jìn)入存量市場(chǎng)時(shí)代，應(yīng)引導(dǎo)居民合理配置資產(chǎn)，穩(wěn)定房地產(chǎn)市場(chǎng)，滿(mǎn)足不同層次的家庭需要，推動(dòng)金融市場(chǎng)創(chuàng)新，釋放居民消費(fèi)潛力。

關(guān)鍵詞：住房資產(chǎn)；居民消費(fèi)；資產(chǎn)效應(yīng)；財(cái)富效應(yīng)；家庭消費(fèi)

本文索引： 康遠(yuǎn)志.<變量 2>[J].中國(guó)商論，2024（06）：-073.

中圖分類(lèi)號(hào)：F063.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2024）03（b）--05

1998年住房制度改革后，國(guó)家房地產(chǎn)市場(chǎng)快速發(fā)展，增長(zhǎng)迅猛，買(mǎi)房成為越來(lái)越多家庭的首要和最大開(kāi)支。為購(gòu)房而儲(chǔ)蓄是眾多家庭的儲(chǔ)蓄基本動(dòng)因。中國(guó)家庭自有住房擁有率達(dá)90%以上，住房資產(chǎn)已成為家庭財(cái)富的重要組成部分。生命周期理論認(rèn)為理性家庭會(huì)將其資產(chǎn)平滑地分配到生命的不同階段，實(shí)現(xiàn)跨期優(yōu)化。隨著近年住房?jī)r(jià)格的大幅上漲，住房資產(chǎn)價(jià)值的增加理應(yīng)有助于家庭消費(fèi)的提高。而事實(shí)上，進(jìn)入21世紀(jì)后，在居民收入和居民財(cái)富不斷增長(zhǎng)的同時(shí)，中國(guó)居民的消費(fèi)率卻明顯低于世界平均水平。在當(dāng)前我國(guó)居民預(yù)期不強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)弱勢(shì)復(fù)蘇的形勢(shì)下，探討住房資產(chǎn)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，分析如何有效擴(kuò)大居民消費(fèi)，發(fā)揮消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用尤為重要。住房資產(chǎn)具有消費(fèi)、投資、抵押等多重屬性，首套房主要用于自住消費(fèi)屬性強(qiáng)，而家庭第二套房的投資屬性更強(qiáng)。隨著住房?jī)r(jià)格上漲預(yù)期增強(qiáng)，居民家庭購(gòu)買(mǎi)多套房的比例上升，投資房比例不斷增加。有房家庭和無(wú)房（租房）家庭是否會(huì)表現(xiàn)出不同的消費(fèi)特征，一套房家庭和多套房家庭是否會(huì)表現(xiàn)不同的需求特征？本文基于CFPS微觀數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)住房資產(chǎn)對(duì)有房和無(wú)房家庭及一套房與多套房家庭消費(fèi)的影響差異。

1 文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從人口結(jié)構(gòu)（Modigliani，2004）、流動(dòng)性約束（萬(wàn)廣華，2001）、消費(fèi)習(xí)慣（杭斌，2009）、可支配收入低且分配不均（李揚(yáng)，2007）、預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄（楊汝岱，2009）、競(jìng)爭(zhēng)性購(gòu)房?jī)?chǔ)蓄（Wei&Zhang，2011）、消費(fèi)低估（張軍，2013；康遠(yuǎn)志，2014）等角度對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)不足問(wèn)題進(jìn)行了解釋?zhuān)己鲆暳思彝ベY產(chǎn)這一重要因素。生命周期理論認(rèn)為理性家庭會(huì)將其資產(chǎn)平滑地分配到生命的不同階段，實(shí)現(xiàn)跨期優(yōu)化。但現(xiàn)金、存款、股票、基金、住房等不同形式資產(chǎn)的流動(dòng)性、風(fēng)險(xiǎn)性、收益性方面存在差異，對(duì)消費(fèi)的平滑能力存在差異，無(wú)法實(shí)現(xiàn)完全替代性。受住房?jī)r(jià)格上漲預(yù)期影響，中國(guó)居民近年的資產(chǎn)配置持續(xù)投向房產(chǎn)，但住房市場(chǎng)的流動(dòng)性相對(duì)更低，資產(chǎn)流動(dòng)性和變現(xiàn)成本會(huì)對(duì)居民消費(fèi)平滑能力產(chǎn)生重要影響（Kaplan&Violante，2014）。

生命周期理論認(rèn)為家庭資產(chǎn)與居民消費(fèi)的關(guān)系緊密，家庭資產(chǎn)價(jià)值越大，總體消費(fèi)水平越高。陳斌開(kāi)和李濤（2014）將這種效應(yīng)稱(chēng)為“資產(chǎn)效應(yīng)”，Campbell（2007）等更關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響，將未預(yù)期到的資產(chǎn)價(jià)格上升導(dǎo)致的居民消費(fèi)提升稱(chēng)為“財(cái)富效應(yīng)”。資產(chǎn)的流動(dòng)性影響家庭的消費(fèi)行為，Jappelli &Pistaferri （2014）研究發(fā)現(xiàn)，僅持有少量流動(dòng)資產(chǎn)但持有大量不動(dòng)產(chǎn)的家庭對(duì)于暫時(shí)性收入表現(xiàn)出較高的邊際消費(fèi)傾向。國(guó)內(nèi)學(xué)者檢驗(yàn)了中國(guó)家庭資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)只有很小的資產(chǎn)效應(yīng)（陳彥斌和邱哲圣，2011；顏色和朱國(guó)鐘，2013；李濤和陳斌開(kāi)，2014；萬(wàn)曉莉，2017），財(cái)富效應(yīng)不顯著的原因，主要為年輕家庭“為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄”以及償還房貸而產(chǎn)生的“房奴效應(yīng)”抑制了消費(fèi)的增長(zhǎng)。

住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響存在異質(zhì)性。研究表明受市場(chǎng)發(fā)展程度、住房自有率、住房用途、住房數(shù)量等因素的影響，表現(xiàn)出較大的異質(zhì)性。Catte（2004）發(fā)現(xiàn)，美英等抵押市場(chǎng)越活躍的國(guó)家，邊際消費(fèi)傾向越高，而日本等抵押市場(chǎng)不活躍的國(guó)家，邊際消費(fèi)傾向低。Campbell&Cocco（2007）考察了英國(guó)住房市場(chǎng)，發(fā)現(xiàn)年長(zhǎng)有房家庭，房?jī)r(jià)變化對(duì)消費(fèi)影響顯著，年輕無(wú)房家庭（租房）則不顯著。黃靜和屠梅曾（2009）發(fā)現(xiàn)自有住房家庭中，戶(hù)主越年輕的家庭，住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)越大。住房數(shù)量也對(duì)家庭消費(fèi)帶來(lái)較強(qiáng)的異質(zhì)性。多套房與一套房家庭行為差異問(wèn)題引起了關(guān)注（甘犁，2013；李鳳，2016；臧旭恒，2016）。多套房家庭儲(chǔ)蓄率隨著房?jī)r(jià)上漲而下降明顯，多套房家庭住房財(cái)富效應(yīng)更明顯。李雪松、黃彥彥（2015）將住房需求分為基本、改善和投資三種類(lèi)型，研究發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲顯著促進(jìn)了多套房購(gòu)買(mǎi)決策?，F(xiàn)階段，購(gòu)房成為我國(guó)居民家庭的首要和最大的開(kāi)支，應(yīng)認(rèn)識(shí)到當(dāng)前居民消費(fèi)的特點(diǎn)，識(shí)別不同群體消費(fèi)行為的異質(zhì)性。

2 數(shù)據(jù)篩選、變量處理與模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與數(shù)據(jù)篩選

本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS ）2016年，2018年和2020年調(diào)查數(shù)據(jù)。選擇3個(gè)年度均參與調(diào)查、家戶(hù)號(hào)（fid ）保持不變、戶(hù)主年齡在16～65歲的樣本，獲得3911戶(hù)家庭11733條的平衡面板數(shù)據(jù)。

2.2 變量選取與處理

（1）被解釋變量：家庭消費(fèi)支出，以家庭年度消費(fèi)性支出（pce）衡量，包括衣、食、住、行、交通、醫(yī)療、教育、日用品和其他消費(fèi)8類(lèi)，同時(shí)對(duì)非居住支出進(jìn)行檢驗(yàn)。

（2）解釋變量：核心解釋變量為居民住房資產(chǎn)，包括家庭現(xiàn)居住的住房資產(chǎn)（resivalue）和其他住房資產(chǎn)（other housevalue），以被調(diào)查當(dāng)年家庭所持有的全部房產(chǎn)的市值進(jìn)行衡量。家庭住房資產(chǎn)凈值為住房總資產(chǎn)與住房負(fù)債之差。

（3）虛擬解釋變量：是否有住房（house）、是否一套房（housel）、是否多套房（house2）。按家庭住房資產(chǎn)凈值是否大于0，區(qū)分為無(wú)房家庭和有房家庭。住房資產(chǎn)凈值<0，house=0，住房資產(chǎn)凈值>0，house=1。區(qū)分為一套房家庭和多套家庭，相關(guān)確定方法見(jiàn)表1。

（4）控制變量：家庭消費(fèi)受家庭收入、家庭規(guī)模、城鄉(xiāng)分類(lèi)、戶(hù)主年齡、性別、婚姻狀況、受教育水平等因素的影響，引入上述變量作為控制變量。

2.3 模型構(gòu)建

本文擬討論住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響，借鑒臧旭恒、張欣（2018）等學(xué)者研究，建立如下模型：

ΔlnCi=β0+β1Δlnhousei+β2 Xi+εi（1）

式中，C是家庭的消費(fèi)，house是家庭的房屋價(jià)值，X是其他控制變量，包括反映家庭人口特征、生命周期及家庭擁有房屋狀況的變量，ε為擾動(dòng)項(xiàng)。對(duì)消費(fèi)水平和住房資產(chǎn)數(shù)據(jù)先加1再取對(duì)數(shù)，以減弱異方差的影響，并進(jìn)行一階差分處理，以減弱樣本自選擇問(wèn)題的影響。進(jìn)一步地，引入虛擬變量，檢驗(yàn)有房和無(wú)房家庭住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)的差異。建立模型：

ΔlnCi =β0+β1Δlnhousei+β2house*Δlnhousei+β3Xi+εi（2）

式（2）以無(wú)房家庭，即house=0為參照組，β1+β2反映了住房資產(chǎn)對(duì)有房家庭（house=1）消費(fèi)的影響；當(dāng)β2顯著大于0時(shí)，有房家庭住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)顯著高于無(wú)房家庭。再一步地，檢驗(yàn)一房和多房家庭住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的差異，建立模型

ΔlnCi=β0+β1Δlnhousei+β2house1*Δlnhousei

+β3house2*Δlnhousei+β4Xi+εi（3）

式中β1+β2反映了一套房家庭住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，β1+β3反映了多套房家庭住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，β3-β2反映了多套房與一套房家庭財(cái)富效應(yīng)的差異。

2.4 居民住房資產(chǎn)與消費(fèi)支出的描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，中國(guó)居民家庭收入平均76664元，消費(fèi)性支出54454元，總支出達(dá)67853元，居民平均消費(fèi)占收入比為88.5%。居民住房自有率達(dá)90.8%，且有多套住房家庭占比達(dá)17.8%，全國(guó)家庭總資產(chǎn)平均達(dá)51.8萬(wàn)元，住房資產(chǎn)平均為45.5萬(wàn)元，住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)的8成以上，同時(shí)家庭有負(fù)債的比例達(dá)35.7%。

3 住房資產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)異質(zhì)性影響的計(jì)量分析

3.1 有房與無(wú)房家庭的消費(fèi)行為分析

表2基準(zhǔn)回歸模型（1）顯示：全樣本回歸組的住房資產(chǎn)對(duì)總消費(fèi)的影響系數(shù)為β1=0.0008，不顯著，住房資產(chǎn)與是否有房的交乘項(xiàng)系數(shù)β2=0.0143，顯著，說(shuō)明有房和無(wú)房家庭的消費(fèi)具有顯著差別，住房資產(chǎn)對(duì)有房家庭消費(fèi)有正向的顯著影響，但效應(yīng)較小。住房資產(chǎn)價(jià)值上升1%，有房家庭居民消費(fèi)上升0.0143%，僅具有輕微的資產(chǎn)效應(yīng)。家庭可支配收入是影響消費(fèi)的重要因素，收入彈性達(dá)到0.12%，這一結(jié)果與張大永和曹紅（2012）的發(fā)現(xiàn)一致。住房資產(chǎn)對(duì)無(wú)房家庭的非住房消費(fèi)支出的影響不顯著。

城市和鄉(xiāng)村分別回歸顯示，住房對(duì)總消費(fèi)影響依然不顯著，有房家庭的住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響顯著為正，但效應(yīng)較小，對(duì)非住房消費(fèi)影響不顯著。城鄉(xiāng)居民并無(wú)顯著的差異，這可能與當(dāng)前眾多農(nóng)村居民已赴城市購(gòu)房有關(guān)，且農(nóng)村住房市場(chǎng)化程度弱，農(nóng)村住房?jī)r(jià)值對(duì)消費(fèi)影響不顯著。年齡與消費(fèi)變化負(fù)相關(guān)，說(shuō)明隨著年歲的增長(zhǎng)，消費(fèi)者消費(fèi)調(diào)整更謹(jǐn)慎。我國(guó)處于剛需的年輕家庭和為子女剛需買(mǎi)房的中老年家庭在房?jī)r(jià)上漲時(shí)，消費(fèi)是受到抑制的。

3.2 一套房與多套房家庭消費(fèi)行為的異質(zhì)性分析

普通家庭的首套房用于自住，為家庭提供住房消費(fèi)服務(wù)，主要是消費(fèi)品屬性，而多套房家庭，在滿(mǎn)足基本的居住消費(fèi)需求后，其他住房資產(chǎn)可用于出租或出售變現(xiàn)獲得增值，其投資品屬性更重。多套房家庭可能會(huì)因?yàn)榉績(jī)r(jià)上漲而有更多的消費(fèi)，即一套房與多套房家庭消費(fèi)行為存在異質(zhì)性。本文首先估計(jì)了一套房與多套房家庭住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響，再估計(jì)了多套房家庭自住房和其他住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響，結(jié)果如表4所示。同時(shí)，引入是否一套房及是否多套房的虛擬變量，并同住房資產(chǎn)價(jià)值交乘，結(jié)果見(jiàn)表5。

由表4可以看出，一套房家庭住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響彈性為0.0138%，統(tǒng)計(jì)顯著，多套房家庭的消費(fèi)彈性為0.0223%，且統(tǒng)計(jì)顯著，但總體來(lái)看，住房資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的影響效應(yīng)較小。模型（3）估計(jì)了多套房家庭自住房與其他住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，自住房的效應(yīng)小于其他住房資產(chǎn)。模型（4）（5）（6）以非居住消費(fèi)支出為被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)的結(jié)論相同。表5中對(duì)無(wú)房家庭、一套房家庭與多套房家庭進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)。模型（1）（3）以多套房家庭為參照組，交互項(xiàng)系數(shù)約為-0.0094與-0.0057，但不顯著，反映一套房家庭住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)低于多套房家庭。模型（2）（4）顯示一套房和多套房家庭住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的彈性顯著為正，對(duì)比交互項(xiàng)系數(shù)，多套房家庭住房資產(chǎn)的消費(fèi)彈性明顯比一套房的家庭大。

總的來(lái)說(shuō)，在我國(guó)居民的住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)很小，僅存在輕微的資產(chǎn)效應(yīng)，對(duì)消費(fèi)影響的異質(zhì)性是顯著的，無(wú)房家庭為購(gòu)房而儲(chǔ)蓄，抑制了消費(fèi)支出；一套房家庭住房用于自住，具有需求剛性，主要是消費(fèi)品屬性，住房資產(chǎn)增值的財(cái)富效應(yīng)無(wú)法及時(shí)兌現(xiàn)，對(duì)消費(fèi)的影響較小，甚至?xí)騼斶€住房貸款而抑制消費(fèi)，產(chǎn)生“房奴效應(yīng)”（顏色、朱國(guó)鐘，2013；陳斌開(kāi)、楊汝岱，2013）。多套房家庭，在滿(mǎn)足基本的居住消費(fèi)需求后，其他住房資產(chǎn)可用于出租或出售變現(xiàn)獲得增值，多套房家庭的住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)為正，且大于一套房和無(wú)房家庭。

3.3 住房資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)異質(zhì)性影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文將消費(fèi)分為生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)三類(lèi)，生存型消費(fèi)包括衣著、食品和住房支出，發(fā)展型消費(fèi)包括醫(yī)療、交通、通信支出；享受型消費(fèi)支出包括教育文娛和家庭設(shè)備支出，將三類(lèi)消費(fèi)分別引入模型，檢驗(yàn)住房資產(chǎn)對(duì)不同類(lèi)型消費(fèi)的影響。同時(shí)根據(jù)家庭收入數(shù)據(jù)，按20%，20%～80%，80%～100%排位，分為低、中、高收入三組，對(duì)低、中、高三個(gè)組分別回歸，討論住房資產(chǎn)對(duì)不同收入水平家庭消費(fèi)的影響，可以看出住房資產(chǎn)的“輕微資產(chǎn)效應(yīng)”的結(jié)果仍然成立。

住房資產(chǎn)對(duì)生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)的影響顯著為正，家庭住房資產(chǎn)每增加1%，生存型消費(fèi)增加0.0052%，發(fā)展型消費(fèi)增加0.012%，享受型消費(fèi)增加0.041%，總體效應(yīng)都較小。住房資產(chǎn)對(duì)不同收入水平家庭的消費(fèi)支出影響顯著為正，中收入家庭的收入-消費(fèi)支出彈性為0.061%，是三組家庭中效應(yīng)最大的，原因是低收入家庭組有房家庭有住房貸款，其每月的按揭支出擠壓了低收入家庭的消費(fèi)支出。收入是決定家庭消費(fèi)的最重要因素，家庭收入和上一期消費(fèi)對(duì)生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)支出的影響都顯著為正，同時(shí)家庭有較強(qiáng)的消費(fèi)慣性。

4 結(jié)語(yǔ)

（1）中國(guó)家庭有房家庭占比達(dá)90.8%，多套房家庭占比17.8%。住房?jī)r(jià)格上漲增加了居民家庭財(cái)富，但房屋資產(chǎn)的價(jià)值增長(zhǎng)對(duì)總體消費(fèi)水平提升的拉動(dòng)作用非常小，住房資產(chǎn)上升1%，消費(fèi)僅上升0.014%，呈現(xiàn)出“財(cái)富增長(zhǎng)快”與“消費(fèi)需求增長(zhǎng)慢”共存的現(xiàn)象。

（2）住房資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)的影響在無(wú)房家庭、一套房家庭與多套房家庭之間具有顯著差異。住房是生活必需品，無(wú)房家庭為購(gòu)房而儲(chǔ)蓄，有房家庭消費(fèi)相對(duì)無(wú)房家庭增加，多套房家庭的住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響顯著高于一套房家庭。一套房家庭無(wú)法及時(shí)兌現(xiàn)住房增值，多套房家庭的其他住房資產(chǎn)可用于出租或出售變現(xiàn)獲得增值，投資品屬性更強(qiáng)，住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)更強(qiáng)。

綜上，房?jī)r(jià)上漲并不能刺激我國(guó)消費(fèi)，提升居民收入水平是促進(jìn)消費(fèi)的根本；在住房進(jìn)入存量市場(chǎng)時(shí)代，應(yīng)穩(wěn)定房地產(chǎn)市場(chǎng)，實(shí)行購(gòu)租并舉，滿(mǎn)足不同層次的家庭需要，挖掘并保障居民合理購(gòu)房需求，釋放居民消費(fèi)潛力，推動(dòng)金融市場(chǎng)創(chuàng)新，減弱居民的借貸約束，增強(qiáng)住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的微觀基礎(chǔ)。

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