住房資產多重屬性對家庭消費的異質性影響分析

摘 要：中國家庭住房自有率達90%，住房資產是中國家庭資產的主要形式，房價上漲，家庭財富增值，但住房資產對家庭消費的拉動作用非常小，只存在輕微的“資產效應”。住房資產有消費、投資、抵押等多重屬性，住房資產對家庭消費的影響在無房、一套房與多套房家庭之間具有顯著異質性。無房家庭“為購房而儲蓄”抑制了消費；一套房家庭住房表現為消費屬性，變現可能性低，表現為未兌現的財富，對消費的影響非常有限；多套房家庭住房投資屬性強，其對消費影響顯著高于一套房家庭。房價上漲并不能刺激我國消費，而提升居民收入水平是根本途徑，在住房進入存量市場時代，應引導居民合理配置資產，穩定房地產市場，滿足不同層次的家庭需要，推動金融市場創新，釋放居民消費潛力。

關鍵詞：住房資產；居民消費；資產效應；財富效應；家庭消費

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

中圖分類號：F063.2 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）03（b）--05

1998年住房制度改革后，國家房地產市場快速發展，增長迅猛，買房成為越來越多家庭的首要和最大開支。為購房而儲蓄是眾多家庭的儲蓄基本動因。中國家庭自有住房擁有率達90%以上，住房資產已成為家庭財富的重要組成部分。生命周期理論認為理性家庭會將其資產平滑地分配到生命的不同階段，實現跨期優化。隨著近年住房價格的大幅上漲，住房資產價值的增加理應有助于家庭消費的提高。而事實上，進入21世紀后，在居民收入和居民財富不斷增長的同時，中國居民的消費率卻明顯低于世界平均水平。在當前我國居民預期不強，經濟弱勢復蘇的形勢下，探討住房資產與居民消費之間的關系，分析如何有效擴大居民消費，發揮消費在經濟發展的基礎性作用尤為重要。住房資產具有消費、投資、抵押等多重屬性，首套房主要用于自住消費屬性強，而家庭第二套房的投資屬性更強。隨著住房價格上漲預期增強，居民家庭購買多套房的比例上升，投資房比例不斷增加。有房家庭和無房（租房）家庭是否會表現出不同的消費特征，一套房家庭和多套房家庭是否會表現不同的需求特征？本文基于CFPS微觀數據，檢驗住房資產對有房和無房家庭及一套房與多套房家庭消費的影響差異。

1 文獻綜述

國內外學者從人口結構（Modigliani，2004）、流動性約束（萬廣華，2001）、消費習慣（杭斌，2009）、可支配收入低且分配不均（李揚，2007）、預防性儲蓄（楊汝岱，2009）、競爭性購房儲蓄（Wei&Zhang，2011）、消費低估（張軍，2013；康遠志，2014）等角度對中國居民消費不足問題進行了解釋，但都忽視了家庭資產這一重要因素。生命周期理論認為理性家庭會將其資產平滑地分配到生命的不同階段，實現跨期優化。但現金、存款、股票、基金、住房等不同形式資產的流動性、風險性、收益性方面存在差異，對消費的平滑能力存在差異，無法實現完全替代性。受住房價格上漲預期影響，中國居民近年的資產配置持續投向房產，但住房市場的流動性相對更低，資產流動性和變現成本會對居民消費平滑能力產生重要影響（Kaplan&Violante，2014）。

生命周期理論認為家庭資產與居民消費的關系緊密，家庭資產價值越大，總體消費水平越高。陳斌開和李濤（2014）將這種效應稱為“資產效應”，Campbell（2007）等更關注資產價格變動對消費的影響，將未預期到的資產價格上升導致的居民消費提升稱為“財富效應”。資產的流動性影響家庭的消費行為，Jappelli &Pistaferri （2014）研究發現，僅持有少量流動資產但持有大量不動產的家庭對于暫時性收入表現出較高的邊際消費傾向。國內學者檢驗了中國家庭資產的財富效應，發現住房資產對消費只有很小的資產效應（陳彥斌和邱哲圣，2011；顏色和朱國鐘，2013；李濤和陳斌開，2014；萬曉莉，2017），財富效應不顯著的原因，主要為年輕家庭“為買房而儲蓄”以及償還房貸而產生的“房奴效應”抑制了消費的增長。

住房資產對消費的影響存在異質性。研究表明受市場發展程度、住房自有率、住房用途、住房數量等因素的影響，表現出較大的異質性。Catte（2004）發現，美英等抵押市場越活躍的國家，邊際消費傾向越高，而日本等抵押市場不活躍的國家，邊際消費傾向低。Campbell&Cocco（2007）考察了英國住房市場，發現年長有房家庭，房價變化對消費影響顯著，年輕無房家庭（租房）則不顯著。黃靜和屠梅曾（2009）發現自有住房家庭中，戶主越年輕的家庭，住房資產的財富效應越大。住房數量也對家庭消費帶來較強的異質性。多套房與一套房家庭行為差異問題引起了關注（甘犁，2013；李鳳，2016；臧旭恒，2016）。多套房家庭儲蓄率隨著房價上漲而下降明顯，多套房家庭住房財富效應更明顯。李雪松、黃彥彥（2015）將住房需求分為基本、改善和投資三種類型，研究發現房價上漲顯著促進了多套房購買決策。現階段，購房成為我國居民家庭的首要和最大的開支，應認識到當前居民消費的特點，識別不同群體消費行為的異質性。

2 數據篩選、變量處理與模型構建

2.1 數據來源與數據篩選

本文采用中國家庭追蹤調查（CFPS ）2016年，2018年和2020年調查數據。選擇3個年度均參與調查、家戶號（fid ）保持不變、戶主年齡在16～65歲的樣本，獲得3911戶家庭11733條的平衡面板數據。

2.2 變量選取與處理

（1）被解釋變量：家庭消費支出，以家庭年度消費性支出（pce）衡量，包括衣、食、住、行、交通、醫療、教育、日用品和其他消費8類，同時對非居住支出進行檢驗。

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

（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）。按家庭住房資產凈值是否大于0，區分為無房家庭和有房家庭。住房資產凈值<0，house=0，住房資產凈值>0，house=1。區分為一套房家庭和多套家庭，相關確定方法見表1。

（4）控制變量：家庭消費受家庭收入、家庭規模、城鄉分類、戶主年齡、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 模型構建

本文擬討論住房資產對消費的影響，借鑒臧旭恒、張欣（2018）等學者研究，建立如下模型：

ΔlnCi=β0+β1Δlnhousei+β2 Xi+εi（1）

式中，C是家庭的消費，house是家庭的房屋價值，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為擾動項。對消費水平和住房資產數據先加1再取對數，以減弱異方差的影響，并進行一階差分處理，以減弱樣本自選擇問題的影響。進一步地，引入虛擬變量，檢驗有房和無房家庭住房資產的財富效應的差異。建立模型：

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

式（2）以無房家庭，即house=0為參照組，β1+β2反映了住房資產對有房家庭（house=1）消費的影響；當β2顯著大于0時，有房家庭住房資產財富效應顯著高于無房家庭。再一步地，檢驗一房和多房家庭住房資產財富效應的差異，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的財富效應，β1+β3反映了多套房家庭住房資產的財富效應，β3-β2反映了多套房與一套房家庭財富效應的差異。

2.4 居民住房資產與消費支出的描述性統計

由表2可知，中國居民家庭收入平均76664元，消費性支出54454元，總支出達67853元，居民平均消費占收入比為88.5%。居民住房自有率達90.8%，且有多套住房家庭占比達17.8%，全國家庭總資產平均達51.8萬元，住房資產平均為45.5萬元，住房資產占總資產的8成以上，同時家庭有負債的比例達35.7%。

3 住房資產對居民消費異質性影響的計量分析

3.1 有房與無房家庭的消費行為分析

表2基準回歸模型（1）顯示：全樣本回歸組的住房資產對總消費的影響系數為β1=0.0008，不顯著，住房資產與是否有房的交乘項系數β2=0.0143，顯著，說明有房和無房家庭的消費具有顯著差別，住房資產對有房家庭消費有正向的顯著影響，但效應較小。住房資產價值上升1%，有房家庭居民消費上升0.0143%，僅具有輕微的資產效應。家庭可支配收入是影響消費的重要因素，收入彈性達到0.12%，這一結果與張大永和曹紅（2012）的發現一致。住房資產對無房家庭的非住房消費支出的影響不顯著。

城市和鄉村分別回歸顯示，住房對總消費影響依然不顯著，有房家庭的住房資產對消費的影響顯著為正，但效應較小，對非住房消費影響不顯著。城鄉居民并無顯著的差異，這可能與當前眾多農村居民已赴城市購房有關，且農村住房市場化程度弱，農村住房價值對消費影響不顯著。年齡與消費變化負相關，說明隨著年歲的增長，消費者消費調整更謹慎。我國處于剛需的年輕家庭和為子女剛需買房的中老年家庭在房價上漲時，消費是受到抑制的。

3.2 一套房與多套房家庭消費行為的異質性分析

普通家庭的首套房用于自住，為家庭提供住房消費服務，主要是消費品屬性，而多套房家庭，在滿足基本的居住消費需求后，其他住房資產可用于出租或出售變現獲得增值，其投資品屬性更重。多套房家庭可能會因為房價上漲而有更多的消費，即一套房與多套房家庭消費行為存在異質性。本文首先估計了一套房與多套房家庭住房資產對消費的影響，再估計了多套房家庭自住房和其他住房資產對消費的影響，結果如表4所示。同時，引入是否一套房及是否多套房的虛擬變量，并同住房資產價值交乘，結果見表5。

由表4可以看出，一套房家庭住房資產對消費的影響彈性為0.0138%，統計顯著，多套房家庭的消費彈性為0.0223%，且統計顯著，但總體來看，住房資產對家庭消費的影響效應較小。模型（3）估計了多套房家庭自住房與其他住房資產的財富效應，自住房的效應小于其他住房資產。模型（4）（5）（6）以非居住消費支出為被解釋變量的穩健性檢驗估計的結論相同。表5中對無房家庭、一套房家庭與多套房家庭進行了異質性檢驗。模型（1）（3）以多套房家庭為參照組，交互項系數約為-0.0094與-0.0057，但不顯著，反映一套房家庭住房資產財富效應低于多套房家庭。模型（2）（4）顯示一套房和多套房家庭住房資產對消費的彈性顯著為正，對比交互項系數，多套房家庭住房資產的消費彈性明顯比一套房的家庭大。

總的來說，在我國居民的住房資產對消費的影響效應很小，僅存在輕微的資產效應，對消費影響的異質性是顯著的，無房家庭為購房而儲蓄，抑制了消費支出；一套房家庭住房用于自住，具有需求剛性，主要是消費品屬性，住房資產增值的財富效應無法及時兌現，對消費的影響較小，甚至會因償還住房貸款而抑制消費，產生“房奴效應”（顏色、朱國鐘，2013；陳斌開、楊汝岱，2013）。多套房家庭，在滿足基本的居住消費需求后，其他住房資產可用于出租或出售變現獲得增值，多套房家庭的住房資產對消費的影響效應為正，且大于一套房和無房家庭。

3.3 住房資產對家庭消費異質性影響的穩健性檢驗

本文將消費分為生存型、發展型和享受型消費三類，生存型消費包括衣著、食品和住房支出，發展型消費包括醫療、交通、通信支出；享受型消費支出包括教育文娛和家庭設備支出，將三類消費分別引入模型，檢驗住房資產對不同類型消費的影響。同時根據家庭收入數據，按20%，20%～80%，80%～100%排位，分為低、中、高收入三組，對低、中、高三個組分別回歸，討論住房資產對不同收入水平家庭消費的影響，可以看出住房資產的“輕微資產效應”的結果仍然成立。

住房資產對生存型、發展型和享受型消費的影響顯著為正，家庭住房資產每增加1%，生存型消費增加0.0052%，發展型消費增加0.012%，享受型消費增加0.041%，總體效應都較小。住房資產對不同收入水平家庭的消費支出影響顯著為正，中收入家庭的收入-消費支出彈性為0.061%，是三組家庭中效應最大的，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支出。收入是決定家庭消費的最重要因素，家庭收入和上一期消費對生存型、發展型和享受型消費支出的影響都顯著為正，同時家庭有較強的消費慣性。

4 結語

（1）中國家庭有房家庭占比達90.8%，多套房家庭占比17.8%。住房價格上漲增加了居民家庭財富，但房屋資產的價值增長對總體消費水平提升的拉動作用非常小，住房資產上升1%，消費僅上升0.014%，呈現出“財富增長快”與“消費需求增長慢”共存的現象。

（2）住房資產對家庭消費的影響在無房家庭、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，無房家庭為購房而儲蓄，有房家庭消費相對無房家庭增加，多套房家庭的住房資產對消費的影響顯著高于一套房家庭。一套房家庭無法及時兌現住房增值，多套房家庭的其他住房資產可用于出租或出售變現獲得增值，投資品屬性更強，住房資產對消費的影響效應更強。

綜上，房價上漲并不能刺激我國消費，提升居民收入水平是促進消費的根本；在住房進入存量市場時代，應穩定房地產市場，實行購租并舉，滿足不同層次的家庭需要，挖掘并保障居民合理購房需求，釋放居民消費潛力，推動金融市場創新，減弱居民的借貸約束，增強住房資產財富效應的微觀基礎。

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