住房资产多重属性对家庭消费的异质性影响分析

摘 要：中国家庭住房自有率达90%，住房资产是中国家庭资产的主要形式，房价上涨，家庭财富增值，但住房资产对家庭消费的拉动作用非常小，只存在轻微的“资产效应”。住房资产有消费、投资、抵押等多重属性，住房资产对家庭消费的影响在无房、一套房与多套房家庭之间具有显著异质性。无房家庭“为购房而储蓄”抑制了消费；一套房家庭住房表现为消费属性，变现可能性低，表现为未兑现的财富，对消费的影响非常有限；多套房家庭住房投资属性强，其对消费影响显著高于一套房家庭。房价上涨并不能刺激我国消费，而提升居民收入水平是根本途径，在住房进入存量市场时代，应引导居民合理配置资产，稳定房地产市场，满足不同层次的家庭需要，推动金融市场创新，释放居民消费潜力。

关键词：住房資产；居民消费；资产效应；财富效应；家庭消费

本文索引： 康远志.<变量 2>[J].中国商论，2024（06）：-073.

中图分类号：F063.2 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2024）03（b）--05

1998年住房制度改革后，国家房地产市场快速发展，增长迅猛，买房成为越来越多家庭的首要和最大开支。为购房而储蓄是众多家庭的储蓄基本动因。中国家庭自有住房拥有率达90%以上，住房资产已成为家庭财富的重要组成部分。生命周期理论认为理性家庭会将其资产平滑地分配到生命的不同阶段，实现跨期优化。随着近年住房价格的大幅上涨，住房资产价值的增加理应有助于家庭消费的提高。而事实上，进入21世纪后，在居民收入和居民财富不断增长的同时，中国居民的消费率却明显低于世界平均水平。在当前我国居民预期不强，经济弱势复苏的形势下，探讨住房资产与居民消费之间的关系，分析如何有效扩大居民消费，发挥消费在经济发展的基础性作用尤为重要。住房资产具有消费、投资、抵押等多重属性，首套房主要用于自住消费属性强，而家庭第二套房的投资属性更强。随着住房价格上涨预期增强，居民家庭购买多套房的比例上升，投资房比例不断增加。有房家庭和无房（租房）家庭是否会表现出不同的消费特征，一套房家庭和多套房家庭是否会表现不同的需求特征？本文基于CFPS微观数据，检验住房资产对有房和无房家庭及一套房与多套房家庭消费的影响差异。

1 文献综述

国内外学者从人口结构（Modigliani，2004）、流动性约束（万广华，2001）、消费习惯（杭斌，2009）、可支配收入低且分配不均（李扬，2007）、预防性储蓄（杨汝岱，2009）、竞争性购房储蓄（Wei&Zhang，2011）、消费低估（张军，2013；康远志，2014）等角度对中国居民消费不足问题进行了解释，但都忽视了家庭资产这一重要因素。生命周期理论认为理性家庭会将其资产平滑地分配到生命的不同阶段，实现跨期优化。但现金、存款、股票、基金、住房等不同形式资产的流动性、风险性、收益性方面存在差异，对消费的平滑能力存在差异，无法实现完全替代性。受住房价格上涨预期影响，中国居民近年的资产配置持续投向房产，但住房市场的流动性相对更低，资产流动性和变现成本会对居民消费平滑能力产生重要影响（Kaplan&Violante，2014）。

生命周期理论认为家庭资产与居民消费的关系紧密，家庭资产价值越大，总体消费水平越高。陈斌开和李涛（2014）将这种效应称为“资产效应”，Campbell（2007）等更关注资产价格变动对消费的影响，将未预期到的资产价格上升导致的居民消费提升称为“财富效应”。资产的流动性影响家庭的消费行为，Jappelli &Pistaferri （2014）研究发现，仅持有少量流动资产但持有大量不动产的家庭对于暂时性收入表现出较高的边际消费倾向。国内学者检验了中国家庭资产的财富效应，发现住房资产对消费只有很小的资产效应（陈彦斌和邱哲圣，2011；颜色和朱国钟，2013；李涛和陈斌开，2014；万晓莉，2017），财富效应不显著的原因，主要为年轻家庭“为买房而储蓄”以及偿还房贷而产生的“房奴效应”抑制了消费的增长。

住房资产对消费的影响存在异质性。研究表明受市场发展程度、住房自有率、住房用途、住房数量等因素的影响，表现出较大的异质性。Catte（2004）发现，美英等抵押市场越活跃的国家，边际消费倾向越高，而日本等抵押市场不活跃的国家，边际消费倾向低。Campbell&Cocco（2007）考察了英国住房市场，发现年长有房家庭，房价变化对消费影响显著，年轻无房家庭（租房）则不显著。黄静和屠梅曾（2009）发现自有住房家庭中，户主越年轻的家庭，住房资产的财富效应越大。住房数量也对家庭消费带来较强的异质性。多套房与一套房家庭行为差异问题引起了关注（甘犁，2013；李凤，2016；臧旭恒，2016）。多套房家庭储蓄率随着房价上涨而下降明显，多套房家庭住房财富效应更明显。李雪松、黄彦彦（2015）将住房需求分为基本、改善和投资三种类型，研究发现房价上涨显著促进了多套房购买决策。现阶段，购房成为我国居民家庭的首要和最大的开支，应认识到当前居民消费的特点，识别不同群体消费行为的异质性。

2 数据筛选、变量处理与模型构建

2.1 数据来源与数据筛选

本文采用中国家庭追踪调查（CFPS ）2016年，2018年和2020年调查数据。选择3个年度均参与调查、家户号（fid ）保持不变、户主年龄在16～65岁的样本，获得3911户家庭11733条的平衡面板数据。

2.2 变量选取与处理

（1）被解释变量：家庭消费支出，以家庭年度消费性支出（pce）衡量，包括衣、食、住、行、交通、医疗、教育、日用品和其他消费8类，同时对非居住支出进行检验。

（2）解释变量：核心解释变量为居民住房资产，包括家庭现居住的住房资产（resivalue）和其他住房资产（other housevalue），以被调查当年家庭所持有的全部房产的市值进行衡量。家庭住房资产净值为住房总资产与住房负债之差。

（3）虚拟解释变量：是否有住房（house）、是否一套房（housel）、是否多套房（house2）。按家庭住房资产净值是否大于0，区分为无房家庭和有房家庭。住房资产净值<0，house=0，住房资产净值>0，house=1。区分为一套房家庭和多套家庭，相关确定方法见表1。

（4）控制变量：家庭消费受家庭收入、家庭规模、城乡分类、户主年龄、性别、婚姻状况、受教育水平等因素的影响，引入上述变量作为控制变量。

2.3 模型构建

本文拟讨论住房资产对消费的影响，借鉴臧旭恒、张欣（2018）等学者研究，建立如下模型：

ΔlnCi=β0+β1Δlnhousei+β2 Xi+εi（1）

式中，C是家庭的消費，house是家庭的房屋价值，X是其他控制变量，包括反映家庭人口特征、生命周期及家庭拥有房屋状况的变量，ε为扰动项。对消费水平和住房资产数据先加1再取对数，以减弱异方差的影响，并进行一阶差分处理，以减弱样本自选择问题的影响。进一步地，引入虚拟变量，检验有房和无房家庭住房资产的财富效应的差异。建立模型：

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

式（2）以无房家庭，即house=0为参照组，β1+β2反映了住房资产对有房家庭（house=1）消费的影响；当β2显著大于0时，有房家庭住房资产财富效应显著高于无房家庭。再一步地，检验一房和多房家庭住房资产财富效应的差异，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资产的财富效应，β1+β3反映了多套房家庭住房资产的财富效应，β3-β2反映了多套房与一套房家庭财富效应的差异。

2.4 居民住房资产与消费支出的描述性统计

由表2可知，中国居民家庭收入平均76664元，消费性支出54454元，总支出达67853元，居民平均消费占收入比为88.5%。居民住房自有率达90.8%，且有多套住房家庭占比达17.8%，全国家庭总资产平均达51.8万元，住房资产平均为45.5万元，住房资产占总资产的8成以上，同时家庭有负债的比例达35.7%。

3 住房资产对居民消费异质性影响的计量分析

3.1 有房与无房家庭的消费行为分析

表2基准回归模型（1）显示：全样本回归组的住房资产对总消费的影响系数为β1=0.0008，不显著，住房资产与是否有房的交乘项系数β2=0.0143，显著，说明有房和无房家庭的消费具有显著差别，住房资产对有房家庭消费有正向的显著影响，但效应较小。住房资产价值上升1%，有房家庭居民消费上升0.0143%，仅具有轻微的资产效应。家庭可支配收入是影响消费的重要因素，收入弹性达到0.12%，这一结果与张大永和曹红（2012）的发现一致。住房资产对无房家庭的非住房消费支出的影响不显著。

城市和乡村分别回归显示，住房对总消费影响依然不显著，有房家庭的住房资产对消费的影响显著为正，但效应较小，对非住房消费影响不显著。城乡居民并无显著的差异，这可能与当前众多农村居民已赴城市购房有关，且农村住房市场化程度弱，农村住房价值对消费影响不显著。年龄与消费变化负相关，说明随着年岁的增长，消费者消费调整更谨慎。我国处于刚需的年轻家庭和为子女刚需买房的中老年家庭在房价上涨时，消费是受到抑制的。

3.2 一套房与多套房家庭消费行为的异质性分析

普通家庭的首套房用于自住，为家庭提供住房消费服务，主要是消费品属性，而多套房家庭，在满足基本的居住消费需求后，其他住房资产可用于出租或出售变现获得增值，其投资品属性更重。多套房家庭可能会因为房价上涨而有更多的消费，即一套房与多套房家庭消费行为存在异质性。本文首先估计了一套房与多套房家庭住房资产对消费的影响，再估计了多套房家庭自住房和其他住房资产对消费的影响，结果如表4所示。同时，引入是否一套房及是否多套房的虚拟变量，并同住房资产价值交乘，结果见表5。

由表4可以看出，一套房家庭住房资产对消费的影响弹性为0.0138%，统计显著，多套房家庭的消费弹性为0.0223%，且统计显著，但总体来看，住房资产对家庭消费的影响效应较小。模型（3）估计了多套房家庭自住房与其他住房资产的财富效应，自住房的效应小于其他住房资产。模型（4）（5）（6）以非居住消费支出为被解释变量的稳健性检验估计的结论相同。表5中对无房家庭、一套房家庭与多套房家庭进行了异质性检验。模型（1）（3）以多套房家庭为参照组，交互项系数约为-0.0094与-0.0057，但不显著，反映一套房家庭住房资产财富效应低于多套房家庭。模型（2）（4）显示一套房和多套房家庭住房资产对消费的弹性显著为正，对比交互项系数，多套房家庭住房资产的消费弹性明显比一套房的家庭大。

总的来说，在我国居民的住房资产对消费的影响效应很小，仅存在轻微的资产效应，对消费影响的异质性是显著的，无房家庭为购房而储蓄，抑制了消费支出；一套房家庭住房用于自住，具有需求刚性，主要是消费品属性，住房资产增值的财富效应无法及时兑现，对消费的影响较小，甚至会因偿还住房贷款而抑制消费，产生“房奴效应”（颜色、朱国钟，2013；陈斌开、杨汝岱，2013）。多套房家庭，在满足基本的居住消费需求后，其他住房资产可用于出租或出售变现获得增值，多套房家庭的住房资产对消费的影响效应为正，且大于一套房和无房家庭。

3.3 住房资产对家庭消费异质性影响的稳健性检验

本文将消费分为生存型、发展型和享受型消费三类，生存型消费包括衣着、食品和住房支出，发展型消费包括医疗、交通、通信支出；享受型消费支出包括教育文娱和家庭设备支出，将三类消费分别引入模型，检验住房资产对不同类型消费的影响。同时根据家庭收入数据，按20%，20%～80%，80%～100%排位，分为低、中、高收入三组，对低、中、高三个组分别回归，讨论住房资产对不同收入水平家庭消费的影响，可以看出住房资产的“轻微资产效应”的结果仍然成立。

住房資产对生存型、发展型和享受型消费的影响显著为正，家庭住房资产每增加1%，生存型消费增加0.0052%，发展型消费增加0.012%，享受型消费增加0.041%，总体效应都较小。住房资产对不同收入水平家庭的消费支出影响显著为正，中收入家庭的收入-消费支出弹性为0.061%，是三组家庭中效应最大的，原因是低收入家庭组有房家庭有住房贷款，其每月的按揭支出挤压了低收入家庭的消费支出。收入是决定家庭消费的最重要因素，家庭收入和上一期消费对生存型、发展型和享受型消费支出的影响都显著为正，同时家庭有较强的消费惯性。

4 结语

（1）中国家庭有房家庭占比达90.8%，多套房家庭占比17.8%。住房价格上涨增加了居民家庭财富，但房屋资产的价值增长对总体消费水平提升的拉动作用非常小，住房资产上升1%，消费仅上升0.014%，呈现出“财富增长快”与“消费需求增长慢”共存的现象。

（2）住房资产对家庭消费的影响在无房家庭、一套房家庭与多套房家庭之间具有显著差异。住房是生活必需品，无房家庭为购房而储蓄，有房家庭消费相对无房家庭增加，多套房家庭的住房资产对消费的影响显著高于一套房家庭。一套房家庭无法及时兑现住房增值，多套房家庭的其他住房资产可用于出租或出售变现获得增值，投资品属性更强，住房资产对消费的影响效应更强。

综上，房价上涨并不能刺激我国消费，提升居民收入水平是促进消费的根本；在住房进入存量市场时代，应稳定房地产市场，实行购租并举，满足不同层次的家庭需要，挖掘并保障居民合理购房需求，释放居民消费潜力，推动金融市场创新，减弱居民的借贷约束，增强住房资产财富效应的微观基础。

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