城鄉家庭金融資產財富效應及異質性研究

[摘要]CHFS數據研究中國城鄉家庭金融資產財富效應及異質性，在考慮了金融資產組合互補性的影響后發現：（1）我國城鄉家庭儲蓄性和風險性金融資產每增加1%。家庭總的消費支出分別增加3.5%和1.4%，即金融資產存在顯著正向的財富效應，但儲蓄性金融資產財富效應大于風險性金融資產。（2）整體上，城鎮家庭的金融資產財富效應大于農村，但在具體消費類型上，也存在農村大于城鎮的證據，體現出顯著的城鄉異質性。（3）金融資產財富效應對食品消費支出影響最小，剛性消費支出次之，彈性消費最大。（4）金融資產財富效應均存在低收入家庭顯著大于高收入家庭證據?？紤]家庭房產價值和地區特征后的穩健性檢驗，均支持金融資產財富效應及上述異質性的顯著存在。

[關鍵詞]金融資產;財富效應;異質性;家庭消費

[中圖分類號]F126? ? ? ? ? ? ? ? ? [文獻標識碼]A? [文章編號]1009—0274（2021）04—0073—10

[作者簡介]徐克勤，男，江蘇省淮安市洪澤區三農工作辦公室，研究方向：政治、經濟、財務和審計。

一、引言與文獻回顧

自20世紀90年代經濟全球化和區域經濟一體化趨勢以來，特別是我國加入WTO后，出口貿易對GDP拉動貢獻進一步增大，逐步形成了過度依賴出口的經濟增長方式。但近幾年在逆全球化背景下，受貿易保護主義抬頭和新冠疫情全球蔓延的雙重影響，出口將在長期面臨較大的不確定性，對經濟增長的拉動作用在減弱。因而，黨的十九大報告及時明確指出，“完善促進消費的體制機制，增強消費對經濟發展的基礎性作用”，并從宏觀層面提出“經濟內循環”發展方向。國內外大量研究表明，家庭消費與經濟增長呈正相關，但長期以來，由于我國大部分家庭面臨住房、醫療、教育等剛性支出和目標性儲蓄的約束，導致家庭邊際消費傾向和消費對經濟的貢獻均較低。國家統計局數據顯示，2019年我國消費對GDP的貢獻率為57. 8%，而同期美國的貢獻率為69.1%。加上地區經濟發展不平衡和收入消費支出的城鄉差異，導致內需不足一直是困擾我國經濟增長的一個問題。如何讓國內消費真正發揮拉動經濟增長的作用，是值得深入研究的現實需求和理論問題。

家庭消費可以理解為家庭收入與家庭儲蓄的差額，特別是目標性儲蓄和預防性儲蓄的存在，對家庭消費支出有顯著的擠出效應。儲蓄的主要動機是為應對突發事件和醫療支出、子女教育和養老，[1]廣義的儲蓄不僅包含儲蓄性的存款，還包含投資性的股票、保險、債券等，家庭儲蓄的多少和儲蓄的結構顯著影響家庭的消費支出。20世紀中后期，隨著各主要經濟體資本市場的發展和完善，金融資產在家庭資產中的比例越來越高，并成為家庭資產配置中的重要組成部分。金融資產投資產生的收益作為財產性收入的組成部分，在家庭收入結構中占的比例越來越高，對家庭消費支出的影響越來越大。相對實物資產，金融資產價格的波動頻率更高，幅度更大，其價格變化產生的財富效應對微觀家庭消費和宏觀經濟增長均有重要影響，即金融資產的財富效應。因而，Campbell[2]認為家庭金融是促進消費增長的一個重要手段，陳強等[3]發現股票收益波動將顯著影響家庭邊際消費傾向。對于家庭金融資產是否存在財富效應，現有文獻主要有兩方面的證據。

一種觀點認為，金融資產存在財富效應，即金融資產價值上升，通過直接增加家庭財富和間接增加經濟信心，促進消費增長。經典的消費理論認為，家庭在進行消費決策時，不僅考慮當期收入，還會考慮上一期的財富積累。家庭收入和財富水平對于家庭消費和資產選擇決策具有重要的影響，同時與家庭資產配置總量和結構也密切相關。[4]一般來說，家庭財富越多其消費支出越大，兩者呈正相關關系，Steindel等[5]實證發現，股票財富增加1美元導致當期消費支出增加3—4美分，但該效應只是短期存在;Chen[6]得出在瑞典也存在短期效應更顯著的證據。部分國內學者驗證了我國股票市場財富效應的存在，但城鄉差異較大，李學峰、[7]杜明月等[8]認為，我國股票市場財富效應一直存在，但主要在城鎮居民中體現，其作用機制是預期收入的增加促進了消費。張明等[9]認為，借貸顯著增加了居民消費，且農村家庭大于城鎮家庭，其原因是城鄉和區域金融借貸的可得性和成本存在差異，但他認為這是金融借貸產生的偽財富效應。肖忠意等[10]發現農村家庭儲蓄、投資和保險對消費有促進作用，但作用大小及顯著性存在地區差異。

與正向的財富效應相對應，金融資產價值的下跌對消費也產生負面影響，形成負財富效應。雖然預測負財富效應的大小比較困難，但負財富效應影響消費支出[11]。Mian[12]發現在次貸危機中家庭資產縮水對消費支出有負向影響，特別是貧困和負債更多的家庭更為顯著。同時，財富效應存在不對稱性，胡永剛等[13]證實了中國股票市場對城鎮居民存在顯著的正向財富效應，但存在明顯的不對稱性。金融資產財富效應的大小受多種因素的影響，且各國間的差異較大，Peltonen[14]研究14個新興經濟體財富對消費的影響后發現，即便在金融發展水平低的地區，股票市值越高，金融財富效應越明顯。

另一種觀點認為，金融資產不存在財富效應，或影響極為有限。原因在于金融資產價格波動具有不確定性，同時相對于資產價格的波動，消費存在“時滯”，導致金融資產的財富效應難以準確度量，因而一些學者對此持爭議態度。周利[15]認為金融資產對消費沒有發揮應有的作用，其原因在于金融市場發展滯后;而薛永剛[16]認為原因在于市場波動影響預期，投資收益分布不均。

筆者認為，如何衡量金融資產財富效應是一個復雜的過程，不同研究人員從各自的視角得出差異化的結論，原因除了研究方法和傳導機制外，還受一些客觀因素的制約，導致結論差異。綜上，現有大量文獻主要用宏觀數據研究了股票、保險等部分金融資產的財富效應，本文的邊際貢獻從微觀視角，將家庭的主要金融資產納入分析框架，并根據風險屬性分為儲蓄和風險性金融資產兩個核心變量，從而避免了金融資產組合互補性對財富效應的影響，證實了金融資產財富效應及異質性的顯著存在。

二、家庭金融資產財富效應的機制分析

家庭消費支出雖受多方面因素的影響，但家庭金融資產增值產生的財富效應是其中的一個重要方面。家庭金融資產的財富效應主要有直接財富效應和間接財富效應，其中直接財富效應主要通過增加家庭實際或心理收入，對消費支出的促進作用效率更高但持續時間較短;間接財富效應主要通過提高家庭消費信心，改變家庭邊際消費傾向，有一定的滯后性，對消費的促進作用較慢但持續時間較長。

（一）直接效應

在傳統經濟框架中，家庭收入都是消費理論的核心變量，家庭的收入水平是進行消費或金融資產選擇的基礎，也是家庭風險承受能力的重要特征。家庭持有的金融資產，通過分紅和資本利得等方式實現的投資收益，作為家庭收入的組成部分，直接提高了家庭的當期收入水平，從而提升家庭的消費支出。家庭金融資產直接財富效應主要通過提高家庭收入水平、優化家庭收入結構、降低家庭收入風險等，從收入方面直接影響家庭消費支出。

1.收入金額。家庭收入是財富積累和消費儲蓄的來源，收入的多少對家庭消費支出數量和結構均產生根本性的影響。根據生命周期理論，家庭會將擁有的資源在生命周期各個階段進行調整，從而起到平滑各期消費的目的。一般來說，家庭收入越高，其消費支出越大，兩者總體呈正相關關系。當家庭金融資產獲得投資收益時，通過增加家庭收入直接促進家庭消費支出，即使是未完全實現的賬面收益，家庭往往也認為是收入的一部分，從而進行更多的消費。金融資產增值除了帶來當期家庭收入增加外，預期收入增加也會提高家庭消費支出，即當家庭預期金融資產在未來能夠帶來收入，更傾向于提前進行部分消費。值得注意的是，改革開放以后，反映家庭食品消費支出的恩格爾系數逐漸下降，食品消費基本得到滿足，收入對食品消費的促進作用在降低。與此對應的是，非食品類如交通、娛樂、旅游、教育等消費支出占的比重越來越高，家庭消費結構更加優化合理。同時，當前我國城鄉家庭消費支出數量和結構具有顯著的異質性，其主要原因是城鄉家庭收入差距過大。

2.收入結構。持久收入理論根據收入的類型將收入分為持久收入和暫時收入，認為持久收入是長期可預期的收入，暫時收入只是偶然產生的收入，只有持久才會影響家庭的消費和儲蓄，而暫時收入對家庭消費支出并沒有顯著影響。家庭儲蓄性金融資產能帶來持久、穩定的投資收益，投資風險較小;而風險性金融資產投資收益具有較大的不確定性，與投資風險正相關。家庭金融資產持有數量和結構的差異，直接影響家庭的收入結構，而家庭收入結構的差異既是家庭資源配置的結果，也是影響消費支出的重要原因。同時，隨著我國宏觀經濟改革的推進和微觀家庭收入來源的拓展，非工資性收入逐年上升，家庭收入結構逐漸呈現多元化的趨勢。這種多元化的收入結構相對更為合理，收入沖擊的風險更低，因而家庭更傾向于保持消費支出的穩定。城鄉家庭持有的金融資產數量和結構的差異，及由此導致的收入預期的不同，進而影響消費決策。[7]

3.收入風險。家庭收入既面臨宏觀經濟形勢和金融政策的影響，也面臨微觀家庭特征的變化，如就業、婚姻、疾病、意外。傳統理論認為，家庭的收入風險越高，其預防性儲蓄需求越高，家庭選擇抑制消費的可能越大。家庭持有的金融資產根據風險屬性可分為儲蓄性金融資產和風險性金融資產，前者的風險和收益均較低，后者則相反。家庭在儲蓄和風險金融資產配置比例及風險水平的差異，帶來了投資收益的不確定性和家庭收入風險的不同。收入風險除了與家庭收入結構相關外，還與家庭的金融素養相關，金融素養關系到家庭能否有效識別風險并進行風險管理。一方面，家庭金融資產組合及風險屬性，直接影響了家庭收入風險的不同，從而改變家庭的消費支出;另一方面，家庭可以通過調整金融資產組合、使用對沖金融工具、保險等對收入風險有效管理，起到降低收入風險的作用。家庭金融資產投資收益，促進了家庭收入的多元化，優化了家庭收入結構，一定程度上分散了家庭的收入風險，從而促使家庭消費。

（二）間接效應

以股票為主的風險金融資產，作為宏觀經濟的“晴雨表”，金融資產價格是未來經濟的領先指標，傳遞了經濟增長或企業發展的預期。當金融市場處于牛市階段時，金融資產價格不斷上升，將從三個方面間接促進消費增加。第一，宏觀經濟增長預期加大。金融資產價格與經濟增長存在一定程度的正相關關系，一方面，金融資產價格的上漲是對未來宏觀經濟增長的預期，提振了經濟增長信心，另一方面，當金融資產價格上升時，將吸引大量家庭將閑置資金投入金融市場，提高了金融市場的流動性和資金的配置效率，并通過金融市場轉化為社會投資，從而推動宏觀經濟的增長。第二，中觀企業投資意愿增加。金融資產價格上升和未來經濟增長的預期，激勵企業擴大生產規模，加大投資力度;金融市場的繁榮也為企業融資提供了資金便利，同時，公司股票價格上漲也為企業進行股權質押融資創造良好的條件。第三，微觀家庭消費信心增強。金融資產價格上升，表明投資者對未來經濟增長和收入增加保持樂觀的心態，家庭將維持或擴大消費信心，從而促進家庭消費增長。另外值得注意的是，當家庭金融資產價值增加時，一方面，更容易獲得商業銀行、證券公司專業化的金融服務，從金融機構獲得融資的可能性和額度都增加，如信用卡、信用貸額度的提升，降低了金融的可得性;另一方面，家庭還可以將證券進行質押獲得金融機構的信貸支持，提高金融資產的流動性，從而促進家庭的消費。

當然，影響家庭消費支出的因素眾多，金融資產財富效應只是其中的一個因素。但隨著金融市場改革和市場機制的完善，家庭逐漸意識到在家庭資產組合中配置金融資產，對于提升家庭收入、優化家庭資產和收入結構、利用金融工具進行風險管理等都有積極的作用。因而，隨著經濟的發展和家庭財富的積累，金融資產的財富效應在城鄉家庭中的作用將越來越明顯。根據上述分析和我國二元城鄉特征，我們提出如下假說：

假說1：金融資產財富效應在我國城鄉家庭均顯著存在。假說2：金融資產財富效應存在顯著的城鄉異質性。假說3：金融資產財富效應對不同類型消費存在城鄉異質性。

三、模型設定與描述性統計

（一）實證模型設定

本文使用的數據來自“中國家庭金融調查” （China Household Finance Survey，CHFS）2015年在全國范圍內開展的調查。樣本涉及全國29個省2585個縣的37289戶家庭，家庭成員133183人，其中城鎮家庭25635戶，農村家庭11654戶。根據本文的研究目的，我們利用下面這個實證模型來檢驗家庭金融資產的財富效應：Inconsi=α+β1×Insavingi+β2×Inriskfini+γk∑controli+εi? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

公式（1）中，u～N（0，σ），其中Inconsi代表家庭消費支出，Insavingi代表家庭的儲蓄性金融資產，Inriskfini代表家庭風險性金融資產;controli是控制變量，包含了家庭的一系列控制特征，如收入、年齡、教育程度;provi是省份固定效應，目的是為了控制各省份的地區經濟特征和消費文化等差異，εi是誤差項。同時為保證實證結果的可靠性，我們對家庭消費支出、家庭儲蓄性金融資產和風險性金融資產取自然對數。如果儲蓄和風險性金融資產的回歸系統β1和β2符號為正，則說明儲蓄和風險性金融資產具有正的財富效應，回歸系數越大則財富效應越大;如果回歸系數在統計上是顯著的，則說明即便在控制了家庭其他特征后，金融資產仍然具有財富效應。

（二）變量的定義

本文的被解釋變量為家庭總消費支出（cons），包含了中國家庭金融調查的15類子消費支出。根據消費支出的屬性將其分為食品消費支出（foodcons）、剛性消費支出（fixcons）和彈性消費支出（flexcons），并作為被解釋變量進一步分析金融資產財富效應對不同類型消費支出的影響。

我們根據金融資產的風險屬性將核心解釋變量分為兩個，分別為：①儲蓄性金融資產（saving），包括現金、銀行活期和定期存款、股票賬戶內的活期余額，樣本中位數值7500元，均值60102. 64元;②風險性金融資產（riskfin），包括理財、債券、基金、股票和衍生品，樣本中位數66000元，均值211042.6元。

考慮到家庭消費還受其他因素的影響，我們參考關于家庭金融資產財富效應已有文獻，選取了如下控制變量。①家庭規模（hhsize），即家庭的人口數量，樣本均值和中位①分別為3.57人和3人;②婚姻狀況（marriage），二值虛擬變量，均值為0.85，即85%為已婚家庭;③家庭年收入（income），為保證數據的穩定性，家庭年收入以萬元為單位，平均值和中位數分別為7.70萬元和4.49萬元;④是否持有自有住房（house），二值虛擬變量，持有自有住房的家庭取值為1，共有31779戶家庭，無住房（包括免費居住或租賃）取值為0，共有5480戶家庭;⑤家庭是否有住房貸款（house loan），二值虛擬變量，包含銀行貸款和民間貸款，有貸款的家庭取值為1共5564戶口，無貸款的家庭取值為0共28269戶;⑥性別（gender），二值虛擬變量，男性取值為1共20320人，女性取值為0共16969人;⑦健康狀況（health），虛擬變量，根據主觀判斷取值范圍為1—5分，分值越高則表明越健康;⑧年齡（age），家庭財務決策者的年齡，全樣本的均值為52.18歲，中位數52歲;⑨就業（employ），二值虛擬變量，有工作（包含務農）取值為1共22555個樣本，沒有工作的取值為0共14291個樣本;⑩政治身份（political），二值虛擬變量，黨員和民主黨派取值為1共4317個樣本，其他身份取值為0共23820個樣本;?教育程度（education），虛擬變量，將文化程度從小學以下到博士研究生，分別取值1—9，全樣本均值為3.41，中位數為3②?金融知識（knowledge）， 虛擬變量，根據回答問題的數量取值為0—3，全樣本均值分③為0.9190，中位數為1，表明家庭整體金融知識較低;?風險態度（risk）， 虛擬變量，全樣本均值為2.6085，中位數分別為3，表明家庭是厭惡風險型，與傳統經濟假設一致; ④?社會保險（insurance）， 二值虛擬變量，指家庭是否有社會醫療保險和商業醫療保險，有社會保險取值為1共有24986個樣本，無社會保險則取值為0共有2778個樣本。

根據本文的研究需要，我們引入以下變量進行實證和檢驗：①家庭房產價值（housing） ⑤， 房產作為家庭最主要的資產，對家庭金融資產有顯著的擠出效應，檢驗金融資產的財富效應是否受房產的影響;②地區特征（region），虛擬變量，根據入戶調查家庭所在的地區，東部地區取值為1共18642戶，中部地區取值為2共9787戶，西部地區取值為3共8860戶;③城鄉特征（urban），二值虛擬變量，城鎮家庭取值為1共25635戶，農村家庭取值為0共11654戶，城鎮家庭占比68.75%。

（三）描述性統計

本文研究的主要變量描述性統計特征見表2，家庭總消費支出、食品消費支出、剛性消費支出和彈性消費支出的均值分別為64885. 61元、30216.55元、23865.34元和10805.34元;中位數分別為45432.02元、24000元、13960元和2600元。

家庭金融資產持有方面，家庭持有儲蓄性金融資產的樣本共37040戶，儲蓄性金融資產的參與率為99.33%，均值和中位數分別為60102.64元和7500元，顯示家庭儲蓄差異較大。全樣本持有風險性金融資產的家庭共4651戶，風險性金融資產的參與率為12.47%，在持有風險性金融資產的家庭中，其風險性金融資產配置的均值211042.6元，中位數為66000元。在全樣本家庭金融資產結構中，儲蓄性金融資產和風險性金融資產的占比分別為69.40%和30.60%;但在持有風險性金融資產的家庭中，儲蓄性金融資產的配置比例為50.93%，而風險性金融資產的比例為49.07%，較全樣本上升18.47個百分點。數據驗證了在家庭金融資產結構中，依然是儲蓄性金融資產為主，風險性金融資產參與可能和深度仍然較低，但我們也發現，家庭一旦參與了風險性金融市場，在家庭金融資產結構中會配置更多的風險性金融資產。

為了對家庭消費支出、金融資產及相關控制變量有一個直觀的認識，我們在表2詳細列出了相關變量的描述性統計。

四、實證分析

（一）核心實證結果

根據模型（1），我們首先對全樣本、城鎮和農村家庭的金融資產財富效應進行實證，表3匯報了主要解釋變量和控制變量的回歸結果。實證結果主要有以下發現：①從全樣本來看，家庭儲蓄和風險性金融資產的回歸系數分別為0.035和0.014，且在1%的顯著性水平下均為正，即儲蓄和風險性金融資產每增加1%，家庭總的消費支出分別增加3.5%和1.4%，表明儲蓄和風險性金融資產均存在正向財富效應，驗證了研究假說1;②城鄉樣本的回歸表明，金融資產的正向財富效應在城鄉家庭均存在，總體來看，城鎮家庭大于農村家庭，體現出城鄉異質性，驗證了研究假說2;③不管是全樣本還是城鄉子樣本，儲蓄性金融資產的財富效應均顯著大于風險性金融資產;④其他控制變量，如婚姻狀況、家庭收入和房產情況對城鄉家庭金融資產財富效應的大小也有顯著影響。

為了測度家庭金融資產財富效應對不同類型消費支出的影響，我們根據表1的分類，對家庭食品消費、剛性消費、彈性消費，在全樣本進行分別回歸，表4匯報了回歸結果。實證結果發現：①整體來看，金融資產財富效應對三種類型消費支出的回歸系數均在1%的顯著性水平下為正，表明儲蓄和風險性金融資產對家庭食品消費、剛性消費、彈性消費均有顯著的財富效應，再次支持金融資產財富的存在性。②具體來看，儲蓄性金融資產每增加1%，家庭食品消費、剛性消費和彈性消費支出分別增加3.7%、3.9%和13.1%;風險性金融資產每增加1%，家庭食品消費、剛性消費和彈性消費支出分別增加0. 3%、1.6%和2.8%，儲蓄性金融資產的財富效應均大于風險性金融資產。③從回歸系數的大小來看，金融資產的財富效應對食品消費支出影響最小，剛性消費支出次之，對彈性消費支出的影響最大，即當金融資產價值變化時，家庭食品消費支出和剛性消費支出變化相對較小，家庭文化娛樂、旅游類彈性支出變化更大，驗證了研究假說3。

基于我國存在明顯的城鄉二元特征，我們進一步將不同類型的消費支出進行城鄉對比，表5匯報了回歸結果。城鄉樣本的回歸結論與全樣本基本一致，除了風險性金融資產對農村家庭食品消費支出影響不顯著外，儲蓄性金融資產和風險性金融資產對不同類型消費支出均有顯著的正向作用;儲蓄性金融資產的財富效應大于風險性金融資產;整體上，金融資產財富效應對食品消費影響最小，剛性消費次之，彈性消費影響最大。值得注意的是，雖然金融資產總的財富效應是城鎮大于農村，但具體不同類型的消費支出，也存在一些城鄉差異，如儲蓄性金融資產對食品消費支出的影響就存在農村明顯大于城鎮的證據。

注：***、**和*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平，第（1）（2）（3）列是全樣本、城鎮樣本和農村樣本的回歸結果，估計中控制了省份作為固定效應，為了節省篇幅，結果沒有報告，以下相同。

為了衡量不同收入層次與家庭金融資產財富效應的關系，我們參考Guiso等的做法，以全樣本收入的中位數4. 4923萬元為臨界值，將樣本分為低收入樣本和高收入樣本，對食品支出、剛性支出和彈性支出分別在高、低收入樣本進行回歸，進一步研究家庭金融資產對不同收入群體的影響，表6對回歸結果進行了匯報。從回歸結果我們可以發現：①不管是低收入樣本還是高收入樣本，儲蓄和風險性金融資產的回歸系統均在1%的顯著性水平下為正，表明金融資產的財富效應在高、低收入群體均顯著存在;②金融資產的財富效應對食品支出影響最小，剛性支出次之，彈性支出財富效應最大，這一現象在高、低收入家庭均存在;③儲蓄性金融資產的財富效應顯著大于風險性金融資產，金融資產財富效應在低收入家庭顯著大于高收入家庭，且這種現象在食品支出、剛性支出和彈性支出均存在。

（二）內生性問題

內生性問題在本文存在的可能性較弱，主要有三方面原因，第一，本文模型控制變量的篩選是經過由多到少，逐項剔除回歸不顯著的解釋變量，盡量避免遺漏變量導致的內生性。通過增加更多的控制變量，盡可能減弱內生性的影響，以期能更準確地估計家庭金融資產的財富效應。第二，核心解釋變量和控制變量均是基于已有的大量研究成果來進行篩選的，收入、教育程度、婚姻狀況等變量對家庭金融資產的財富效應有重要影響，本文在模型中加入了這些起主要影響力的解釋變量，即已經控制住了重要的影響因素，目的是為了研究家庭儲蓄和風險性金融資產本身的財富效應。第三，本文研究的核心問題是家庭儲蓄和風險性金融資產的財富效應，即金融資產價值變化對消費支出的影響。金融資產的價值增減主要取決于宏觀金融市場，但微觀家庭的消費對宏觀金融市場的影響微乎其微。因而，金融資產價值變化影響家庭消費，但家庭消費卻不會影響金融資產價值的變化，即兩者不存在反向因果關系。

（三）穩健性檢驗

1.考慮家庭房產價值。根據西南財經大學發布的《2018中國城市家庭財富健康報告》顯示，中國家庭住房資產在家庭總資產中占比77. 7%，遠高于美國的34. 6%。房產作為家庭最主要的資產，既是家庭的耐用消費品，為家庭長期提居住服務，也是投資品，為家庭資產保值增值提供投資渠道。特別是房產作為投資品可以通過銀行按揭貸款提高家庭財務杠桿，這也是我國“炒房”現象普遍存在的重要原因。一方面，房產的投資屬性對家庭金融資產具有顯著的擠出效應，另一方面，在國內房產價格快速上升的過程中，房產賬面價值大幅增加形成的財富效應，刺激家庭消費支出。綜上，房產作為家庭最主要的資產，為了檢驗金融資產的財富效應是否受房產的影響，我們引入家庭房產價值（housing），并取對數作為解釋變量進行回歸，表7對回歸結果進行了匯報。

從回歸結果來看，全樣本中家庭房產價值的回歸系數為0.009，在1%的置信水平顯著正相關，即城鄉家庭房產市值每提高1%，家庭消費支出增加0. 9%，驗證了房產對家庭消費的財富效應。但與未引入房產價值的回歸結果相比，家庭儲蓄性金融資產和風險性金融資產回歸系數及顯著性并沒有明顯的變化。除風險性金融資產在農村的財富效應不顯著外，儲蓄和風險性金融資產的財富效應仍然在1%的顯著性水平下為正?；貧w結果表明，即便在考慮房產價值后，家庭金融資產仍存在顯著的財富效應，故家庭金融資產的財富效應估計結果是顯著的。我們用同樣的方法，對食品支出、剛性支出和彈性支出分城鄉樣本進行再次檢驗，結果驗證了金融資產價值變化對城鄉家庭各種類型的消費支出均有顯著財富效應。整體來看，雖然房產具有正向財富效應，且該效應對食品支出最小，剛性支出次之，對彈性支出影響最大，這與金融資產財富效應類似，但房產價值的引入，并沒有對城鄉家庭金融資產財富效應回歸系數產生顯著影響。因而，金融資產對各種類型消費支出的財富效應估計是顯著的。

2.考慮家庭所在的地區特征。本文采用可能影響家庭金融資產財富效應的地區變量進行穩健性檢驗，因為地區變量與經濟狀況、消費習慣和偏好、消費文化、金融生態、金融環境和制度等眾多因素高度相關，我們通過樣本的地區特征，進一步檢驗了家庭金融資產財富效應。根據樣本數據采集的省市來源分為東、中、西部，樣本量分別為18642、9787和8860。表8匯報了穩健性檢驗的估計結果。

從表8的回歸結果來看，除了風險性金融資產在中、西部的財富效應對食品支出不顯著外，家庭儲蓄和風險性金融資產回歸系數均在1%的顯著性水平下為正，表明均存在正向的財富效應。整體來看，儲蓄性金融資產的財富效應大于風險性金融資產;金融資產的財富效應對不同消費類型支出差異明顯，食品消費支出的財富效應最小，剛性支出次之，彈性支出的財富效應最大，與本文結論一致;我們還發現，金融資產財富效應在食品支出和剛性支出上地區差異不大，但彈性消費支出呈現顯著的地區差異。從估計系數及顯著性水平來看，家庭金融資產對消費支出存在顯著的財富效應，因而前面的估計是顯著的。

五、政策啟示

上述研究結論證實，金融資產財富效應能顯著促進家庭消費支出，但不同家庭、不同類型的消費有明顯異質性。當前國際貿易環境的惡化和新冠疫情的全球持續蔓延，出口拉動經濟增長不確定性增大，傳統過于依賴出口拉動經濟增長的模式受到明顯負面影響。認清國內家庭消費對經濟增長的拉動作用，通過提高消費信心，刺激國內家庭消費，真正發揮消費拉動經濟增長的作用，既是經濟增長方式轉型的必然選擇，也是改善家庭消費支出結構的重要途徑。但我國存在地區經濟發展不均衡，城鄉收入差距大的二元現實格局，如何發揮金融市場的財富效應，根據財富效應的異質性實施差異化的消費激勵政策，既能優化各層次微觀家庭的收入消費結構，也能促進宏觀經濟的持續穩定增長。綜上所述，提出以下政策建議。

（一）降低對傳統出口導向型經濟增長方式的依賴度，發揮消費對經濟的拉動作用

面對當前疫情沖擊和貿易保護，我們認識到經濟增長方式轉型的必要性和緊迫性，需要對傳統過度依賴出口、忽視內需消費的經濟模式進行糾偏。疫情沖擊既是我們傳統經濟面臨的挑戰，也是轉變經濟增長的歷史機遇。通過政策刺激消費拉動內需，是改變經濟增長方式的重要渠道，但我們要認識到金融資產財富效應對不同消費類型的邊際影響不同。因而消費刺激政策要考慮家庭收入層次和不同消費類型的彈性，重點要深入挖掘中西部地區和中低收入家庭未釋放的消費潛力，夯實吃、穿、住、行基本性消費，發展綠色、高端、可持續消費。通過財政轉移支付、稅收減免、消費刺激等方式，引導家庭進行合理消費，真正發揮消費對經濟增長的穩定基礎作用。

（二）鼓勵發展普惠金融，進行金融市場改革，形成金融資產財富增值的示范效應

我國的金融市場，長期與宏觀經濟發展水平背離，儲蓄金融資產收益下降，風險金融資產投機交易氛圍較重，市場處于寬幅震蕩格局，財富增值的示范效應并不顯著。因而，需要對風險金融市場進行深層次的改革，為家庭通過金融市場來分享經濟發展成果提供渠道，通過金融資產的直接和間接的財富效應促進社會消費。同時，充分運用金融科技和大數據手段，鼓勵金融機構發展普惠金融，提高中低收入家庭金融可得性。借力智能手機的普及，為家庭獲得金融教育和參與金融市場提供快捷的渠道，提高金融決策的專業性和效率。

（三）進一步完善收入分配和消費機制建設，縮小城鄉家庭收入和消費差距

雖然城鄉家庭吃、穿、住的基本消費需求已解決，但仍存在城鄉收入差異大、地區消費不平衡問題。需要認識到農村家庭的消費仍有很大的釋放空間，通過實施城鄉一體化，實現鄉村振興，推動農村家庭收入的持續增長，增強農村消費的內生動力，縮小城鄉收入和消費差距;對于城鎮較高收入群體，鼓勵進行文化娛樂、旅游消費，優化家庭消費結構，逐步構建多層次的家庭消費體系。同時，需要繼續實施城鎮化，通過城鎮家庭的消費文化逐漸改變農村家庭的消費觀念，避免農村消費斷層，引導城鄉家庭消費升級，這也是社會經濟發展的必然結果。

（四）完善社會保障體系，降低家庭的預防性儲蓄和目標性儲蓄動機

由于二元社會保障體系導致廣大中低收入家庭、農村家庭存在養老、醫療、教育、購房等預防性儲蓄和目標性儲蓄，對家庭金融資產選擇和消費支出均產生顯著的擠出效應。當前，我國社會保障雖然覆蓋面廣，但大量中低收入家庭、農村家庭保障程度低。因而，提高中低收入群體的社會保障程度，降低預防性儲蓄動機;堅持“房住不炒”的調控措施，減少目標性儲蓄需求，逐步解決家庭“不敢、不愿”消費的問題。

注釋：

①原調查問卷有6個選項，分別為未婚、已婚、同居、分居、離婚喪偶，分別取值1-6，本文對數據進行合并，將已婚和同居的家庭取值為1共31773戶，未婚、分居、離異和喪偶取值為0共5463戶。

②談變量采用評分法對原始數據利率、通脹、風險三個問題進行整理，回答正確的計為1，錯誤或不知道的計為0，然后將三個問題進行加總代表金融知識，取值o～3分代表答對的題數.0分代表全部答錯或不知道，3分表示全部答對。

③CHFS中專門針對家庭風險態度設置了提問：[A4003]“若有一筆資產，您愿意選擇哪種投資項目？1.高風險高回報。2.略高風險，略高回報。3.平均風險，平均回報。4.略低風險，略低回報。5.不愿意承擔任何風險。6.不知道?！睘榱伺c以往文獻保持一致，本文按照傳統定義，將選項1和選項2合并為風險偏好類型家庭，將遘項3作為風險中性類型家庭，將選項4和選項5合并為風險厭惡類型家庭，選項6不知道視同缺失值。由題目可以看出，整理后，風險偏好取值為1，風險中性取值為2，風險厭惡取值為3，該分類變量值越大，其風險厭惡程度越高。

④該保險包括城鎮職工基本醫療保險、城鎮居民基本醫療保險、新型農村合作醫療保險、城鄉居民基本醫療保險、公費醫療、商業醫療保險、企業補充醫療保險、大病醫療統籌、社會互助等。

⑤該房產根據調查問卷整理得出，包括察庭持有住房及商鋪的市場價值（不舍租賃和免費居住的房產）。

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責任編輯：彭銀春