田青　董曉宇

摘要：本文利用CHFS數(shù)據(jù)，通過分位數(shù)回歸模型，研究了我國城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)存量及其結(jié)構(gòu)對其消費(fèi)行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無房家庭和有房家庭的消費(fèi)支出都受收入、實(shí)物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的影響；有房家庭的消費(fèi)支出與我們對現(xiàn)實(shí)的認(rèn)知和消費(fèi)理論更符合；不論高收入還是低收入有房家庭消費(fèi)都明顯受其住房價值影響，對低收入家庭的影響更明顯；風(fēng)險資產(chǎn)變動對低收入家庭消費(fèi)沒有影響，無風(fēng)險資產(chǎn)變動對高收入家庭消費(fèi)沒有影響，總體來看無風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響更大；養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險等社保賬戶資金雖然不能當(dāng)期使用，但卻是中低收入家庭良好的預(yù)期保障，對當(dāng)前消費(fèi)有促進(jìn)作用；居民金融資產(chǎn)配置最高的是無風(fēng)險的通貨和存款；家庭普遍現(xiàn)象是財產(chǎn)性收入少，財產(chǎn)性收入對消費(fèi)的貢獻(xiàn)?。褐械褪杖氲哪行詰糁骷彝ハM(fèi)低于女性戶主家庭；高學(xué)歷和婚姻狀態(tài)正常的家庭消費(fèi)更高。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)；家庭消費(fèi)；消費(fèi)行為：分位數(shù)回歸模型

中圖分類號：F830

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2017）05-0115-08

一、問題的提出

自Modigliani提出生命周期理論之后，關(guān)于財富對消費(fèi)的影響更激發(fā)了學(xué)者們的研究興趣。Elliott分析了家庭金融財富、非金融財富與消費(fèi)支出之間的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)非金融財富對消費(fèi)支出的影響不顯著。Davis和Palumbo采用美國宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，認(rèn)為居民總資產(chǎn)若增加1美元，其總消費(fèi)會隨之增加3-5美分，但金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)對消費(fèi)的影響各不相同。Dynan和Maki使用1983-1989年美國家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)持有股票的家庭其消費(fèi)支出會跟隨股票價格變化而同方向變化。但不持有股票的家庭其消費(fèi)不受股價影響。Case等分別從美國國家層面和州層面對金融資產(chǎn)、住房資產(chǎn)與消費(fèi)支出之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為住房資產(chǎn)對家庭的消費(fèi)性支出具有顯著影響。且影響大于金融資產(chǎn)。Bostic等將美國的兩個微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，研究了金融資產(chǎn)與住房資產(chǎn)的消費(fèi)效應(yīng)，結(jié)果表明住房資產(chǎn)對消費(fèi)的彈性系數(shù)為0.044-0.065，而金融資產(chǎn)的消費(fèi)彈性系數(shù)為0.007-0.023，住房資產(chǎn)對消費(fèi)的影響更大一些，且家庭的耐用品消費(fèi)與非耐用品消費(fèi)行為存在差異。Bonis和Silvestrini利用1997-2008年間11個OECD國家的宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)居民金融資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向比住房資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向大。Sousa對1980-2007年歐元區(qū)的情況進(jìn)行了研究，認(rèn)為金融資產(chǎn)對消費(fèi)的影響較大且顯著，而住房資產(chǎn)對消費(fèi)的影響效應(yīng)接近于零且不顯著。Peltonen等使用14個新興國家的數(shù)據(jù)對家庭財富與消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)亞洲國家的房產(chǎn)財富效應(yīng)正在不斷增加，在股市資本化程度高的國家金融資產(chǎn)財富效應(yīng)較強(qiáng)，而收入水平或者金融發(fā)展水平較低的國家房產(chǎn)財富效應(yīng)更顯著。

駱祚炎采用城鎮(zhèn)居民1985-2005年的宏觀年度數(shù)據(jù)，分析了我國居民金融資產(chǎn)與住房資產(chǎn)對消費(fèi)的影響，認(rèn)為住房資產(chǎn)對消費(fèi)的影響大于金融資產(chǎn)對消費(fèi)的影響，但二者的影響效應(yīng)都較為微弱。魏鋒基于誤差修正模型，分析和對比了我國股票市場以及住房市場的財富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)市場具有擴(kuò)張的財富效應(yīng)，而股票市場具有收縮的財富效應(yīng)。鄒紅和黃慧麗使用我國城鎮(zhèn)家庭1999-2009年季度數(shù)據(jù)。分析了居民資產(chǎn)對消費(fèi)的影響，結(jié)果顯示我國房地產(chǎn)市場對居民消費(fèi)影響顯著，其財富效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于股票市場的財富效應(yīng)。田青對我國2001-2009年的居民金融資產(chǎn)與實(shí)物資產(chǎn)進(jìn)行了估算，并分析了二者對消費(fèi)的影響，認(rèn)為家庭資產(chǎn)會對消費(fèi)產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，其中實(shí)物資產(chǎn)對消費(fèi)的影響作用較強(qiáng)，居民儲蓄和股票資產(chǎn)對當(dāng)期消費(fèi)會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。而其他類型金融資產(chǎn)對消費(fèi)的影響不顯著。樂長根和辜宏強(qiáng)運(yùn)用2003-2010年季度數(shù)據(jù)，使用誤差修正模型分別對居民股票資產(chǎn)、儲蓄資產(chǎn)、住房資產(chǎn)與消費(fèi)變動之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)股市存在微弱的負(fù)財富效應(yīng)，住房市場的正財富效應(yīng)相對顯著，儲蓄資產(chǎn)從短期來看具有負(fù)財富效應(yīng)，在長期則有正財富效應(yīng)。謝堊采用我國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，首次在微觀層面上探究了家庭資產(chǎn)對消費(fèi)的影響，認(rèn)為對于擁有自有住房者而言，房產(chǎn)的消費(fèi)彈性明顯大于金融資產(chǎn)的消費(fèi)彈性。張大永和曹紅使用我國家庭金融微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了家庭住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)及其他實(shí)物資產(chǎn)對消費(fèi)的影響。研究結(jié)果表明，擁有自有住房與否、住房的價值和金融資產(chǎn)規(guī)模等因素都對家庭消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響，且住房資產(chǎn)對消費(fèi)的影響大于金融資產(chǎn)。進(jìn)一步分析認(rèn)為，無風(fēng)險金融資產(chǎn)對非耐用品消費(fèi)產(chǎn)生較大影響，而風(fēng)險金融資產(chǎn)對耐用品消費(fèi)影響更大。陳訓(xùn)波和周偉使用2008年的我國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了我國城鎮(zhèn)不同類型家庭財富對消費(fèi)的影響，認(rèn)為家庭各類資產(chǎn)對居民消費(fèi)的影響顯著，且金融資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向高于房產(chǎn)。家庭人口數(shù)量和戶主特征等因素也對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。李濤和陳斌開基于微觀家庭數(shù)據(jù)，區(qū)分和比較了家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和非生產(chǎn)性住房資產(chǎn)對居民消費(fèi)的影響，考察了家庭資產(chǎn)對居民消費(fèi)的“資產(chǎn)效應(yīng)”和“財富效應(yīng)”。研究發(fā)現(xiàn)，家庭住房資產(chǎn)主要呈現(xiàn)出消費(fèi)品屬性，只存在微弱的“資產(chǎn)效應(yīng)”而不存在“財富效應(yīng)”。相反，家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)具有明顯的“資產(chǎn)效應(yīng)”和“財富效應(yīng)”。張屹山等分析了我國居民收入與金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村家庭，財產(chǎn)性收入對消費(fèi)的促進(jìn)作用都不顯著，原因是我國居民財產(chǎn)性收入在總收入中的占比較低。李波利用我國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，從理論和實(shí)證角度論證了金融風(fēng)險資產(chǎn)對消費(fèi)支出的財富效應(yīng)與風(fēng)險效應(yīng)，認(rèn)為兩者存在替代關(guān)系，隨著家庭金融資產(chǎn)的持有權(quán)重提高，資產(chǎn)財富的邊際消費(fèi)傾向增加，資產(chǎn)風(fēng)險的預(yù)防性儲蓄傾向也隨之增加。

上述研究的結(jié)果表明，不同國家、不同家庭的財富對消費(fèi)的影響各不相同，尤其在我國，利用微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行這一領(lǐng)域的研究近幾年才展開，研究的內(nèi)容還有待進(jìn)一步深入。本文擬利用我國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（China Household FinanceSurvey，CHFS），研究我國城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)、住房資產(chǎn)以及非住房實(shí)物資產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響，特別地，本文將采用分位數(shù)回歸模型，重點(diǎn)研究不同收入水平家庭的消費(fèi)影響因素。并將家庭金融資產(chǎn)細(xì)分為無風(fēng)險資產(chǎn)、風(fēng)險資產(chǎn)和社保賬戶資產(chǎn)，分別研究不同類別的金融資產(chǎn)與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系，回答家庭特征變量對家庭消費(fèi)的影響程度。

二、樣本選擇、變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）樣本選擇

本文使用的數(shù)據(jù)來源于CHFS 2011年的全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)。CHFS是西南財經(jīng)大學(xué)我國家庭金融調(diào)查與研究中心進(jìn)行的一項(xiàng)全國性的全面系統(tǒng)的入戶追蹤調(diào)查，涵蓋了全國25個省（市、區(qū)）、80個縣、320個社區(qū)共8 438戶家庭，個人信息的樣本量為29463人，具有廣泛的地域代表性及大樣本性質(zhì)。CHFS針對性較強(qiáng)，擁有居民家庭各項(xiàng)金融資產(chǎn)的詳細(xì)信息，全面客觀地反應(yīng)了當(dāng)前我國家庭金融的基本狀況。通過與國家統(tǒng)計(jì)局公布的可比數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)與國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)基本一致，說明CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)的高質(zhì)量與可信度。

在數(shù)據(jù)處理過程中。首先將存在缺失值和異常值的家庭剔除，然后根據(jù)以下原則對樣本進(jìn)行篩選：（1）戶主年齡限制在20-65歲，這部分家庭是當(dāng)前社會主要消費(fèi)群體，且數(shù)據(jù)缺失較少。（2）部分低收入家庭的收入僅來源于政府補(bǔ)貼，不具備代表性，因此，將收人最低5%的家庭剔除。最終獲得有效樣本2888個。

（二）變量定義

結(jié)合CHFS的數(shù)據(jù)，本文給出變量定義如表1所示。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析

由我國城鎮(zhèn)家庭關(guān)鍵指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，從金融資產(chǎn)上看，我國城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)均值為86030.00元，其中風(fēng)險金融資產(chǎn)為28926.20元，無風(fēng)險金融資產(chǎn)為57103.80元，即大多數(shù)家庭持有的無風(fēng)險資產(chǎn)遠(yuǎn)高于風(fēng)險資產(chǎn)。此外，家庭擁有的社保賬戶資金不容忽視，達(dá)到23220.60元；從實(shí)物資產(chǎn)上看，城鎮(zhèn)家庭擁有的住房資產(chǎn)價值達(dá)632283.00元，遠(yuǎn)高于其他實(shí)物資產(chǎn)的價值；①此外，樣本中的家庭規(guī)?；痉衔覈蠖鄶?shù)城鎮(zhèn)家庭為三口之家的狀況；約有16%的家庭戶主具有大學(xué)本科及以上學(xué)歷；戶主中68%為男性，89%已婚。

（二）有房家庭消費(fèi)支出的分位數(shù)模型估計(jì)及影響結(jié)果分析

根據(jù)模型（3）估計(jì)家庭資產(chǎn)對有房家庭支出的回歸結(jié)果如表2所示。由表2可知：

第一，家庭金融資產(chǎn)顯著影響家庭消費(fèi)，并隨收入水平的提高影響程度逐步下降。金融資產(chǎn)的消費(fèi)彈性在1%顯著水平下顯著為正，說明有房家庭消費(fèi)明顯與家庭金融資產(chǎn)有關(guān)，從數(shù)量上看，收入水平越低的家庭對財富越敏感，收入水平越高的家庭，財富對家庭消費(fèi)的影響越小。

第二，住房資產(chǎn)顯著影響家庭消費(fèi)，且住房資產(chǎn)對消費(fèi)的彈性大于金融資產(chǎn)對消費(fèi)的彈性，隨著收入水平的提高住房資產(chǎn)對家庭消費(fèi)影響程度逐步下降。住房資產(chǎn)對于消費(fèi)支出的彈性在1%顯著水平下顯著為正，說明不論高收入還是低收入家庭的消費(fèi)支出都與其所擁有的住房資產(chǎn)顯著正相關(guān)，越是低收入家庭，住房資產(chǎn)對消費(fèi)的影響越強(qiáng)烈。與金融資產(chǎn)相比，無論哪一類收人群體，其家庭消費(fèi)都受住房資產(chǎn)的影響更大。我國城鎮(zhèn)有房家庭的住房資產(chǎn)均值為632283.00元，遠(yuǎn)高于金融資產(chǎn)均值86030.00元的水平，因此，筆者認(rèn)為，住房資產(chǎn)的保障作用對消費(fèi)的影響明顯大于金融資產(chǎn)對消費(fèi)的促進(jìn)作用。

第三，家庭可支配收入是影響家庭消費(fèi)的關(guān)鍵因素，家庭的收入消費(fèi)彈性隨收入增加而減小。所有變量中，消費(fèi)的收入彈性最大，且都在1%顯著水平下為正。隨著收入的增加，家庭消費(fèi)的收入彈性漸次變小，這正如凱恩斯消費(fèi)理論所述，邊際消費(fèi)傾向隨著收入的增加而減少。

第四，非住房類實(shí)物資產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響高于預(yù)期，且隨著家庭收入的增加，對家庭消費(fèi)的影響隨之增加。非住房類實(shí)物資產(chǎn)大致包括汽車、相機(jī)、空調(diào)或奢侈品等眾多耐用品以及字畫等藝術(shù)品，這類資產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響比我們預(yù)期的要大，僅次于收入對消費(fèi)的影響，并且隨著家庭收入的增加，對家庭消費(fèi)的影響隨之增加。

第五，中等收入家庭的消費(fèi)支出受家庭規(guī)模的影響大于低收入和高收入家庭。家庭規(guī)模對家庭消費(fèi)的影響在五個分位點(diǎn)上均顯著為正，其中在Q50分位點(diǎn)的系數(shù)最大為0.071，總體呈現(xiàn)倒u型狀態(tài)。消費(fèi)支出與家庭成員人數(shù)正相關(guān)毋庸置疑。對于中等收入家庭來說，家庭人員增加相應(yīng)的消費(fèi)支出必然增加。但對于高收入家庭來說，家庭成員增加多出的開支對家庭總體消費(fèi)的影響不大，換言之，增加一個人的開支占家庭總消費(fèi)中的比重相對較?。簩τ诘褪杖爰彝碚f，也許多一個孩子的投資僅限于多了基本的生存性消費(fèi)，占總體家庭消費(fèi)的比重也不大。因此，表現(xiàn)出家庭規(guī)模對家庭消費(fèi)的影響隨著收入水平的提高呈現(xiàn)倒u型狀態(tài)。

第六，戶主學(xué)歷對最高收入家庭的影響不顯著，對其他收入水平家庭的影響差別不大。估計(jì)結(jié)果顯示，戶主學(xué)歷高的家庭其消費(fèi)支出也高，這是由于學(xué)歷高一般伴隨著收入水平高。相應(yīng)地消費(fèi)水平也高。但對于特別高收入的家庭來說，其收入水平或者由于創(chuàng)業(yè)、機(jī)遇和繼承等原因，其學(xué)歷水平已不是主要因素。

第七，中低收入的男性戶主家庭消費(fèi)低于女性戶主家庭，高收入家庭的戶主性別對家庭消費(fèi)影響不顯著。這是我們根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果得出的一個有趣的結(jié)論。戶主性別對家庭消費(fèi)的影響在Q10、Q30和Q50分位點(diǎn)均顯著為負(fù)，在Q70、Q90分位點(diǎn)上則不顯著，即男性戶主低收入家庭的消費(fèi)比女性戶主低收入家庭的消費(fèi)少16.6%，次低收入和中等收入男性戶主家庭相對女性戶主家庭少消費(fèi)7.4%和3.9%。

在我國傳統(tǒng)中，家庭戶主通常為男性，戶主為女性的家庭更多為離異和未婚家庭。在高收入家庭，戶主性別不影響家庭消費(fèi)容易理解，但在中低收入家庭中，筆者認(rèn)為產(chǎn)生前述現(xiàn)象可能有兩個主要原因：一是女性戶主如果離異，她很可能需要進(jìn)入下一段婚姻，在這期間就需要保持一定的“面子”消費(fèi)，并且不需要為下一段婚姻積累資金。而如果是離異的男性戶主，他為了下一段婚姻則更可能需要積累資金，節(jié)儉消費(fèi)。二是女性戶主如果再婚。通常她就是家庭住房的擁有者，而她又處于中低收入家庭，很可能意味著她的家庭住房是靠相對有錢的娘家資助的，在有外來經(jīng)濟(jì)資助情況下，家庭消費(fèi)支出可以更高。

第八，正?；橐鰻顟B(tài)對中低收入家庭的消費(fèi)具有促進(jìn)作用，對高收入家庭影響不顯著。估計(jì)結(jié)果顯示。戶主婚姻狀態(tài)對家庭消費(fèi)的影響在Q10、Q30和Q50分位點(diǎn)上分別為0.108、0.212和0.136（在Q70和Q90分位點(diǎn)上不顯著），也就是說，婚姻狀態(tài)正常家庭的消費(fèi)水平要高于離異、未婚家庭，而高收入家庭則不受戶主婚姻狀態(tài)的影響?；橐鰻顟B(tài)正常的中低收入家庭一般來說收入來自于夫妻雙方，高于離異或未婚家庭，從數(shù)據(jù)上看，消費(fèi)增加在10%-20%左右。

（三）無房家庭消費(fèi)支出的分位數(shù)模型估計(jì)及影響結(jié)果分析

根據(jù)模型（3）估計(jì)家庭資產(chǎn)對無房家庭支出的回歸結(jié)果如表3所示。

由表3可知：

第一，家庭金融資產(chǎn)顯著影響家庭消費(fèi)，高收入無房家庭對金融資產(chǎn)相對更敏感。由估計(jì)結(jié)果可知，消費(fèi)支出的金融資產(chǎn)彈性都顯著為正，說明無房家庭消費(fèi)同樣與家庭金融資產(chǎn)有關(guān)。樣本數(shù)據(jù)顯示，有房家庭的平均收入和平均金融資產(chǎn)比無房家庭分別高出23%和50%，也即我國的無房家庭通常是收入相對較低的家庭。無房家庭中的高收入家庭最有可能購房。這類家庭必須攢錢購房，所以對財富最敏感。

第二，家庭可支配收入是無房家庭消費(fèi)的最重要影響變量。與其他變量相比，無房家庭的消費(fèi)收入彈性最大，且明顯高于有房家庭的消費(fèi)收入彈性，但無房家庭的消費(fèi)與收入之間沒有呈現(xiàn)明顯的由收入引起的變化，甚至高收入家庭的彈性相對較大。這也是因?yàn)闊o房家庭大部分屬于相對低收入家庭，沒有足夠的資金用于購房和消費(fèi)，對收入敏感。

第三，非住房類實(shí)物資產(chǎn)對無房家庭消費(fèi)的影響較大。非住房類實(shí)物資產(chǎn)對無房家庭消費(fèi)的影響僅次于收入對消費(fèi)的影響，但影響程度并未隨著家庭收入的變化成規(guī)律性變化。

總體來看，無房家庭與有房家庭的消費(fèi)支出都受收入、實(shí)物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的影響，但影響強(qiáng)度卻不同。有房家庭的消費(fèi)支出與我們對現(xiàn)實(shí)的認(rèn)知更吻合，而無房家庭中不同收入水平家庭的各個變量系數(shù)沒有呈現(xiàn)規(guī)律變動。從模型對各變量不同分位點(diǎn)上的系數(shù)斜率相等檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，不同分位點(diǎn)上的系數(shù)（D1除外）都不能拒絕斜率相等的假設(shè)，也即各分位點(diǎn)上的系數(shù)斜率可以認(rèn)為沒有顯著差別。雖然無房家庭的收入有高低之分，但由于普遍收入較低、金融資產(chǎn)較少、又都沒有住房資產(chǎn)，因此，無房家庭普遍需要節(jié)儉開支、壓縮消費(fèi)、攢錢買房，總體上他們處于同一消費(fèi)水平，屬于同一種消費(fèi)群體。

（四）無風(fēng)險金融資產(chǎn)和風(fēng)險金融資產(chǎn)對有房家庭消費(fèi)支出的影響分析模型（4）的分位數(shù)回歸結(jié)果如表4所示。

對表2和表4相同變量的系數(shù)變化進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，將廣義金融資產(chǎn)劃分為無風(fēng)險金融資產(chǎn)、風(fēng)險金融資產(chǎn)和社保賬戶余額后，估計(jì)的系數(shù)基本不變。趨勢則完全沒有改變，說明模型是非常穩(wěn)健的。這里，我們僅分析家庭無風(fēng)險金融資產(chǎn)、風(fēng)險金融資產(chǎn)和社保賬戶余額對家庭消費(fèi)的影響。

第一，無風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費(fèi)影響最大，且其彈性系數(shù)隨收入的增加而減少。隨著家庭收入水平的提高，無風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響程度漸次減小。從描述性統(tǒng)計(jì)分析即可以看出，我國城鎮(zhèn)家庭無風(fēng)險資產(chǎn)大致是風(fēng)險資產(chǎn)的兩倍，且低收入家庭無風(fēng)險資產(chǎn)配置的比重更高，而高收入家庭風(fēng)險資產(chǎn)的配置比重更高，①上述結(jié)論正是消費(fèi)理論和我國家庭金融資產(chǎn)配置狀況決定的，低收入家庭無風(fēng)險金融資產(chǎn)對消費(fèi)的保障作用更明顯。

第二，風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費(fèi)性支出的影響微弱，收入越高，家庭消費(fèi)的風(fēng)險金融資產(chǎn)彈性越大。在家庭金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)中，高收入家庭更傾向于配置風(fēng)險金融資產(chǎn)，其數(shù)量更多、比重更高、種類也更豐富。本文的估計(jì)結(jié)果與實(shí)際情況完全相符。最低收入10%的家庭消費(fèi)對風(fēng)險金融資產(chǎn)不敏感，最可能的情況是這部分家庭沒有或僅有極少的風(fēng)險性金融資產(chǎn)。隨著收入的增加，家庭消費(fèi)的風(fēng)險金融資產(chǎn)彈性漸次增大，在最高收入的10%家庭中，其風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響最高，彈性為1.6%。

第三，社保賬戶余額對消費(fèi)的影響隨家庭收入的增加而減弱。對于低收入家庭來說這是一筆不可忽視的財富，即使目前不能直接使用，但仍是可以預(yù)期的個人財富，對穩(wěn)定當(dāng)前消費(fèi)具有重要作用。而對于高收入家庭來說，其家庭收入支付當(dāng)前消費(fèi)綽綽有余，社保賬戶余額不會對當(dāng)前消費(fèi)有任何影響。

四、結(jié)論及討論

第一，無論是有房家庭還是無房家庭，家庭財富都是影響家庭消費(fèi)的重要因素。有房家庭中的低收入者對財富更敏感；無房家庭中的高收入者對財富更敏感。我國家庭擁有無風(fēng)險金融資產(chǎn)的比重兩倍于風(fēng)險金融資產(chǎn)，因此，無風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費(fèi)的影響更大。

第二，對有房家庭而言，無風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的比重隨家庭收入的提高而遞減，風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的比重隨家庭收入的提高而遞增。低收入家庭的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中無風(fēng)險金融資產(chǎn)比重最高，風(fēng)險金融資產(chǎn)比重最低，風(fēng)險金融資產(chǎn)的變動對家庭消費(fèi)沒有影響。高收入家庭正好相反，無風(fēng)險金融資產(chǎn)對其家庭消費(fèi)沒有影響。

第三，社保賬戶資產(chǎn)在家庭財富中占有較大比重，大約占廣義家庭金融資產(chǎn)的20%以上，占低收入家庭金融資產(chǎn)的比重更高達(dá)25%。雖然這是一筆不能當(dāng)期使用的資產(chǎn)，但卻是中低收入家庭良好的預(yù)期保障，因此，做好社會保障工作對提高我國城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)支出具有重要意義。

第四，對有房家庭而言，不論高收入還是低收入家庭的消費(fèi)支出都與其所擁有的住房資產(chǎn)顯著正相關(guān)，且越是低收入家庭，住房資產(chǎn)對消費(fèi)的影響越強(qiáng)烈。與金融資產(chǎn)相比，無論哪一類收人群體，其家庭消費(fèi)都受其擁有的住房資產(chǎn)的影響更大。是否擁有住房、是否需要為購房積累資金，這些選擇都會影響家庭消費(fèi)支出。

第五，汽車、相機(jī)、空調(diào)或奢侈品等非住房實(shí)物資產(chǎn)通常具有消耗性，家庭擁有這類資產(chǎn)越多，基于該類資產(chǎn)的支出越多，但這些資產(chǎn)正是消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的趨勢和方向。因此，政府還需不斷在政策上向中低收入階層傾斜，提高其收入水平和消費(fèi)能力，進(jìn)而促進(jìn)全民生活水平和生活質(zhì)量提高，最終提高社會總需求。

第六，從居民家庭資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)看，發(fā)達(dá)國家居民風(fēng)險金融資產(chǎn)比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于我國。我國居民配置最高的金融資產(chǎn)是無風(fēng)險的通貨和存款，占總資產(chǎn)的71.4%。無風(fēng)險也意味著收益低，越是低收入家庭，風(fēng)險金融資產(chǎn)越少，即財產(chǎn)性收入越少，對消費(fèi)的貢獻(xiàn)越小。因此，增加中低收入家庭可以參與的投資渠道和財產(chǎn)性收入。對于提高廣大中低收入階層消費(fèi)具有促進(jìn)作用。

第七，戶主特征變量對家庭消費(fèi)有比較顯著，的影響：婚姻狀態(tài)、戶主性別、學(xué)歷對于高收入家庭的消費(fèi)影響均不顯著，但對于中低收人家庭則都有顯著影響。一般來說，婚姻狀態(tài)正常的家庭其消費(fèi)水平要高于離異、未婚的家庭：戶主學(xué)歷高的家庭其消費(fèi)支出也高；從性別上看，中低收入的男性戶主家庭消費(fèi)低于女性戶主家庭?？梢?，提高全社會教育水平、提倡家庭和諧，不僅有利于社會穩(wěn)定，也能促進(jìn)消費(fèi)。