盧彬彬，朱曉萌，馬世昌

(北京建筑大學 城市經(jīng)濟與管理學院， 北京 100044)

消費是經(jīng)濟活動的最終目標，是推動國民經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一。黨的十九屆五中全會提出加快培育完整內(nèi)需體系、暢通國內(nèi)大循環(huán)、破除妨礙生產(chǎn)要素市場化配置和商品服務流通的體制機制障礙。擴大內(nèi)需、促進居民消費潛力釋放是構建完整內(nèi)需體系的關鍵。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2014—2016年我國居民最終消費對經(jīng)濟增長的貢獻率從48.8%提升至57.8%，連續(xù)6年成為經(jīng)濟增長的第一拉動力，較好地發(fā)揮了經(jīng)濟增長推動器的作用。2012—2019年，投資和出口增速放緩，消費的穩(wěn)定增長對緩解經(jīng)濟下行壓力起了積極作用，成為經(jīng)濟穩(wěn)定運行的“壓艙石”。

盡管居民消費在經(jīng)濟發(fā)展中的地位和作用越來越顯著，但近年來我國存在居民消費率偏低和消費持續(xù)下行的現(xiàn)象。從居民消費率看，2019年我國居民消費率為39.4%，遠低于美國、德國、英國等西方主要發(fā)達國家57.0%的平均水平；中國居民低消費率難題一直是掣肘中國經(jīng)濟增長的重要問題。從居民消費發(fā)展趨勢看，2012年以來我國社會消費品零售總額增速呈現(xiàn)出下降趨勢。2018年社會消費品零售總額同比名義增速僅為9.0%，出現(xiàn)自2004年以來的首次個位數(shù)增長。新冠肺炎疫情以來，2020年前3季度的社會消費品零售總額同比增長-7.2%，消費增長乏力成為近年來影響我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的主要因素。如何擴大居民消費、以消費需求帶動供給側結構性調整，進而推動中國經(jīng)濟高質量發(fā)展，是現(xiàn)階段經(jīng)濟和社會領域的重要問題。

對于低消費率和持續(xù)消費下行現(xiàn)象及其成因，代表性觀點除了節(jié)儉美德、儲蓄偏好等文化和行為習慣的解釋外，居民消費支出構成中住房、教育、醫(yī)療等支出的擠出效應也被認為是降低居民消費意愿的重要因素。特別是房地產(chǎn)市場的持續(xù)繁榮，使居民住房支出在家庭消費支出結構中所占的比重越來越高。在此背景下，研究我國目前住房支出對城鎮(zhèn)居民消費的作用和影響機制，并通過與發(fā)達經(jīng)濟體居民住房支出的對比，探索我國城鎮(zhèn)居民住房支出的發(fā)展趨勢，在微觀層面對于居民合理配置家庭資產(chǎn)，宏觀層面促進居民消費、調控房地產(chǎn)市場、促進經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展都具有重要意義。

1 研究背景

住房支出同時具有居住和投資雙重屬性。居民購買房屋用于消費時，不僅支付了使用住房服務的費用，也支付了投資于住房以獲得收益的費用[1]。石克春[2]認為引起中國房價存在虛高現(xiàn)象的一個重要因素是對住房性質歸屬的偏頗認知和界定，認為購房即投資，并對住房投資回報存在高預期。楊贊等[3]認為中國居民住房支出的消費決策和投資決策相互影響，共同作用于居民非住房消費，住房成本中使用成本與機會成本的相對值是影響住房和消費關系的重要因素。

基于住房的雙重屬性，國內(nèi)外學者關于住房支出對居民消費的影響效應主要持3種觀點。第一種觀點認為住房支出的增加刺激居民消費。EVREN[4]認為住房支出增加使得居民所持有的住房資產(chǎn)增加，住房資產(chǎn)隨房價上漲產(chǎn)生顯著的財富效應。CATTE等[5]通過研究經(jīng)濟合作與發(fā)展組織國家住房對消費的影響發(fā)現(xiàn)，消費強的國家都具有敏感高效的抵押市場，而對消費較弱的國家來說，抵押市場相對不完善。WILLIAMS[6]研究發(fā)現(xiàn)，比起增加儲蓄減少消費，基本居住支出大幅增長導致更多家庭放棄購房轉向消費，消費率反而得到提升。呂學梁、李江一等[7-8]持相同觀點。第二種觀點認為住房支出的上升會產(chǎn)生負向擠出效應。張亮等[9]通過分析發(fā)現(xiàn)，住房資產(chǎn)作為居民社會地位的象征和資源使用權的來源，對“地位商品”的追逐使得居民住房支出增加，對消費起抑制作用。杭斌等[10]利用2010—2018年中國家庭微觀數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)與高收入家庭相比，低收入家庭住房支出增加對居民消費的擠出作用更為明顯。王青、路聰聰?shù)萚11-12]從消費和投資雙重視角進行研究，均認為我國居民住房支出對居民消費產(chǎn)生顯著擠出作用。第三種觀點以田青等[13]為代表，主要認為住房支出帶來的消費擠出和財富效應可以相互抵消，從而對消費不具有明顯影響。

總的來看，大部分的國外文獻都支持住房支出的財富效應，而國內(nèi)的研究由于住房支出數(shù)據(jù)時間跨度相對不足，加上統(tǒng)計口徑、數(shù)據(jù)分析方法、控制變量等差異，得出的結論相對較為分散[14]。為使研究結果更準確，本文將住房支出區(qū)分為住房購置支出與居住性支出兩類，通過構建時間序列模型，分別探究不同類型住房支出上升對居民消費的影響效應，同時選取成熟房地產(chǎn)市場的代表國家美國，和具有相似購房理念的東亞國家日本作為參照，建立相同時間序列模型進行對比研究，以期對我國擴大內(nèi)需、刺激消費以及推動住房市場平穩(wěn)發(fā)展提出針對性建議。

2 住房支出對居民消費的影響機制

住房支出在國內(nèi)外統(tǒng)計研究中有不同的統(tǒng)計口徑，但一般都包括購房支出、租房支出以及水、電、燃氣的供應支出。本文將住房支出分為購置支出和居住性支出2個部分，前者包括自住和投資，后者包括租房支出和水、電、氣、裝修、維護等日常開支?；谶@種住房支出分類，進一步將城鎮(zhèn)居民分為4類。(圖1)

圖1 住房支出對居民消費的影響機制Fig.1 Influence mechanism of housing expenditure on household consumption

第1類為購房自住者。對該類居民來說，購房支出可能產(chǎn)生兩方面影響。一方面家庭不需要再為購置住房而儲蓄，支出的購房成本轉變?yōu)榧彝ベY產(chǎn)，可作為抵押品進行借貸或直接變現(xiàn)，從而提升居民消費信心；另一方面，高額的住房支出直接減少了家庭可支配收入，而住房作為家庭資產(chǎn)流動性較低，家庭可能會增加預防性儲蓄從而抑制消費。而居住性支出作為純費用支出無法轉化為資產(chǎn)，當這部分支出出現(xiàn)增長時，將對居民消費產(chǎn)生擠出作用。

第2類為住房投資者。對這類居民來說住房主要屬于投資品，期望通過房價上漲而獲得收益。在當前房價穩(wěn)定或保持上升的環(huán)境下，住房支出增加將給這類居民帶來預期財富，從而對其消費起促進作用。

第3類為貸款買房者。由于貸款買房透支了未來可支配收入，為了償還銀行貸款不得不削減當前以及未來一段時間的消費支出，因此住房購置支出對居民消費起擠出作用。居住性支出的上升將造成可支配收入的進一步減少，因此對消費也起抑制作用。

第4類為租房者。這類居民當前主要居住性支出為租金，但其未來購房意愿對消費支出產(chǎn)生較大影響。對有購房意愿的家庭來說，一方面居住性支出的增加意味著需要更多的儲蓄以滿足未來購房需求，此時居民會削減當期消費開支；另一方面，上升的居住性支出可能使部分家庭放棄購房，轉而投向其他非居住消費，從而促進居民消費。對無購房意愿的家庭，居住性支出增加將擠壓可支配收入，從而抑制消費。

3 中國城鎮(zhèn)居民住房支出對消費影響的實證分析

3.1 變量設置

本研究的核心變量為居民消費水平和住房支出2個指標?，F(xiàn)有研究對于居民消費水平一般采用居民收入水平、社會消費品零售總額等指標來衡量，但前者忽略了階段性儲蓄行為對消費的影響以及消費黏性對收入增長的滯后效應；后者難以反映居民在一定時期內(nèi)對貨物和服務最終消費支出的全貌。本文使用國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年報最終消費中的城鎮(zhèn)居民最終消費額來反映居民消費支出狀況，該指標能夠更為全面直接地反映居民為了個人最終消費需求而消耗的全部支出?，F(xiàn)有研究對住房支出指標一般不做區(qū)分，但鑒于住房投資與居住屬性對居民財富以及消費行為影響的差異，本文將住房支出區(qū)分為購置支出與居住性支出2個部分，分別考察這2類住房支出對居民消費的影響。由于收入是消費支出的顯著影響，本文將城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為解釋變量；考慮到消費的黏性與滯后性特征，解釋變量中加入了滯后一期的居民消費支出變量；最后，選取經(jīng)濟發(fā)展水平作為控制變量，使用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量。以上指標中城鎮(zhèn)居民最終消費額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民住房支出數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年報。其中，購置支出數(shù)據(jù)來自房地產(chǎn)業(yè)居民消費，居住性支出為水、電、燃氣消費和住房租賃消費的總計，并結合上海易居房產(chǎn)研究院公開數(shù)據(jù)進行調整，時間跨度為1992—2019年。

3.2 模型設置與相關檢驗

3.2.1 模型設定

本文分別研究居民住房購置支出、居住性支出對居民消費支出的影響，采用基本多元線性回歸模型加控制變量的方法建立時間序列模型(1)和模型(2)：

LNCOSTt=β0+β1LNGZ+β2LNSR+β3LNPGDP+β4LNCOSTt-1+μ

(1)

LNCOSTt=β′0+β′1LNJZ+β′2LNSR+β′3LNPGDP+β′4LNCOSTt-1+μ′

(2)

式中：LN為自然對數(shù)；COST為居民消費支出；t為時間；GZ為居民住房購置支出；JZ為居住性支出；SR為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；PGDP為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，以上各變量單位均為萬元；β0為常數(shù)項；β1-β4、β′1-β′4為解釋變量系數(shù)；μ、μ′為隨機誤差。

3.2.2 協(xié)整檢驗

對原始序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)其為非平穩(wěn)序列且各變量的一階差分序列均不存在單位根，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。因此運用Johansen協(xié)整檢驗方法進行協(xié)整檢驗，以驗證居民消費支出與居民住房支出、居民人均可支配收入以及經(jīng)濟發(fā)展水平之間是否具有長期穩(wěn)定的線性均衡關系。本文同時運用跡檢驗和最大特征值檢驗，以使檢驗結果具有穩(wěn)健性。模型(1)、模型(2)的檢驗結果分別見表1、表2。

表1 模型(1)Johansen協(xié)整檢驗結果

表2 模型(2)Johansen協(xié)整檢驗結果

由表1、表2可知，模型(1)、模型(2)跡檢驗與最大特征值檢驗的結果都在5%的顯著性水平下接受存在1個協(xié)整關系的假設，即居民消費支出與居民住房支出、居民人均可支配收入以及經(jīng)濟發(fā)展水平間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗的標準化協(xié)整系數(shù)，分別得出模型(1)、模型(2)對應的協(xié)整方程，括號內(nèi)為各變量的T檢驗(Student’s Test)統(tǒng)計量，當變量的T檢驗統(tǒng)計量大于臨界值時，該變量在相應顯著水平上顯著。

(3)

(4)

由式(3)可見，住房購置支出系數(shù)為負且在5%的水平上顯著，即從長期來看住房購置支出對居民消費支出產(chǎn)生顯著負向影響，住房購置支出每增加1%，居民消費支出降低0.187 0%；由式(4)可見，居住性支出系數(shù)同樣為負且在10%的水平上顯著，即從長期來看居住性支出對居民消費支出產(chǎn)生負向影響，居住性支出每增加1%，居民消費支出降低0.053 0%。

3.2.3 誤差修正模型

協(xié)整性檢驗反映了住房購置支出、居住性支出與居民消費支出長期均衡關系，但不能反映變量間的短期動態(tài)關系。因此本文建立模型(1)和模型(2)的誤差修正模型來進一步研究住房支出與居民消費支出間的短期動態(tài)關系，其中D表示對變量進行一階差分，ECM(-1)為誤差修正項系數(shù)，C為常數(shù)項；D.W統(tǒng)計量反映檢驗模型是否存在干擾項自相關，D.W統(tǒng)計量值接近于0或4時表示存在自相關性，接近于2時則不存在自相關性；F統(tǒng)計量為所選取樣本數(shù)據(jù)的擬合結果能夠代表總體的真實程度(表3、表4)。

表3 模型(1)誤差修正回歸結果

表4 模型(2)誤差修正回歸結果

由表3、表4誤差修正回歸結果分別可得誤差修正方程：

(5)

(6)

由式(5)可見，短期內(nèi)購置支出對居民消費起擠出作用；同時，短期內(nèi)居民人均可支配收入、經(jīng)濟發(fā)展水平、上一期居民消費支出均對居民消費支出具有顯著的正向影響作用；誤差修正項系數(shù)為-1.068，且在1%的水平上顯著，符合反向修正機制，說明短期內(nèi)居民消費支出偏離長期均衡狀態(tài)時存在向均衡狀態(tài)調整的趨勢。由式(6)可見，短期內(nèi)居住性支出對居民消費支出同樣起負向擠出作用；同時，短期內(nèi)居民人均可支配收入與經(jīng)濟發(fā)展水平均對居民消費支出具有顯著的正向影響作用；而上一期居民消費支出與本期居民消費支出的回歸系數(shù)未通過T檢驗，說明短期內(nèi)上一期居民消費支出對本期居民消費支出影響并不明顯；誤差修正項系數(shù)為-1.104，且在1%的水平上顯著，同樣符合反向修正機制。

結合協(xié)整檢驗可知，從1992—2019的歷史數(shù)據(jù)看，無論短期還是長期，中國城鎮(zhèn)居民住房購置支出、居住性支出的增加均會對居民消費產(chǎn)生抑制作用，住房支出的增長對居民日常消費產(chǎn)生擠出效應。

4 我國城鎮(zhèn)居民住房支出對消費影響的國際比較

4.1 中、美、日3國數(shù)據(jù)的回歸分析與比較

發(fā)達國家的經(jīng)驗可以從不同角度對我國房地產(chǎn)市場發(fā)展、消費結構轉型提供重要借鑒。雖然各經(jīng)濟體在文化、價值觀、社會制度等方面展現(xiàn)出不同的差異，但居民需求和消費結構隨著經(jīng)濟發(fā)展水平和收入水平的提高，呈現(xiàn)出相當程度的趨同性，相似發(fā)展階段中經(jīng)濟體之間的消費結構具有相似性，這一點在很多學者的研究中得以印證。劉世錦[15]通過對比29個經(jīng)濟體相似發(fā)展階段的終端需求結構，發(fā)現(xiàn)不同高收入經(jīng)濟體的消費結構隨發(fā)展水平提升體現(xiàn)的變動趨勢具有較強的一致性。這一特征使得消費結構具備一定的可比性。本文選取美國與日本作為參照對象，選取這2個國家與目前我國城鎮(zhèn)國內(nèi)生產(chǎn)總值相近的發(fā)展階段，通過對比進一步分析未來一段時期我國城鎮(zhèn)居民住房支出的變化趨勢以及對消費的影響。

住房支出作為居民消費結構重要組成部分，其主要影響因素是經(jīng)濟發(fā)展程度、收入水平等。由于中國屬于后發(fā)經(jīng)濟體，當前經(jīng)濟發(fā)展水平對應的美、日相同經(jīng)濟水平時間節(jié)點可追溯到1950年以前，年代久遠。在盡可能使樣本國家處于相近經(jīng)濟發(fā)展水平的同時，由于數(shù)據(jù)可得性限制，本文參考表5選取中國1992—2019年、美國1950—1985年、日本1975—1995年數(shù)據(jù)，用3個時間序列模型來代替面板數(shù)據(jù)模型，以緩和國家所處經(jīng)濟發(fā)展階段差異給消費結構帶來的影響。美國相關數(shù)據(jù)來源于經(jīng)濟合作與發(fā)展組織數(shù)據(jù)庫、美國聯(lián)邦統(tǒng)計局，日本數(shù)據(jù)來源于經(jīng)濟合作與發(fā)展組織數(shù)據(jù)庫、日本經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)研究所。將美、日兩國的數(shù)據(jù)按照本文對中國數(shù)據(jù)的處理方法做相同處理，將3國回歸結果匯總見表6。

表5 中、美、日3國發(fā)展對照表

表6 匯總回歸結果

回歸結果顯示，中、美、日3國的模型(1)、模型(2)在整體上均表現(xiàn)出較好的顯著性。從住房購置支出的影響效應來看，該項支出對中國城鎮(zhèn)居民消費產(chǎn)生擠出作用，中國城鎮(zhèn)居民住房購置支出每增加1%，居民消費顯著減少0.110 9%；而美國居民住房購置支出每增加1%，居民消費顯著增加0.588 7%；同樣，日本居民該項支出增加1%帶來居民消費0.604 3%的增長。從居住性支出的影響效應來看，其對中國居民消費產(chǎn)生擠出作用，中國城鎮(zhèn)居民居住性支出每增加1%，居民消費顯著減少0.037 8%；該項支出對美國居民消費影響不顯著；對日本居民消費產(chǎn)生促進作用，居住性支出每增加1%，居民消費顯著增加0.083 4%。根據(jù)以上數(shù)據(jù)，在人均國內(nèi)生產(chǎn)總值接近的經(jīng)濟發(fā)展階段，住房支出對中國城鎮(zhèn)居民消費的影響與處于相似發(fā)展階段的美國和日本存在較大差異，除了美國居民居住性支出對消費影響效應不明顯外，美、日兩國居民消費與住房支出均呈現(xiàn)正相關關系，居民消費結構中住房支出與其他日常消費支出呈現(xiàn)同方向變化。

4.2 我國住房支出抑制消費原因的比較分析

與類似發(fā)展階段的美、日兩國相比，中國城鎮(zhèn)居民住房購置支出和居住性支出均對消費產(chǎn)生了更為明顯的擠出效應，這與消費結構隨經(jīng)濟增長逐步趨同的一般現(xiàn)象相悖。在人均國內(nèi)生產(chǎn)總值達到15 000美元以后的經(jīng)濟發(fā)展階段上，隨著住房消費在居民消費支出中的比重下降，消費出現(xiàn)相應的升級現(xiàn)象，住房消費對其他居民消費的擠出應明顯下降，而中國居民住房支出仍呈現(xiàn)出較為明顯的擠出效應。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因，除了3國居民在消費觀念、行為習慣上的差異外，居民收入在國民收入中所占比重、社會保障制度、房地產(chǎn)市場價格、租賃市場完善程度等對居民住房消費產(chǎn)生了較大影響。

4.2.1 自有住房觀念推高居民儲蓄偏好

在中國的傳統(tǒng)思想中，自有住房是組成家庭的基礎。我國住房自有率達80%以上，城鎮(zhèn)住房自有率更是高達96%，而發(fā)達國家的住房自有率大部分在60%左右。截至2018年底，美國住房自有率約為65%，日本約為64%。此外，中國居民的消費信貸觀念比較傳統(tǒng)，比起借錢買房，更傾向攢錢買房。近年來我國住房價格不斷攀升，加之住房貸款利率較高，導致居民的住房支付能力并不高，購買住房的資金主要是通過節(jié)衣縮食、減少消費、增加儲蓄。

4.2.2 住房交易市場不完善抑制住房投資的財富效應

在發(fā)展比較成熟穩(wěn)定的住房市場上，住房二級市場是住房交易市場的主體。當前，中國的住房二級市場存在交易規(guī)模不大、金融支持力度不足、中介行業(yè)發(fā)展不成熟、交易周期冗長、成功率低下、稅費過高等一系列問題[14]。不完善的住房二級市場將造成住房資產(chǎn)的流動性阻滯，房產(chǎn)財富效應無法順利實現(xiàn)。

與此形成對比的是以二手房交易為主的美國房地產(chǎn)市場。據(jù)全球經(jīng)濟指標(Trading Economics)數(shù)據(jù)顯示，美國房地產(chǎn)市場中新房交易只占到總交易量的15%，其余均為二手房交易，在紐約、波士頓、圣保羅等城市，每成交4套房就有3套二手房。美國居民平均每人一生買賣房產(chǎn)的次數(shù)可達7次以上。如此頻繁的房產(chǎn)買賣使得二手房流通速度加快，促進房地產(chǎn)財富變現(xiàn)。同時，美國居民購房形式以貸款買房為主，貸款政策對于購房消費的利好、完善的中介服務體系和多元化的金融產(chǎn)品，使美國居民家庭住房財富可以有效地變現(xiàn)，為釋放居民消費潛力提供有效支撐。

4.2.3 房價過高擠出居民日常消費

房價收入比反映了房價是否處于居民合理收入水平的支撐范圍內(nèi)。根據(jù)上海易居房地產(chǎn)研究院發(fā)布的最新報告，2020年全球80個主要城市房價收入比排名前3的城市為香港、深圳、北京，比值分別為46.3、43.5和41.7，在前10名當中，中國的城市占7個。相比之下，歐美城市的房價收入比普遍偏低，如美國舊金山為7.6，洛杉磯為7.5。

與同為亞洲國家的日本相比，東京、大阪為日本房價收入比最高的2個城市，其比值分別為14.7和10.5，遠低于中國大都市平均水平，說明大部分中國居民處于高房價、低收入的狀態(tài)。相比中國，日本除了具有較高居民人均可支配收入外，社會福利保障制度也比較完善；另外，日本擁有十分成熟的房地產(chǎn)租賃市場，東京大學生生活協(xié)會調查顯示，東京有85%的年輕人選擇租房結婚，10%的人會在單位宿舍或父母家里結婚。

5 結論

本文通過建立時間序列模型，運用最小二乘法回歸分析、向量誤差修正等方法分別探究中、美、日3國住房支出對居民消費的影響效應。實證結果表明：中國城鎮(zhèn)居民住房購置支出和居住性支出均對消費產(chǎn)生了較為明顯的擠出效應；而在人均國內(nèi)生產(chǎn)總值接近的經(jīng)濟發(fā)展階段，住房支出對美、日兩國居民消費均產(chǎn)生了不同程度的刺激效應。造成這種差異的原因來自文化觀念、社會保障制度、市場完善程度等方面。一方面，自購住房壓力、租賃市場不完善、社會保障制度不健全推高居民儲蓄偏好；另一方面投融資單一造成住房支出的投資效應和財富效應，從而導致住房支出明顯擠出居民其他消費。這一結論對我國完善房地產(chǎn)市場調控政策、調整居民消費結構、刺激居民消費有重要借鑒意義。

基于以上結論與分析，順應目前中國經(jīng)濟擴大內(nèi)需、居民消費升級的趨勢，如何推動居民收入- 支出比例和消費支出結構趨于合理、發(fā)揮住房支出對居民總體消費支出的促進作用，本文提出以下幾點建議：

第一，引導居民住房消費理念。一方面，鼓勵無房者在合理范圍內(nèi)以貸款、按揭付款等方式購房或租房，使消費支出得到有效分散，同時完善房地產(chǎn)交易制度，鼓勵居民通過抵押等途徑實現(xiàn)地產(chǎn)變現(xiàn)；另一方面，我國居民住房消費向大戶型集中的特點加劇了房產(chǎn)市場供需不對稱，根據(jù)當前市場狀況，鼓勵中、小戶型住房消費，逐步形成梯形價格，合理引導居民轉變消費理念，促進房地產(chǎn)財富效應的實現(xiàn)。

第二，加強房地產(chǎn)市場監(jiān)管。眾多炒房者的存在是造成我國房價畸高的重要原因，房地產(chǎn)市場回歸正常軌道，就必須采取有效措施疏導房地產(chǎn)投資過度集中的現(xiàn)象。首先，完善房地產(chǎn)稅收制度，依據(jù)居民住房資產(chǎn)差別征稅。其次，完善房地產(chǎn)互聯(lián)網(wǎng)平臺，收集不同地區(qū)、省份居民住房信息的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過實時、準確的居民房產(chǎn)信息管理提高房地產(chǎn)市場管理與監(jiān)督質量。最后，規(guī)范完善金融與證券市場，引導居民投資方式多元化和差異化。

第三，完善房地產(chǎn)金融市場。金融市場的支持、金融工具的運用與創(chuàng)新是房地產(chǎn)市場發(fā)揮財富效應的重要保障，住房資產(chǎn)流動性增加能夠幫助許多家庭解決短期資金不足問題，從而使居民消費得到促進。相比發(fā)達國家，住房融資手段單一、住房貸款門檻更高，嚴重約束了有購房意愿和自住需求的消費者。通過完善房地產(chǎn)金融，為居民提供更加多元化的住房貸款渠道，并針對不同群體，提供差異化的首付比例和貸款利率，減輕剛需購房者儲蓄和貸款壓力，促進消費。