我國城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)對其消費行為影響的經(jīng)驗研究

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)對其消費行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無房家庭和有房家庭的消費支出都受收入、實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的影響；有房家庭的消費支出與我們對現(xiàn)實的認(rèn)知和消費理論更符合；不論高收入還是低收入有房家庭消費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沒有影響，無風(fēng)險資產(chǎn)變動對高收入家庭消費沒有影響，總體來看無風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費的影響更大；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)性收入對消費的貢獻(xiàn)?。褐械褪杖氲哪行詰糁骷彝ハM低于女性戶主家庭；高學(xué)歷和婚姻狀態(tài)正常的家庭消費更高。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)；家庭消費；消費行為：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、非金融財富與消費支出之間的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)非金融財富對消費支出的影響不顯著。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)的消費效應(yīng)，結(jié)果表明住房資產(chǎn)對消費的彈性系數(shù)為0.044-0.065，而金融資產(chǎn)的消費彈性系數(shù)為0.007-0.023，住房資產(chǎn)對消費的影響更大一些，且家庭的耐用品消費與非耐用品消費行為存在差異。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)的邊際消費傾向比住房資產(chǎn)的邊際消費傾向大。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)對消費的影響較大且顯著，而住房資產(chǎn)對消費的影響效應(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)對消費的影響，認(rèn)為住房資產(chǎn)對消費的影響大于金融資產(chǎn)對消費的影響，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)對消費的影響，結(jié)果顯示我國房地產(chǎn)市場對居民消費影響顯著，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)與實物資產(chǎn)進(jìn)行了估算，并分析了二者對消費的影響，認(rèn)為家庭資產(chǎn)會對消費產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，其中實物資產(chǎn)對消費的影響作用較強(qiáng)，居民儲蓄和股票資產(chǎn)對當(dāng)期消費會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。而其他類型金融資產(chǎn)對消費的影響不顯著。樂長根和辜宏強(qiáng)運用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)與消費變動之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗，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)對消費的影響，認(rèn)為對于擁有自有住房者而言，房產(chǎn)的消費彈性明顯大于金融資產(chǎn)的消費彈性。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)及其他實物資產(chǎn)對消費的影響。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產(chǎn)生顯著影響，且住房資產(chǎn)對消費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)對非耐用品消費產(chǎn)生較大影響，而風(fēng)險金融資產(chǎn)對耐用品消費影響更大。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的影響，認(rèn)為家庭各類資產(chǎn)對居民消費的影響顯著，且金融資產(chǎn)的邊際消費傾向高于房產(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)對居民消費的影響，考察了家庭資產(chǎn)對居民消費的“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)，從理論和實證角度論證了金融風(fēng)險資產(chǎn)對消費支出的財富效應(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)以及非住房實物資產(chǎn)對家庭消費的影響，特別地，本文將采用分位數(shù)回歸模型，重點研究不同收入水平家庭的消費影響因素。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)與家庭消費之間的關(guān)系，回答家庭特征變量對家庭消費的影響程度。

二、樣本選擇、變量定義及描述性統(tǒng)計

（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)行的一項全國性的全面系統(tǒng)的入戶追蹤調(diào)查，涵蓋了全國25個?。ㄊ小^(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)計分析

由我國城鎮(zhèn)家庭關(guān)鍵指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(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）有房家庭消費支出的分位數(shù)模型估計及影響結(jié)果分析

根據(jù)模型（3）估計家庭資產(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，并隨收入水平的提高影響程度逐步下降。金融資產(chǎn)的消費彈性在1%顯著水平下顯著為正，說明有房家庭消費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，財富對家庭消費的影響越小。

第二，住房資產(chǎn)顯著影響家庭消費，且住房資產(chǎn)對消費的彈性大于金融資產(chǎn)對消費的彈性，隨著收入水平的提高住房資產(chǎn)對家庭消費影響程度逐步下降。住房資產(chǎn)對于消費支出的彈性在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)的保障作用對消費的影響明顯大于金融資產(chǎn)對消費的促進(jìn)作用。

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

第四，非住房類實物資產(chǎn)對家庭消費的影響高于預(yù)期，且隨著家庭收入的增加，對家庭消費的影響隨之增加。非住房類實物資產(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)對家庭消費的影響比我們預(yù)期的要大，僅次于收入對消費的影響，并且隨著家庭收入的增加，對家庭消費的影響隨之增加。

第五，中等收入家庭的消費支出受家庭規(guī)模的影響大于低收入和高收入家庭。家庭規(guī)模對家庭消費的影響在五個分位點上均顯著為正，其中在Q50分位點的系數(shù)最大為0.071，總體呈現(xiàn)倒u型狀態(tài)。消費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的影響不大，換言之，增加一個人的開支占家庭總消費中的比重相對較小：對于低收入家庭來說，也許多一個孩子的投資僅限于多了基本的生存性消費，占總體家庭消費的比重也不大。因此，表現(xiàn)出家庭規(guī)模對家庭消費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。估計結(jié)果顯示，戶主學(xué)歷高的家庭其消費支出也高，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低于女性戶主家庭，高收入家庭的戶主性別對家庭消費影響不顯著。這是我們根據(jù)模型估計結(jié)果得出的一個有趣的結(jié)論。戶主性別對家庭消費的影響在Q10、Q30和Q50分位點均顯著為負(fù)，在Q70、Q90分位點上則不顯著，即男性戶主低收入家庭的消費比女性戶主低收入家庭的消費少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，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。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，家庭消費支出可以更高。

第八，正?；橐鰻顟B(tài)對中低收入家庭的消費具有促進(jìn)作用，對高收入家庭影響不顯著。估計結(jié)果顯示。戶主婚姻狀態(tài)對家庭消費的影響在Q10、Q30和Q50分位點上分別為0.108、0.212和0.136（在Q70和Q90分位點上不顯著），也就是說，婚姻狀態(tài)正常家庭的消費水平要高于離異、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，消費增加在10%-20%左右。

（三）無房家庭消費支出的分位數(shù)模型估計及影響結(jié)果分析

根據(jù)模型（3）估計家庭資產(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，高收入無房家庭對金融資產(chǎn)相對更敏感。由估計結(jié)果可知，消費支出的金融資產(chǎn)彈性都顯著為正，說明無房家庭消費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的最重要影響變量。與其他變量相比，無房家庭的消費收入彈性最大，且明顯高于有房家庭的消費收入彈性，但無房家庭的消費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。這也是因為無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，對收入敏感。

第三，非住房類實物資產(chǎn)對無房家庭消費的影響較大。非住房類實物資產(chǎn)對無房家庭消費的影響僅次于收入對消費的影響，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支出都受收入、實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的影響，但影響強(qiáng)度卻不同。有房家庭的消費支出與我們對現(xiàn)實的認(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上的系數(shù)斜率相等檢驗結(jié)果可以看出，不同分位點上的系數(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、攢錢買房，總體上他們處于同一消費水平，屬于同一種消費群體。

（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的影響。

第一，無風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費影響最大，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)對家庭消費的影響程度漸次減小。從描述性統(tǒng)計分析即可以看出，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)對消費的保障作用更明顯。

第二，風(fēng)險金融資產(chǎn)對家庭消費性支出的影響微弱，收入越高，家庭消費的風(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。本文的估計結(jié)果與實際情況完全相符。最低收入10%的家庭消費對風(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)對家庭消費的影響最高，彈性為1.6%。

第三，社保賬戶余額對消費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)前消費綽綽有余，社保賬戶余額不會對當(dāng)前消費有任何影響。

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支出。

第五，汽車、相機(jī)、空調(diào)或奢侈品等非住房實物資產(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具有促進(jìn)作用。

第七，戶主特征變量對家庭消費有比較顯著，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)正常的家庭其消費水平要高于離異、未婚的家庭：戶主學(xué)歷高的家庭其消費支出也高；從性別上看，中低收入的男性戶主家庭消費低于女性戶主家庭?？梢姡岣呷鐣逃?、提倡家庭和諧，不僅有利于社會穩(wěn)定，也能促進(jìn)消費。