住房财富降低了家庭储蓄率吗.pdf

摘要 近十几年来，中国城镇家庭住房财富快速上升，而中国家庭的低消费、高储蓄问题由来已久。研究房产价值变动如何影响家庭储蓄率具有重要的学术价值和现实意义，但已有相关研究依然存在分歧。基于中国家庭金融调查数据的研究表明，住房财富对家庭储蓄率有显著的影响，且对一二线城市、低收入家庭和低财富家庭的储蓄率有更大的影响。住房价值对家庭储蓄率在年轻家庭和中年家庭有显著影响，在老年家庭影响不显著。无房和租房家庭会提高家庭的储蓄率，房屋数量对家庭储蓄率也有显著负向影响，卖房行为和卖房价值均会显著降低家庭储蓄率，住房的居住功能和投资功能均能显著降低家庭储蓄率。流动性约束和预防性储蓄动机是住房财富影响家庭储蓄率的可能机制。关键词城镇家庭储蓄率；住房价值；住房财富；流动性约束；预防性储蓄动机基金项目 国家社会科学基金重大项目（21&ZD087）；国家自然科学基金青年项目（72203021）作者简介 尹志超，首都经济贸易大学金融学院教授，博士生导师；蒋佳伶，北京联合大学商务学院讲师。中图分类号F063.4 文献标识码A 文章编号1001-6198（2023）04-0122-12尹志超蒋佳伶【经济理论前沿及热点】一、引言平衡投资、出口和消费是推动经济高质量发展的重要抓手。近年来，我国经济步入新常态，产能过剩，投资和出口减少，政府出台了多方面政策措施，如供给侧结构性改革、降低个人所得税起征点、完善社保和医保体制、精准扶贫等以提高消费对经济增长的贡献，居民消费也逐渐成为拉动经济增长的重要动力。然而，“低消费、高储蓄”问题，即使在经济发展与转型过程中，也依然是制约新时代我国经济可持续发展的关键问题之一。图1描述了2020年世界主要国家国内总储蓄的占比。由图1可知，无论是同金砖国家相比还是同主要发达国家相比，我国国内总储蓄占比在世界范围内均名列前茅。可见，解决好低消费、高储蓄问题具有极强的现实意义。国内总储蓄=GDP-最终消费支出/GDP。住房财富降低了家庭储蓄率吗？122图1世界主要国家国内总储蓄占比资料来源：世界银行数据库。当前中国的经济增长方式由投资驱动型向消费驱动型转变，这需要我们从理论和实证上对驱动消费或储蓄的因素进行深入的分析和探究，才能更好地发挥消费在转方式、调结构中的作用。传统的储蓄理论包括生命周期、预防性储蓄、习惯形成。Wei和Zhang提出了竞争性储蓄理论，即从婚姻市场这一视角解释了中国家庭的高储蓄。1具体来说，学者们从以下角度解释了中国家庭高储蓄的原因：经济迅速增长；预防性储蓄动机，包括缺乏社会保险和失业保险，面临较高的教育和医疗成本；流动性约束；文化传统；上涨的房价；性别结构失衡；人口年龄结构的变化，表现为老龄化现象突出，个人寿命的不确定性和劳动力流动。2虽然这些研究成果一定程度上能够解释居民高储蓄的原因，但却忽视了家庭资产，特别是房产对于居民储蓄的影响。住房是家庭资产负债表中的重要组成部分，是家庭财富的主要来源。3根据 中国家庭财富调查报告（2018），2017 年房产净值占家庭财富的 66.35%。根据西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心2014年1月发布的中国家庭财富的分布及高净值家庭财富报告，对于中产家庭而言，家庭财富的增长中有77%源于房屋资产的升值。房产的升值来源于房价的上涨。尽管现有国内文献研究了房价对储蓄率的影响，但房价仅仅是住房单价，只能细化到一个市、一个县，而住房价值是住房单价与住房面积的乘积，能更加准确地度量每个微观家庭的房产价值。因此，本文有重要的现实意义。二、文献回顾住房与储蓄的关系可以归纳为以下三类。第一类文献发现住房与储蓄是正向关系。Hoynes和Mcfadden将来自112个城市地区的房价数据与PSID中的家庭信息匹配，他们发现，实际房价增长率每提高10个百分点，总储蓄率将上升2.28个百分点。4陈斌开和杨汝岱基于20022007年城镇住户调查数据发现，住房价格上升 1个百分点，城镇居民储蓄率将上升0.067个百分点。5李雪松等、陈彦斌等也得出房价上涨推高储蓄率的结论。6第二类文献发现住房与储蓄是负向关系。该报告基于覆盖25个省份共48000户家庭的入户访问调查数据，涉及中国家庭财富规模与构成、城乡与区域差异、房产分布、投资理财与融资渠道等多个方面，全面客观地反映了我国目前家庭财富的基本状况，并对2016年和2017年的家庭财富状况进行了比较分析。该报告由经济日报社中国经济趋势研究院编制。123Skinner 研究发现，对于较年轻的自有住房家庭，用微观数据（PSID）估计，住房财富增加1美元，非住房储蓄降低12美分；用宏观数据估计，住房财富增加1美元，消费大约增加6美分。对于户主年龄在 45 岁及以上的家庭，住房增值 1 美元，非住房储蓄降低2.8美分。7赵西亮等运用2002年和2007年CHIP数据，研究了房价上涨对城镇居民储蓄率的影响。研究没有发现“为购房而储蓄”的现实动机。进一步分析发现，对于有房家庭，房价上涨会显著降低拥有多套住房的家庭储蓄率，而不会影响仅有一套住房的家庭储蓄率。8第三类文献发现住房与储蓄之间没有关系。Klyuev和Mills研究发现住房净财富无论是短期还是长期，对家庭储蓄率都没有显著影响。同时，他们还对比了澳大利亚、加拿大、英国的情况，结论依然是稳健的。9Wang和Wen采用简单的消费储蓄模型，分析了上涨的房价不能解释中国家庭高储蓄率的原因。10Hayashi、Juster等的研究也得出住房与储蓄之间没有关系的结论。11住房与储蓄的关系没有得到一致的结论。可能的原因是：第一，被解释变量和关注变量的定义不同。一些文献将家庭储蓄率定义为家庭金融财富（银行存款、政府债券、股票）的净变化值与家庭可支配收入之比。12一些文献将家庭储蓄定义为19841989年非住房财富的变化与实际资本增值之间的差额。13一些文献将家庭储蓄定义为19841989年非住房财富的变化与实际资本增值之和。14Engelhardt将住房增值定义为 1989年与1984年自我报告的住房价值的差额再扣除家庭在这期间所发生的修理费用等。15第二，样本选择的差异。具体来说，由于财富和储蓄的分布是有偏度的，是否考虑离群值的影响、是否截尾处理、甚至截尾百分比的选取都会影响结果。另外，是否处理缺失值、是否包括租房家庭、是否考虑搬迁样本等都会造成样本选择偏差，从而影响估计结果。第三，计量方法的差异。一些文献直接运用OLS，在基本回归中没有考虑住房财富的内生性问题。Skinner则运用LSD的方法。16当然，调查数据的差异、研究时点的差异等都会造成结论不一致。另外，国外住房有抵押再贷款制度，也能进行二次贷款，能够提取住房净财富。如Zhu等发现，对于受到流动性约束的家庭，提取住房净财富的消费效应是未受到流动性约束家庭的2.5倍多。17三、理论背景和研究假设以现有文献为基础，我们对住房财富和城镇家庭储蓄率的关系进行探讨。根据生命周期假说和持久收入假说，居民的当期消费取决于当期收入和预期收入，即根据对自己一生中预期的收入来计划消费。对于自有房屋者来说，房价上涨意味着住房财富增加，从而直接影响人们的消费支出和消费决策，此时家庭会增加消费，减少储蓄。18在不存在遗赠动机和能够自由销售房屋的情况下，住房发挥投资品的属性，住房价格的上涨将通过使买卖住房的家庭获得投资收益，增加财富积累，进而促进居民进行消费。但有学者强调，住房更多表现出消费品属性，对于不打算出售房产的居民而言，房产不存在显著的财富效应。19Poterba认为家庭存在财富幻觉，即便家庭不会出售所拥有的房屋，房产财富无法兑现，但房价的升高会使得家庭觉得比以前更加富有，对自己的财务状况更加自信，从而会增加消费。20Thaler也提出，住房属于家庭心理账户的资产，家庭存在财富幻觉，存在心理账户效应（mental accounting effect）。21据此提出假设1。假设1：对于自有房屋家庭，住房财富增加会降低家庭储蓄率。对于无房和租房者且计划买房的消费群体来说，房价上涨意味着首付款的数量增加，意味着未来为购房或租房的支出将会增加，获得自有住房的障碍更多，将产生沮丧效应（discouragementeffect）和意识效应（recognition effect）。面对这一约束，无房和租房者需要在当前为买房而储蓄和当前消费之间进行权衡，他们需要缩减当期消费，增加储蓄，来保障未来的购房或租房支出，最终实现买房的目标。22其他研究也发现，当房价上涨时，由于较高的住房成本，租房者的福利会受损失，房价上涨对租房家庭的储蓄率有显著的正向影响。23对于在未来要买房的无房者和租房者，随着房价的上升他们会减少当期的消费。据此提出假设2。假设2：对于无房和租房家庭，房价上涨会提124高家庭储蓄率。永久收入假说和生命周期假说都强调消费者基于一生的资源进行消费的跨期配置。当财富增加时，人们预期在未来会较当前更加富裕，因此理性的消费者会减少储蓄。然而大量学者经过实证检验，发现由于流动性约束的存在，人们的消费行为并不满足生命周期永久收入假说（LC-PIH）。24流动性约束假说认为，由于缺乏消费信贷或者资本市场不完全等原因导致消费者无法通过信贷来进行消费的跨期平滑，从而导致当期消费对于当期收入变化非常敏感。Zeldes通过建立欧拉方程的理论模型，并进行参数估计发现，流动性约束会显著影响消费。25Zhang和 Wan基于欧拉方程和19611998年的中国数据，从理论和实证上检验了流动性约束和不确定性对家庭消费行为的影响。研究发现，流动性约束和不确定性会导致家庭的低消费高储蓄，两者的相互作用会造成消费水平和消费增长率的下降。流动性约束会影响住房作为投资品或抵押品进行变现的能力，也会影响到消费者是否能够较容易地获得购房所需的资金。26另一些学者则发现，房价波动产生的涟漪效应使城镇居民的预防性储蓄动机增强，房价通过预防性储蓄这个传导渠道，对非住房消费产生挤出效应，进一步来说，房价上涨主要是通过预防性储蓄渠道和流动性约束渠道促进中等偏上收入阶层短期消费的增加，对低收入阶层的消费产生挤出效应。27当房价上涨时，住房增值，家庭相当于获得了一笔额外财富，家庭的资产负债表发生变化。28一方面，住房可作为一种优质的抵押品来为支出融资。家庭通过抵押住房获得现金流，当期的可自由支配收入增加，缓解流动性约束，从而可以提高当期的消费，减少储蓄。另一方面，住房可以被视为一种保险的形式，扮演着缓冲储备的职能，通过降低预防性储蓄动机来释放消费潜力、提高消费意愿和能力，从而降低家庭储蓄率。29据此提出假设3。假设 3：流动性约束的存在会提高家庭储蓄率，住房增值后，能缓解家庭面临的流动性约束进而降低家庭储蓄率。假设4：住房作为一种保险和缓冲储备，住房增值后，能降低家庭的预防性储蓄动机进而降低家庭储蓄率。图2描述了房价上涨对不同类型家庭的影响机理。接下来本文将一一验证上述四个理论假设。图2房价上涨对不同类型家庭的影响机理四、实证策略和数据说明（一）模型设定为了考察住房财富对城镇家庭储蓄率的影响，本文模型设定如下：Saving_rateit=a1Housing_wealthit+Xit+ci+t+it（1）式（1）中，itN(0,2)。Saving_rateit代表城镇家庭储蓄率，下标i代表不同的家庭，t代表年125份。Housing_wealthit是我们的关注变量住房财富，包括住房增值、住房价值和住房净财富。Xit是控制变量，主要包括家庭特征变量、户主特征变量和宏观经济变量。ci表示不随时间变化的个体异质性，t表示时间趋势项。我们预测a1 0，即住房财富会降低城镇家庭储蓄率。进一步地，为了考察住房财富能否通过缓解家庭流动性约束来降低城镇家庭储蓄率，模型设定如下：Saving_rateit=H_wit+lcit+Hw*lcit+Xit+ci+t+it（2）其中，itN(0,2)。lcit表示家庭流动性约束。H_wit*lcit是住房财富与流动性约束的交互项。其余变量含义同上。我们预测 0，即家庭面临流动性约束会提高储蓄率，住房增值后，能缓解流动性约束进而降低城镇家庭储蓄率。（二）内生性讨论本文的关注变量住房财富可能是内生的。首先是逆向因果，家庭储蓄越多，更有能力购买新的住房，从而住房财富增加。其次是遗漏变量，家庭储蓄率和住房财富可能会同时受到其他因素的影响，比如个人偏好习惯、个人贴现率，而这些变量又是不可观测的。具体来说，性格这一因素会同时影响住房增值和家庭储蓄率，比如性格乐观的人，会看好未来的房地产市场，从而增持住房资产，而不同性格的人储蓄观念也会有显著差异。最后是测量误差，本文的住房价值是家庭主观估计的，与真实的价值可能存在偏差。Goodman和Ittner发现，自有房屋者会系统性地高估住房价值。30因此，本文要处理的一个关键问题是住房财富的内生性。性格这一遗漏变量作为不随时间变化的个体特征之一，也会与家庭特征变量和个体特征变量相关，因此我们选取住房单价作为住房财富的工具变量并运用面板固定效应（FE）方法来解决内生性问题。住房单价为住房价值与住房面积的比值，因而与住房财富满足相关性条件，另外，由于住房单价是主观估值，只能通过影响住房财富来影响家庭储蓄率，因而外生性条件成立。（三）数据说明本文所用数据来自西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心开展的中国家庭金融调查（ChinaHousehold Finance Survey，以下简称CHFS）项目。CHFS在样本人口年龄结构、城乡人口结构、性别结构等多个方面与人口普查数据相一致，数据具有良好的代表性。31该项目采用了多项措施控制抽样误差和非抽样误差，数据质量高。CHFS调查每一轮次都包括家庭的资产与负债、收入与支出、保险与保障、家庭人口特征及就业等方面的详细信息。2015年，第三轮中国家庭金融调查覆盖了全国29个省（区、市）、349个县（区、市）、1373个社区（村），共获得 37289 户家庭的详细信息。2017年，第四轮中国家庭金融调查覆盖了全国29个省（区、市）、353个县（区、市）、1404个社区（村），共获得40011户家庭的详细信息。其中，与住房相关的信息，如产权、房产价值、按揭负债、购房成本等，以及消费性支出、家庭总收入的详细信息在调查中都有收集。在本文的实证部分，我们采用2015年和2017年的平衡面板数据，总共有 53618（26809*2）个样本。我们借鉴现有文献的做法，将储蓄率限定在-2到1，并且考虑到农村没有商品房，在我国只有城市住房才有比较明确的交易价格，根据研究需要我们用城市有房样本回归。（四）变量介绍1.城镇家庭储蓄率。为重点考察住房财富对城镇家庭储蓄率的影响，本文严格定义了储蓄率变量。储蓄率为（家庭总收入家庭消费性支出）/家庭总收入。其中，家庭总收入包括工资性收入、财产性收入、生产经营收入以及转移性收入。家庭消费性支出没有包括耐用品、奢侈品等长期性支出。借鉴何立新等、金烨等的做法，我们也没有包括教育支出和医疗保健支出。32我们将储蓄率上限设置为1，下限设置为-2。2.住房财富。住房财富包括住房价值、住房增值和住房净财富。本文将住房增值定义为房子目前的价值与购房成本之间的差额。2017年询问了六套房的价值和购房成本。我们采用六套房的价值作为住房总价值，采用六套房的成本作为住房总成本。本文将住房净财富定义为住房资产与住房负债（包括正规和非正规负债）的差额。在实证部分，我们将住房价值、住房增值以及住房净财富采用加1再取自然对数的方法。2015 年的定义同上。Engelhardt认为自我报告的住房价值具有优越性，是消费和储蓄决策的驱动力，因为其反映了房屋所有者对126这些概念的理解，国外被学者广泛使用的 PSID、SCF、SIPP 等数据库也是采用自我报告的住房价值。3.流动性约束。现有文献从信贷约束视角、负储蓄视角、流动性资产不足视角等定义流动性约束。本文借鉴现有文献的做法并有所拓展，从流动性资产不足视角着手，我们定义了两种流动性约束：流动性约束 1，金融资产小于家庭 2个月收入；流动性约束 2，流动资产小于家庭 2个月收入。4.控制变量。借鉴赵西亮等、李雪松和黄彦彦、尹志超等现有文献的做法，并结合实际的研究问题，本文的控制变量主要有：第一，家庭特征变量，包括家庭规模、家庭老人数量、家庭小孩数量、家庭总负债、家庭非住房收入、家庭非住房净财富、家庭参与股票市场、家庭拥有自有车辆；第二，户主特征变量，包括户主年龄、户主女性、户主身体健康、户主身体不好、户主受教育年限、户主已婚、户主有工作、户主风险偏好、户主风险厌恶；第三，宏观经济变量，包括地区人均GDP和地区失业率，以衡量各地区经济发展水平。为了考察年龄的非线性影响，我们也控制了年龄的平方项。我们在处理数据过程中，将受教育年限变为连续变量。在实证部分，我们同样将家庭负债、家庭非住房收入、家庭非住房净财富采用加1再取自然对数的方法。表1给出了核心变量的描述性统计。表1核心变量描述性统计家庭储蓄率住房价值住房增值住房净财富流动性约束1流动性约束2观测值187351873518735187351873518735均值0.2731109409815182.911459310.3550.545标准差0.5311762442151549475330620.4780.498五、实证结果（一）基准回归结果接下来我们考察住房财富和城镇家庭储蓄率之间的关系。由表2第（1）列可知，住房价值增加1%，家庭储蓄率下降1.2%。住房增值带来的巨大溢价放松了房贷约束和消费预算约束，从而增加消费，减少储蓄，这与 Mian 和 Sufi 的结论一致，他们认为，房屋的增值会起到部分预防性储蓄的作用，这使得居民可能会减少储蓄。33由表2第（2）列可知，住房增值增加 1%，家庭储蓄率下降2.0%。可能的解释是，在当前中国的家庭储蓄中，预防性储蓄占有较大比例，而房产由于具有较高的财富凝聚性，因此可以对预防性储蓄起到良好的替代作用，从而降低家庭储蓄。34由表2第（3）列可知住房净财富增加1%，家庭储蓄率下降1.2%。综合表2可以看出，住房价值、住房增值和住房净财富等住房财富能够显著降低城镇家庭储蓄率。实证结果证实了假设1，住房财富的财富效应显著。表2住房财富与家庭储蓄率被解释变量关注变量住房价值住房增值家庭储蓄率-0.012*（0.005）家庭储蓄率-0.020*（0.007）家庭储蓄率住房价值理想的定义是：根据在调查访问这一时点上房屋的交易价格销售房屋，所能获得的价值并去掉通货膨胀的影响。关于自我报告的住房价值的优点和不足，参见Engelhardt G.V.，“House Prices and Home Owner Saving Behavior，”RegionalScience and Urban Economics，vol.26，no.3-4（1996），pp.313-336。金融资产包括家庭的股票、债券、银行理财产品、黄金、期货、期权、非人民币资产等。流动资产的定义为：现金和活期存款。非住房收益的增加也会导致家庭储蓄行为的变化，因此非住房净财富应作为解释变量包括在回归方程中。参见Engelhardt G.V.，“House Prices and Home Owner Saving Behavior，”Regional Science and Urban Economics，vol.26，no.3-4（1996），pp.313-336。没上过学=0，小学=6，初中=9，高中=12，中专=13，大专=15，大学本科=16，硕士研究生=19，博士研究生=22。127住房净财富家庭特征变量户主特征变量宏观经济变量个体固定效应时间固定效应第一阶段F值Cragg-Donald Wald F统计量Kleibergen-Paap rk LM统计量Hausman检验P值DWH Chi2（P-value）NR2YESYESYESYESYES1737.40*3.4e+04*8892.792*0.000014.773*0.0001187350.321YESYESYESYESYES58.43*1066.837*1727.682*0.0000100.479*0.0000173720.318-0.012*（0.006）YESYESYESYESYES322.62*6384.375*5576.957*0.000025.351*0.0000184850.322续表注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%水平上显著，括号内为稳健标准差，YES代表控制了家庭特征变量、户主特征变量和宏观经济变量。下表同。（二）稳健性检验第一，将住房价值进行上下 1%缩尾处理。Engelhardt 认为，储蓄和财富的分布是存在偏度的，许多家庭拥有很低水平的财富和很低甚至为零的储蓄率，而高财富家庭却有大量的储蓄。35因此，为了避免连续变量极端值和异常值对回归结果造成影响，我们将关注变量住房价值进行上下1%缩尾处理。第二，更换回归模型。由于我们将家庭储蓄率限定在-2到1的范围内，被解释变量的取值范围受到限制。对于受限被解释变量，我们采取Tobit模型来检验实证结果的稳健性。第三，重新定义被解释变量。借鉴现有文献的做法，将家庭储蓄率定义为家庭总收入与家庭消费性支出的比值再取对数。第四，排除月供的影响。CHFS微观调查数据显示，有房贷家庭相对无房贷家庭来说，其消费占收入比重更高，因此可能低估其储蓄。为了更加准确地识别住房财富和家庭储蓄率之间的关系，我们将月供从储蓄中扣除。以上实证结果均证实了研究结论的稳健性。六、进一步讨论（一）异质性分析接下来我们将考察不同类型家庭的储蓄率是否存在显著的差异。表3描述了不同样本下城镇家庭储蓄率的差异。由表3 Panel A可知，在一二线城市，城镇家庭储蓄率均值为29.4%，在三四五线城市，城镇家庭储蓄率均值为23.8%，均值差异检验表明，在不同规模的城市中，家庭储蓄率存在显著差异。由表3 Panel B可知，以家庭非住房收入的中位数划分，在不同收入水平下，家庭储蓄率存在显著差异。由表3 Panel C可知，以家庭非住房净财富的中位数划分，在不同财富水平下，家庭储蓄率存在显著差异。综上可知，表3说明了在不同规模的城市、不同收入水平下以及不同财富水平下，城镇家庭储蓄率存在显著差异，紧接着我们将通过实证分析进一步证实这些基本事实。表3家庭储蓄率的异质性Panel A城镇家庭储蓄率Panel B城镇家庭储蓄率Panel C城镇家庭储蓄率三四五线城市0.238（0.007）低收入家庭0.071（0.006）低财富家庭0.211（0.006）一二线城市0.294（0.005）高收入家庭0.475（0.004）高财富家庭0.334（0.005）均值差异-0.056*均值差异0.404*均值差异0.123*篇幅所限，感兴趣的读者可发邮件向作者索取具体的实证表格，。128表4第（1）列报告了住房价值对家庭储蓄率的影响在一二线城市的异质性。由第（1）列可知，住房价值与一二线城市的交互项系数为负，且在5%水平下显著。说明住房增值后，对一二线城市家庭储蓄率的影响更大，能显著降低一二线城市家庭储蓄率。第（2）列报告了住房价值对家庭储蓄率的影响对低收入家庭的异质性。其中，我们以家庭非住房收入的中位数为划分标准，生成家庭低收入的哑变量。由第（2）列可知，住房价值与低收入家庭的交互项系数为负，且在10%水平下显著。说明住房增值后，对低收入家庭储蓄率的影响更大，能显著降低低收入家庭的储蓄率。第（3）列报告了住房价值对家庭储蓄率的影响对低财富家庭的异质性。其中，我们以家庭非住房净财富的中位数为划分标准，生成家庭低财富的哑变量。由第（3）列可知，对于非住房净财富较低的家庭，家庭储蓄率更高，住房价值与低财富家庭的交互项系数为负，且在 1%水平下显著。说明住房增值后，对低财富家庭储蓄率的影响更大，能显著降低低财富家庭的储蓄率。表4异质性分析被解释变量关注变量住房价值住房价值*一二线城市住房价值*低收入家庭低收入家庭住房价值*低财富家庭低财富家庭NR2家庭储蓄率0.001（0.003）-0.009*（0.004）261770.287家庭储蓄率-0.001（0.003）-0.007*（0.004）0.050（0.051）261770.293家庭储蓄率0.004（0.003）-0.014*（0.004）0.175*（0.052）261770.285注：家庭特征变量、户主特征变量、宏观经济变量、个体固定效应和时间固定效应均已控制。（二）进一步分析根据CHFS数据，在有房家庭中，拥有二套及以上住房的家庭2013年、2015年和2017年占比分别为 16.5%、17.43%和 18.75%。说明近年来，拥有多套房的家庭比例在不断增加。接下来我们想进一步研究房屋数量对城镇家庭储蓄率的影响。由表5第（1）列可知，房屋数量每增加1%，家庭储蓄率下降8.8%，可见房屋数量越多，能够显著降低城镇家庭储蓄率。首套房一般难以变现，主要表现出居住属性；二套及以上住房则更多表现出投资属性。接下来我们想进一步研究究竟是住房的居住属性还是投资属性对城镇家庭储蓄率的作用更大？我们分别估计第一套房增值和多套房增值对城镇家庭储蓄率的影响。由表 5第（2）（3）列可知，无论是首套房还是多套房家庭，住房增值后均能显著降低城镇家庭储蓄率，说明住房的消费属性和投资属性对降低城镇家庭储蓄率均有重要作用。表5进一步分析：房屋数量、不同数量房屋增值被解释变量关注变量房屋数量第一套房价值多套房价值NR2家庭储蓄率-0.088*（0.024）261320.281家庭储蓄率-0.017*（0.008）187350.320家庭储蓄率-0.018*（0.008）187350.302注：家庭特征变量、户主特征变量、宏观经济变量、个体固定效应和时间固定效应均已控制。129根据生命周期理论，不同年龄段家庭的储蓄率存在差异。那么，对于不同年龄段的家庭，住房增值对家庭储蓄率的影响是否也存在显著差异？由表 6可知，住房增值对青年家庭和中年家庭的储蓄率有显著影响，且对青年家庭的储蓄率影响最大，而对老年家庭的储蓄率没有显著影响，这与Attanasio 等、Chamon和Prasad的发现一致。可能的原因是，户主年龄较大的家庭不会消费过多的住房财富，存在赠予动机以及健康和长寿动机，因此住房增值对其储蓄率没有显著影响。36表6进一步分析：不同年龄段被解释变量关注变量住房价值NR2家庭储蓄率（1635岁）-0.093*（0.041）15440.255家庭储蓄率（3555岁）-0.025*（0.012）79180.321家庭储蓄率（55岁以上）-0.007（0.006）92750.316注：家庭特征变量、户主特征变量、宏观经济变量、个体固定效应和时间固定效应均已控制。Calomiris 等认为，住房并不像股票等金融资产那样仅仅是一种资产，其更多表现出消费品属性，对于不打算出售房产的居民而言，房产不存在显著的财富效应。37Engelhardt 也强调，家庭消费实际资本增值的途径之一就是销售房屋。38因此本文接下来考察卖房行为和卖房价值对家庭储蓄率的影响。由表 7可知，卖房行为和卖房价值均在 1%的水平下显著负向影响城镇家庭储蓄率。表7进一步分析：卖房行为、卖房价值被解释变量关注变量卖房卖房价值NR2家庭储蓄率-0.088*（0.019）131290.354家庭储蓄率-0.009*（0.002）131290.354注：家庭特征变量、户主特征变量、宏观经济变量和省区固定效应均已控制。Attanasio 等认为，房价上涨对不同类型的家庭会有不同的影响。39接下来我们将研究无房和租房家庭的家庭储蓄率。由表 8可知，无房和租房均会导致家庭储蓄率上升，实证结果证实了假设 2，可能的原因是，租房的家庭需要为买房积累首付，从而需要降低消费来提高储蓄率。此外，伴随着房价的上涨，无房和租房家庭的租金成本也随之上升，因此，当前消费会减少，储蓄率会上升，这与Attanasio等的发现一致。40也与国内学者发现租房家庭存在“为购房而储蓄”的动机相吻合。表8进一步分析：无房家庭、租房家庭被解释变量关注变量无房租房N家庭储蓄率0.048*（0.017）28542家庭储蓄率0.065*（0.022）28542注：家庭特征变量、户主特征变量、宏观经济变量、个体固定效应和时间固定效应均已控制。（三）机制分析Browning 和 Lusardi 提出了储蓄的九种动机，包括预防性储蓄动机、生命周期动机、跨期替代动机、创业动机、改善动机、首付动机和遗赠动机等。41我国家庭需要考虑养老、医疗、子女教育等方面的问题，信贷市场的不完善、申请贷款的门槛高、消费信贷品种少等，导致家庭不得不瞻前顾后、未雨绸缪，提高储蓄率以防范不确定性。42流动性约束是家庭不确定性的一种主要表现形式。家庭缺乏流动性资产，且无法通过借贷实现消费或投资时，就会受到流动性约束。流动性约束限制家庭消费、投资，影响家庭储蓄、金融市场参与、劳动力市场参与等行为。43Deaton发现，流动性约束与储蓄行为之间存在联系，当家庭面临流动性约束时，储蓄会增加。44本部分首先探究住房增值后，是否通过缓解家庭面临的流动性约束来降低家庭储蓄率。Wang 和 Wen 将首付比作为借贷约束的度量指标。45Zhu 等将流动性约束定义为较少的总资产，较少的流动性资产，更高的负债收入比，更高的贷款价值比。46Zeldes 将流动性约束定130义为流动资产小于家庭 2个月的收入，我们借鉴其做法，将流动性约束 1定义为金融资产小于家庭 2 个月收入，将流动性约束 2 定义为流动资产小于家庭2个月收入。47由表9可知，流动性约束会提高家庭储蓄率，无论是第（1）列还是第（2）列，住房价值和流动性约束的交互项都为负，且在 1%水平下显著，说明住房增值后，通过缓解流动性约束来降低家庭储蓄率。实证结果证实了假设3。表9机制：缓解流动性约束被解释变量住房价值流动性约束1住房价值*流动性约束1流动性约束2住房价值*流动性约束2NR2家庭储蓄率0.002（0.003）0.199*（0.048）-0.014*（0.004）261770.284家庭储蓄率0.003（0.003）0.193*（0.047）-0.012*（0.004）261770.284注：家庭特征变量、户主特征变量、宏观经济变量、个体固定效应和时间固定效应均已控制。Horioka和Watanabe认为预防性储蓄动机来源于对未来收入或支出的不确定性，具体包括收入波动、失业、疾病、意外事故、自然灾害和长寿风险等。48预防性储蓄是导致我国居民不敢消费、不愿消费的重要原因。49Carroll认为，家庭储蓄行为并不满足传统的LC-PIH假说，而更应被描述为“buffer stock”50。房屋可视为保险的一种形式。51根据Gan的研究，年轻家庭的行为更像“buffer stock”saver，如果预防性储蓄动机的减少导致家庭储蓄率下降，则住房增值对家庭储蓄率的影响对年轻家庭这个子样本的效应更大。52我们借鉴 Campbell 和 Cocco、Gourinchas 和 Parker 的做法，以40岁作为标准将样本划分成两个子样本。53由表10可知，住房增值对家庭储蓄率的影响的确在年轻家庭这个子样本的效应更大，结果证实了假设4，住房价值通过降低家庭面临的预防性储蓄动机进而降低家庭储蓄率。表10机制：降低预防性储蓄动机被解释变量关注变量住房价值NR2家庭储蓄率（40岁以下）-0.082*（0.029）28810.298家庭储蓄率（40岁以上）-0.008（0.006）158560.322注：家庭特征变量、户主特征变量、宏观经济变量、个体固定效应和时间固定效应均已控制。七、结论本文实证分析了住房财富对城镇家庭储蓄率的影响。本文的研究结论主要有：第一，住房财富对家庭储蓄率有显著负向影响。第二，住房价值对家庭储蓄率在年轻家庭和中年家庭有显著影响，在老年家庭影响不显著。无房和租房家庭会提高家庭的储蓄率。第三，住房价值对一二线城市、低收入家庭和低财富家庭的储蓄率有更大的影响。第四，房屋数量对城镇家庭储蓄率也有显著负向影响，卖房行为和卖房价值均会显著降低城镇家庭储蓄率，住房的居住功能和投资功能均能显著降低城镇家庭储蓄率。第五，住房价值主要通过缓解家庭面临的流动性约束和降低家庭的预防性储蓄动机进而降低家庭储蓄率。本文可能的边际贡献总结如下：第一，与以往以房价或单一住房价值为自变量不同，本文从住房价值、住房增值和住房净财富三个指标全面定义了家庭住房财富。综合运用面板固定效应和工具变量法，系统考察了住房财富对家庭储蓄率的影响。第二，本文进一步检验了住房财富降低家庭储蓄率的机制。研究发现，住房财富主要通过缓解家庭面临的流动性约束和降低家庭的预防性储蓄动机进而降低了家庭储蓄率。第三，在已有研究的基础上，区分了住房的居住属性和投资属性；为了进一步证实住房财富在降低家庭储蓄率中的作用，也分析了无自有住房家庭的储蓄率。本文的结论表明，住房财富对家庭储蓄率有显著的作用，在当前扩大内需、刺激消费的大背景下，相关政策的制定和调整需要充分重视住房对家庭储蓄行为的潜在影响。具体来说，第一，坚持“房住不炒”定位，促进房地产市场健康稳131健发展。考虑到房产是中国家庭资产配置的重要构成，一方面，房价快速下跌会减少自有住房家庭的财富，降低家庭消费水平；另一方面，房价快速上涨则会提高无房和租房家庭的储蓄率，同样会导致消费减少。基于此，稳房价应该成为政府调控房地产合理发展的重要指导原则。第二，完善因地制宜、因城施策，对不同类型家庭实行差异化政策设计。研究发现，住房财富在一二线城市对降低家庭储蓄率发挥更为显著的作用。住房财富对低收入、低财富家庭以及青年和中年家庭的储蓄率有更大影响。因此，应稳步推进各个城市住房的长效调控机制，并对不同类型家庭实行差异化政策设计，以合理并最大化利用住房财富促进消费和拉动内需。第三，健全信贷市场，丰富信贷产品。住房财富升值能够在信贷市场上释放有利信号，因此，应积极稳健发展与住房相关的信贷业务，创新房贷产品，从而缓解家庭面临的流动性约束问题。参考文献1 Wei S.J.，Zhang X.B.，“The Competitive Saving Motive：Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates inChina，”Journal of Political Economy，vol.119，no.3（2011），pp.511-564.2Carroll C.D.，Overland J.，Weil D.N.，“Saving andGrowth with Habit Formation，”The American Economic Review，vol.90，no.3（2000），pp.341-355；Horioka C.Y.，Wan J.，“TheDeterminants of Household Saving in China：A Dynamic PanelAnalysis of Provincial Data，”Journal of Money，Credit andBanking，vol.39，no.8（2007），pp.2077-2096；Modigliani F.，Cao S.L.，“The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis，”Journal of Economic Literature，vol.42，no.1（2004），pp.145-170；Chamon M.D.，Prasad E.S.，“Why Are SavingRates of Urban Households in China Rising？”American Economic Journal：Macroeconomics，vol.2，no.1（2010），pp.93-130；易行健、王俊海、易君健：预防性储蓄动机强度的时序变化与地区差异基于中国农村居民的实证研究，经济研究 2008年第2期；刘生龙、胡鞍钢、郎晓娟：预期寿命与中国家庭储蓄