我國(guó)股票和房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)研究——基于狀態(tài)空間模型的實(shí)證分析

馬亞明，姚 磊，2

（1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融系，天津 300222； 2.中國(guó)濱海金融協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300222）＊

一、引 言

財(cái)富效應(yīng)是指股票、房地產(chǎn)等資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)導(dǎo)致資產(chǎn)持有者財(cái)富的變化進(jìn)而影響其消費(fèi)的效應(yīng)。股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展改變了部分居民的消費(fèi)行為是確定無(wú)疑的，但我國(guó)股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富的變動(dòng)對(duì)消費(fèi)究竟有沒(méi)有影響？股市和房市的財(cái)富效應(yīng)力度有多大？厘清這些問(wèn)題對(duì)合理調(diào)控兩大市場(chǎng)以及擴(kuò)大內(nèi)需，轉(zhuǎn)變我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

對(duì)財(cái)富效應(yīng)的研究可追溯到20世紀(jì)40年代，庇古（1943）認(rèn)為，居民消費(fèi)除了依賴于人們的收入以外，還依賴于實(shí)際財(cái)富存量，并且財(cái)富存量的增加會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)消費(fèi)支出［1］。理論界對(duì)財(cái)富效應(yīng)的研究主要集中在兩個(gè)方面：一是對(duì)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的研究；二是對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的研究。

關(guān)于股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)，國(guó)外學(xué)者研究的起步時(shí)間比較早。Ludvigson和Steindel（1999）將1953～1997年的美國(guó)股市分為了6個(gè)時(shí)間段，通過(guò)建立生命周期模型，確認(rèn)了股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的存在，并且認(rèn)為這種財(cái)富效應(yīng)在長(zhǎng)期中是不穩(wěn)定的［2］。Dynan和 Maki（2001）認(rèn)為，股市財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制可以分為兩種，即直接傳播和間接傳播，并且直接傳播效應(yīng)對(duì)于消費(fèi)的作用更為廣泛［3］。Lettau和Ludvigson（2004）在研究財(cái)富效應(yīng)的時(shí)候，認(rèn)為在股市價(jià)格持續(xù)穩(wěn)定上漲的時(shí)候能夠增加居民的長(zhǎng)期收入；而在短期中，股價(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的影響十分有限［4］。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于股市的財(cái)富效應(yīng)起步較晚，但也都驗(yàn)證了我國(guó)股市存在一定的財(cái)富效應(yīng)。易綱、王召（2002）認(rèn)為，在不同時(shí)期，政府應(yīng)通過(guò)財(cái)政、貨幣政策直接影響金融資產(chǎn)價(jià)格，致使收入分配發(fā)生變化，進(jìn)而直接影響居民消費(fèi)，但在長(zhǎng)期中這種做法并不可靠，可能會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)運(yùn)行不安全［5］。王柏杰（2012）利用2006～2011年月度面板數(shù)據(jù)考察了我國(guó)股票收益的居民財(cái)富效應(yīng)，認(rèn)為我國(guó)股市存在微弱的正效應(yīng)［6］。

關(guān)于房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的研究方面，Shinner（1989）利用面板數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)存在但很微弱［7］。Ludwing和Slok（2001）對(duì)OECD的34個(gè)國(guó)家進(jìn)行研究認(rèn)為，這些國(guó)家的股市和房地產(chǎn)市場(chǎng)都存在財(cái)富效應(yīng)［8］。Campbell和Cocco（2005）利用英國(guó)居民支出和全國(guó)的住房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)分析得出，房屋價(jià)格上漲對(duì)年長(zhǎng)的住房所有者有顯著影響，但是對(duì)年輕的租房者影響不顯著［9］。Carroll和Zhou（2012）對(duì)美國(guó)居民的消費(fèi)增長(zhǎng)率和房地產(chǎn)財(cái)富增長(zhǎng)率進(jìn)行了相關(guān)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)率和房地產(chǎn)價(jià)格的二階增長(zhǎng)率之間存在顯著的正向關(guān)系［10］。

因?yàn)槲覈?guó)1998年才結(jié)束福利分房制度，所以我國(guó)在研究房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的起步也比較晚。在實(shí)證分析方面，黃平（2006）對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了初步檢驗(yàn)，結(jié)果顯示我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在微弱的財(cái)富效應(yīng)［11］。楊天英（2012）對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)在短期和長(zhǎng)期內(nèi)存在微弱的正向財(cái)富效應(yīng)［12］。

基于近十年來(lái)我國(guó)居民的收入和消費(fèi)水平有了顯著提高，固定參數(shù)模型對(duì)于近年來(lái)這兩個(gè)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的變化情況缺乏研究和說(shuō)明。本文擬在論述股票和房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于居民消費(fèi)影響的基礎(chǔ)上，通過(guò)建立狀態(tài)空間模型來(lái)估計(jì)股票和房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于居民財(cái)富效應(yīng)的實(shí)際時(shí)變效用，并針對(duì)如何進(jìn)一步挖掘我國(guó)居民的消費(fèi)潛力，進(jìn)而拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了相關(guān)的參考建議。

二、股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)理分析

（一）居民財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)于消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)理

居民的財(cái)產(chǎn)性收入包括股票收益、房地產(chǎn)收益、儲(chǔ)蓄或債券的利息收入以及貴金屬、藝術(shù)品的投資收益等。由于我國(guó)存款利率尚未市場(chǎng)化且其它財(cái)產(chǎn)性收入占的比例較小，本文僅考慮股票收益和房地產(chǎn)收益，根據(jù) Robert E.Hall（1978）［13］和 Marjorier Flavin（1981）［14］所建立的 LC－PIH 模型，我們考慮如下的居民財(cái)產(chǎn)—消費(fèi)模型：

其中，Wt為居民當(dāng)年可支配勞動(dòng)收入，Wt－1為居民上一年可支配勞動(dòng)收入，WE1為居民的股票資產(chǎn)，WE2為居民的房地產(chǎn)資產(chǎn)，a為居民的股票資產(chǎn)收入的邊際消費(fèi)傾向，b為居民的房地產(chǎn)資產(chǎn)收入的邊際消費(fèi)傾向，c為居民工資收入的邊際消費(fèi)傾向，θ為收入增量中的持久性收入的比率，它與持久性收入預(yù)期相關(guān)，反映居民的消費(fèi)信心。

為進(jìn)一步考察股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，不失一般性，假設(shè)某一階段股票市場(chǎng)繁榮，而房地產(chǎn)市場(chǎng)保持平穩(wěn)態(tài)勢(shì)（其它情況可以類似討論）。譬如，某一階段股票市場(chǎng)出現(xiàn)繁榮，股票價(jià)格出現(xiàn)上漲，居民的股票資產(chǎn)增加了△E1，股票市場(chǎng)的持續(xù)繁榮，導(dǎo)致人們對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)期持續(xù)看好，消費(fèi)信心增強(qiáng)，因此θ增加了△θ，即：

公式（2）反映了若股票市場(chǎng)繁榮，通過(guò)居民股票資產(chǎn)的收益和消費(fèi)信心的增強(qiáng)，會(huì)促使居民消費(fèi)的不斷增加，股票市場(chǎng)呈現(xiàn)正向的財(cái)富效應(yīng)。反之，如果股票市場(chǎng)出現(xiàn)熊市，股價(jià)持續(xù)下跌使得居民的股票資產(chǎn)減少了△E1，股市的持續(xù)下跌導(dǎo)致人們對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)期悲觀，居民的消費(fèi)信心減弱，因此θ減少了△θ，即：

公式（3）說(shuō)明若股票市場(chǎng)蕭條，由于居民股票資產(chǎn)的損失和消費(fèi)信心的減弱，居民消費(fèi)的不斷減少，股票市場(chǎng)呈現(xiàn)負(fù)向的財(cái)富效應(yīng)。同理，可以分析房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)。

（二）股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制分析

1.通過(guò)影響居民的可支配收入來(lái)影響消費(fèi)。居民的消費(fèi)支出主要由可支配收入和邊際消費(fèi)傾向決定。在一定時(shí)期內(nèi)，在居民邊際消費(fèi)傾向一定的條件下，由于股票市場(chǎng)或者房地產(chǎn)市場(chǎng)行情的不斷上漲，使得居民財(cái)產(chǎn)性收入不斷增加，這部分財(cái)產(chǎn)性收入屬于居民的可支配收入。若此時(shí)居民邊際消費(fèi)傾向保持不變，那么居民消費(fèi)支出會(huì)相應(yīng)的有所增加。同理，當(dāng)股票市場(chǎng)或房地產(chǎn)市場(chǎng)行情低迷的時(shí)候，也會(huì)使得居民的可支配收入不斷減小，從而縮小居民的消費(fèi)支出。

2.通過(guò)影響居民的邊際消費(fèi)傾向來(lái)影響消費(fèi)。在一定時(shí)期內(nèi)，居民的可支配收入穩(wěn)定。若股票市場(chǎng)或者房地產(chǎn)市場(chǎng)的行情較好，使得居民對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)前景有較好的預(yù)期，將會(huì)導(dǎo)致居民的邊際消費(fèi)傾向有所增加。在居民可支配收入不變的前提下，將會(huì)使得居民的消費(fèi)支出相應(yīng)增加。同理，當(dāng)股票市場(chǎng)或者房地產(chǎn)市場(chǎng)比較低迷的時(shí)候，將會(huì)使得居民的邊際消費(fèi)傾向有所下降，從而減小居民的消費(fèi)支出。

3.通過(guò)改善企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況，增加居民的就業(yè)機(jī)會(huì)和工資收入，影響消費(fèi)支出。當(dāng)股票市場(chǎng)或者房地產(chǎn)市場(chǎng)行情較好時(shí)，將會(huì)豐富相關(guān)企業(yè)的資金來(lái)源，從而使得企業(yè)的經(jīng)營(yíng)情況不斷好轉(zhuǎn)。同時(shí)，由于這部分企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的不斷增長(zhǎng)，將會(huì)促進(jìn)整個(gè)行業(yè)逐漸向良性競(jìng)爭(zhēng)發(fā)展，國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷加快。一方面這會(huì)不斷增加居民的就業(yè)崗位，另一方面會(huì)使得居民的勞動(dòng)收入有所提高，這兩方面都會(huì)有助于居民消費(fèi)水平的上漲。同理，若股票市場(chǎng)或者房地產(chǎn)市場(chǎng)行情低迷，將會(huì)減少居民的就業(yè)機(jī)會(huì)，同時(shí)，居民相對(duì)的勞動(dòng)收入有所下降，從而導(dǎo)致居民的消費(fèi)水平有所下降。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源和處理

本文利用2002年1月到2012年6月的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以上證綜指（SP）代表股票的價(jià)格，以全國(guó)房地產(chǎn)每平方米價(jià)格（HP）代表房?jī)r(jià)，以社會(huì)消費(fèi)品零售總額／全國(guó)總?cè)丝跀?shù)（CON）代表居民消費(fèi)，以城鎮(zhèn)居民可支配收入（INC）代表居民收入。在數(shù)據(jù)的處理方面，由于城鎮(zhèn)居民可支配收入為季度數(shù)據(jù)，對(duì)月度數(shù)據(jù)的社會(huì)消費(fèi)品零售總額做加權(quán)處理得到季度數(shù)據(jù)；全國(guó)總?cè)丝谟捎跒槟甓葦?shù)據(jù)，且變動(dòng)幅度相對(duì)緩慢，本文默認(rèn)其在每年之中四個(gè)季度的全國(guó)總?cè)丝跀?shù)是不變的。本文將涉及經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)據(jù)用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）進(jìn)行處理，排除了通貨膨脹對(duì)于檢驗(yàn)結(jié)果的影響，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行X－12季節(jié)調(diào)整，最后進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，得到本文所選的變量：上證綜指（LNSP）、房地產(chǎn)價(jià)格（LNHP）、居民收入（LNINC）以及居民消費(fèi)（LNCON）。

其中，全國(guó)房地產(chǎn)每平方米價(jià)格由全國(guó)房地產(chǎn)銷售額／全國(guó)房地產(chǎn)銷售面積得到。這兩個(gè)數(shù)據(jù)和全國(guó)城鎮(zhèn)社會(huì)消費(fèi)品零售總額、城鎮(zhèn)居民可支配收入以及全國(guó)總?cè)丝跀?shù)均來(lái)自于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，上證綜指來(lái)自于新浪通達(dá)信數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)了四個(gè)變量，結(jié)果如表1。

表1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通過(guò)ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，上證綜指（LNSP）、房地產(chǎn)價(jià)格（LNHP）、居民收入（LNINC）以及居民消費(fèi)（LNCON）的原序列非平穩(wěn)，但在1%顯著水平下的一階差分之后為平穩(wěn)序列，可以認(rèn)為這四個(gè)變量為一階單整序列。

（三）數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johansen極大似然法進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明，這四個(gè)變量之間含有三個(gè)協(xié)整關(guān)系，即上證綜指（LNSP）、房地產(chǎn)價(jià)格（LNHP）、居民收入（LNINC）和居民消費(fèi)（LNCON）存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

表2 數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

（四）數(shù)據(jù)的狀態(tài)空間模型估計(jì)

由于近十年來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速增長(zhǎng)，我國(guó)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了很大改變，其中食品支出的比重逐步下降，住房、汽車甚至是奢侈品消費(fèi)成為了新的熱點(diǎn)。若采用固定系數(shù)的參數(shù)模型，并不能有效反應(yīng)近年來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化情況，所以本文采用了狀態(tài)空間模型來(lái)估計(jì)這些變量。

測(cè)量方程：

狀態(tài)方程：

運(yùn)用卡爾曼濾波為建立的狀態(tài)空間模型進(jìn)行估計(jì)，所估計(jì)的最終結(jié)果如表3所示。

表3 狀態(tài)空間模型卡爾曼濾波估計(jì)值

為了確保狀態(tài)空間模型估計(jì)結(jié)果的可靠性，對(duì)殘差序列C（2）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，說(shuō)明利用狀態(tài)空間模型卡爾曼濾波所估計(jì)出來(lái)的結(jié)果是可靠的。

表4 殘差序列C（2）的單位根檢驗(yàn)

從表3輸出的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，目前居民收入對(duì)于消費(fèi)的彈性系數(shù)最高，為1.251947，說(shuō)明居民收入的增加對(duì)于消費(fèi)有明顯的促進(jìn)作用，而股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于居民消費(fèi)的彈性系數(shù)分別為－0.071847和0.324638，從側(cè)面也證明了目前我國(guó)股票市場(chǎng)的持續(xù)低迷，以及房地產(chǎn)業(yè)對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不可忽視的拉動(dòng)作用，這些都基本符合目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行情況。下面，本文將運(yùn)用這三個(gè)變量對(duì)于居民消費(fèi)彈性系數(shù)的時(shí)變特征來(lái)做進(jìn)一步分析。

1.股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的時(shí)變特征。從總體上看，我國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)于居民消費(fèi)的彈性系數(shù)自2002年開(kāi)始便不斷下降，從2003年中旬開(kāi)始便基本處在負(fù)值的水平。期間盡管經(jīng)歷了2004～2006年小幅調(diào)整，但是對(duì)于居民消費(fèi)的負(fù)向影響沒(méi)有消除。因?yàn)閺?002年開(kāi)始連續(xù)四年的低迷，使得股票市場(chǎng)對(duì)于居民的消費(fèi)彈性不斷降低，在2005年第二季度達(dá)到了最低值－0.1348，隨后雖然有所上揚(yáng)，但是仍然未擺脫對(duì)居民消費(fèi)負(fù)系數(shù)的水平。從總體上看，從2007年第三季度開(kāi)始，股票市場(chǎng)對(duì)于居民消費(fèi)的彈性系數(shù)一直維持在－0.07水平上下平穩(wěn)波動(dòng)，這主要是由于我國(guó)居民的消費(fèi)需求的很大一部分是剛性需求，而且我國(guó)居民特有的儲(chǔ)蓄意愿造成了對(duì)于股市的彈性系數(shù)能在2007年的牛市和2008年的熊市中保持穩(wěn)定。我們還可以注意到，2007年我國(guó)股票市場(chǎng)的牛市以及2008年的熊市雖然對(duì)居民消費(fèi)彈性的影響不大，卻極其符合期間房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于消費(fèi)彈性的影響規(guī)律，我們可以推斷，我國(guó)居民在2007年牛市中所獲得的股票收益，并沒(méi)有使其相應(yīng)的消費(fèi)有所提高，而是投入到了房地產(chǎn)市場(chǎng)，使得我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)彈性從2007年開(kāi)始有了一波上揚(yáng)，隨后在2008年末又迎來(lái)了一波下跌的過(guò)程?？傮w上講，我國(guó)股票市場(chǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)并沒(méi)有給居民帶來(lái)正向的財(cái)富效應(yīng)，而是長(zhǎng)期穩(wěn)定微小負(fù)向的財(cái)富效應(yīng)。

關(guān)于房地產(chǎn)市場(chǎng)，從圖1中的SV3線可以發(fā)現(xiàn)，自2002年以后，房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于消費(fèi)的彈性一直處于震蕩走低的過(guò)程，并在2009年以后一直保持在0.35左右的平穩(wěn)走勢(shì)，證明我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于居民的財(cái)富效應(yīng)一直存在，結(jié)果也較為顯著。具體分析來(lái)看，房地產(chǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)彈性從2002～2004年之間的小幅下滑，主要是由于期間房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格頻繁小幅波動(dòng)所引起。隨后在2004年，房地產(chǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)彈性有了一波小幅上揚(yáng)，主要是由于2004年開(kāi)始的房地產(chǎn)市場(chǎng)改革，使得我國(guó)絕大多數(shù)的住房開(kāi)始在市場(chǎng)交易，導(dǎo)致房?jī)r(jià)有所上漲。而到2005年中下旬，受到中央宏觀調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的影響，房地產(chǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)彈性有所下滑，直到2007年我國(guó)股市的牛市來(lái)臨，才間接拉動(dòng)了房地產(chǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)彈性；在隨后而來(lái)的2008年熊市又使得彈性有所回落，最終在2009年后保持在0.35左右的穩(wěn)定水平。

盡管這十年間，我國(guó)股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)都經(jīng)歷了快速發(fā)展和壯大的過(guò)程，但是我們通過(guò)分析得出，目前我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)彈性要遠(yuǎn)大于股票市場(chǎng)。尤其是最近三年多來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的逐漸平穩(wěn)以及日益有效的調(diào)控政策，使得股票市場(chǎng)的消費(fèi)彈性維持在－0.07，而房地產(chǎn)市場(chǎng)的消費(fèi)彈性維持在0.35左右的水平。

圖1 股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的時(shí)變特征圖

2.居民收入對(duì)消費(fèi)彈性的時(shí)變特征分析。從圖2居民收入對(duì)消費(fèi)彈性的時(shí)變特征的SV1線中，我們可以看到，從2002～2005年，我國(guó)居民人均可支配收入的邊際消費(fèi)彈性系數(shù)不斷上漲，在2006年第四季度達(dá)到了最高值1.28，而后有所降低，并且從2007～2012年第二季度維持在1.20的水平左右浮動(dòng)。從2002～2006年我國(guó)居民消費(fèi)占收入的比重快速增長(zhǎng)，主要是因?yàn)樽?002年開(kāi)始，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生了比較明顯的變化，一是從2001年下半年國(guó)家大力推行的最低生活保障制度開(kāi)始逐步產(chǎn)生作用；二是我國(guó)城鎮(zhèn)居民個(gè)人通訊產(chǎn)品消費(fèi)開(kāi)始顯著發(fā)展和增長(zhǎng)；三是計(jì)算機(jī)的廣泛普及以及互聯(lián)網(wǎng)購(gòu)物的蓬勃發(fā)展。而從2006年到2007年，由于期間一輪通脹的主要影響，使得2007年12月的物價(jià)水平比2006年1月上漲了8.17%，導(dǎo)致居民消費(fèi)有了小幅下降，但是仍保持在1.0之上的水平發(fā)展。而后盡管受到2008年金融危機(jī)的影響，我國(guó)居民收入的增速放緩，但是由于國(guó)家汽車、家電下鄉(xiāng)政策的大力推動(dòng)，我國(guó)居民消費(fèi)彈性繼續(xù)保持著平穩(wěn)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。自2011年末爆發(fā)的歐元區(qū)債務(wù)危機(jī)，并未對(duì)我國(guó)居民收入的消費(fèi)彈性有比較顯著的影響，主要是自2011年以來(lái)國(guó)家推出了一系列的收入分配改革政策，例如提高個(gè)稅的繳納起征點(diǎn)等相關(guān)措施，在一定程度上保障了居民的相對(duì)收入，使得我國(guó)居民的收入消費(fèi)彈性并未出現(xiàn)明顯回落，保持了穩(wěn)定的水平。從總體上看，我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)占收入的比重正在不斷增大，在排除通脹的影響下，從2002年初的40%左右，增長(zhǎng)到了2012年60%左右的水平，其中在2011年第四季度達(dá)到了最高值67.92%，并且在最近的2012年第二季度，也達(dá)到了63.54%的水平。在這種消費(fèi)比重不斷上漲的影響下，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)收入彈性的系數(shù)一路上揚(yáng)，在2006年處于高位后上下波動(dòng)，于2008年第三季度后處于基本穩(wěn)定的狀態(tài)。

圖2 居民收入消費(fèi)彈性的時(shí)變特征圖

（五）廣義脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)所表現(xiàn)的是對(duì)內(nèi)生變量的誤差項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)大小的沖擊，從而對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)生的一系列動(dòng)態(tài)影響，具體分析如下：

圖3 各變量沖擊對(duì)于居民消費(fèi)的影響

在當(dāng)期給居民收入（LNINC）一個(gè)正向的沖擊后，居民消費(fèi)（LNCON）在前6期向上穩(wěn)定增長(zhǎng)，在第7期達(dá)到了10%的波動(dòng)幅度；在當(dāng)期給房地產(chǎn)價(jià)格（LNHP）一個(gè)正向沖擊后，居民消費(fèi)（LNCON）在前4期產(chǎn)生了微小的增長(zhǎng)，同時(shí)在第5期過(guò)后迅速回落，直到第8期消失；在當(dāng)期給上證綜指（LNSP）一個(gè)正向沖擊后，居民消費(fèi)（LNCON）產(chǎn)生了負(fù)向的影響。這三個(gè)變量對(duì)于居民消費(fèi)（LNCON）的脈沖響應(yīng)分析，也證明了采用狀態(tài)空間模型所論證的結(jié)果，即居民的房地產(chǎn)資產(chǎn)對(duì)于居民有正向的財(cái)富效應(yīng)，而股票資產(chǎn)對(duì)于居民有微小的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)。

四、結(jié)論和建議

通過(guò)建立城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、收入以及股票和房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格的均衡模型，并通過(guò)卡爾曼濾波估計(jì)模擬出了股票和房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于居民消費(fèi)的時(shí)變特征，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)具有非對(duì)稱性，房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)長(zhǎng)期為正，要大于長(zhǎng)期為微小負(fù)值的股票市場(chǎng)。

結(jié)合到我國(guó)的具體情況，提出了以下的政策建議：

1.進(jìn)一步完善相關(guān)制度，使股市成為真正的財(cái)富創(chuàng)造地。我國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)為微小負(fù)值，正向財(cái)富效應(yīng)難以發(fā)揮，一個(gè)重要的原因就是我國(guó)股市長(zhǎng)期以來(lái)“重圈錢”、“輕回報(bào)”，忽視了對(duì)投資者利益的保護(hù)。而股市的持續(xù)繁榮和穩(wěn)定是其財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮顯著積極作用的基礎(chǔ)，因此，要大力改革股市制度，改變股市圈錢的性質(zhì)，同時(shí)，加強(qiáng)對(duì)上市公司的監(jiān)管力度，完善退市機(jī)制，使股市真正成為優(yōu)化資源配置，為股民創(chuàng)造合理回報(bào)的市場(chǎng)，只有這樣，股市的財(cái)富效應(yīng)才能不斷增強(qiáng)。

2.合理調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)，保持房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的平穩(wěn)運(yùn)行。一方面，要大力打擊投機(jī)性購(gòu)房，抑制房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，防止房地產(chǎn)泡沫的擴(kuò)大，另一方面，要防止房?jī)r(jià)在短期內(nèi)跌幅過(guò)大，如果房地產(chǎn)價(jià)格跌幅過(guò)快，則會(huì)對(duì)居民的收入預(yù)期產(chǎn)生不良影響，進(jìn)而可能會(huì)出現(xiàn)一系列羊群效應(yīng)，沖擊我國(guó)金融市場(chǎng)的穩(wěn)定性，進(jìn)一步會(huì)削弱經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力。

［1］Pigou，A.The classical stationary state ［J］.The Economic Journal，1943，（83）：343－354.

［2］Ludvigson S ，C.Steindel，how important is the stock market effect on consumption ？［J］.Economic Policy Review，1999（5）：29－52.

［3］Dynan K ，Maki D .Does stock market wealth matter for con－sumption？［J］.Federal Reserve Board Working Papers，2001：45－49.

［4］Martin Lettau，Sydney C .Ludvigson Understanding trend and cycle in asset values：revaluating the wealth effect on consumption［J］.The American Economic Review，2004，（3）：59－70.

［5］易綱，王召.貨幣政策與金融資產(chǎn)價(jià)格［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2002，（3）：13－20.

［6］王柏杰.股票收益的居民消費(fèi)效應(yīng)考察：2006～2011［J］.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2012，（8）：91－94.

［7］Shinner.J.Housing wealth and aggregate saving［J］.Regional Science and Urban Economics，1989（19）：305－324.

［8］Alexander Ludwing，Torsten Slok.The import of stock prices and house prices on consumption in OCED countries［R］.IMF Working Paper，2009.

［9］Campbell.John，Joao Cocco.How do house prices affect consumption？evidence from micro data［R］.National Bureau of Economic Research，2005：75－81.

［10］Zhou X ，C D.Carroll.Dynamic of wealth and consumption：new and improved measures for US states［J］.The B.E.Journal of Macroeconomics，2012，（3）：1－4.

［11］黃平.我國(guó)房地產(chǎn)“財(cái)富效應(yīng)”與貨幣政策關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.上海金融，2006，（6）：32－34.

［12］楊天英.中國(guó)房地產(chǎn)與資本市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的協(xié)同變遷路徑－基于誤差修正模型的實(shí)證分析［J］.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，（2）：47－52.

［13］Robert E.Hall.Stochastic implications of the life cycle－permanent income hypothesis：theory and evidence［J］.Journal of Political Economy，1978，（12）：67－73.

［14］Marjorier Flavin.The adjustment of consumption to changing expectations about future income［J］.Journal of Political Economy，1981，（10）：45－49.