嚴(yán) 艷，陳 磊

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116023)

一、引言

消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力。然而，長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)始終存在居民部門(mén)消費(fèi)不足的現(xiàn)象，成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突出問(wèn)題。近期國(guó)際上貿(mào)易保護(hù)主義思潮愈演愈烈，來(lái)自外部的不穩(wěn)定因素增多，外部需求持續(xù)萎縮，使得我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)一步承受新的壓力。黨的十九大報(bào)告明確提出要“完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”。2020年初，新冠疫情爆發(fā)，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)特別是對(duì)消費(fèi)形成沖擊，為穩(wěn)固經(jīng)濟(jì)內(nèi)生動(dòng)力，2020年3月，國(guó)家發(fā)改委、中宣部等23個(gè)部門(mén)聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于促進(jìn)消費(fèi)擴(kuò)容提質(zhì)加快形成強(qiáng)大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的實(shí)施意見(jiàn)》，提出要“發(fā)揮消費(fèi)基礎(chǔ)性作用、助力形成強(qiáng)大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)”?，F(xiàn)階段，穩(wěn)固和擴(kuò)大內(nèi)需對(duì)于穩(wěn)增長(zhǎng)的重要性不言而喻，促進(jìn)居民消費(fèi)潛力釋放成為當(dāng)前宏觀政策的重心。

針對(duì)居民消費(fèi)不足的問(wèn)題，傳統(tǒng)的研究視角主要有預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄、流動(dòng)性約束、人口結(jié)構(gòu)以及收入分配等(臧旭恒和裴春霞，2004；方福前，2009；劉生龍和周紹杰，2011)[1～3]。近年來(lái)，學(xué)者們注意到上述研究只能對(duì)消費(fèi)不足提供部分的解釋?zhuān)瑧?yīng)當(dāng)更加重視家庭資產(chǎn)特別是金融資產(chǎn)與住房資產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響(李濤和陳斌開(kāi)，2014；張浩等，2017)[4～5]。以生命周期理論和永久收入假說(shuō)為代表的經(jīng)典消費(fèi)理論認(rèn)為，資產(chǎn)具有財(cái)富效應(yīng)，資產(chǎn)價(jià)值的變動(dòng)是居民消費(fèi)的重要影響因素。根據(jù)生命周期理論，家庭致力于維持平穩(wěn)的消費(fèi)模式，因此人們的消費(fèi)決策并不只著眼于當(dāng)前收入，而是會(huì)根據(jù)其整個(gè)生命周期對(duì)收入和資產(chǎn)進(jìn)行配置；永久收入假說(shuō)認(rèn)為，消費(fèi)與未來(lái)預(yù)期收入的現(xiàn)值有關(guān)，而未來(lái)收入不僅取決于家庭的勞動(dòng)收入，還取決于家庭所擁有的實(shí)物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)。

過(guò)去20年來(lái)，伴隨著我國(guó)居民收入的增長(zhǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)的長(zhǎng)期繁榮以及金融市場(chǎng)的逐步完善，居民家庭持有的住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)大幅增加。經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)社發(fā)布的《中國(guó)家庭財(cái)富調(diào)查報(bào)告2019》數(shù)據(jù)顯示，2018年我國(guó)家庭人均財(cái)產(chǎn)20.89萬(wàn)元，增速為7.49%，超過(guò)了同期的GDP增速。2018年，住房資產(chǎn)在我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均財(cái)富中所占的比重為71.35%，在農(nóng)村居民家庭人均財(cái)富中的占比為52.28%，已成為我國(guó)居民家庭資產(chǎn)最重要的組成部分。在金融資產(chǎn)方面，較高的預(yù)防性需求導(dǎo)致我國(guó)居民保有較多的現(xiàn)金和存款，與此同時(shí)，我國(guó)居民對(duì)股票市場(chǎng)的參與度也在不斷提升，中國(guó)證券登記結(jié)算公司公布的數(shù)據(jù)顯示，2020年2月國(guó)內(nèi)股民數(shù)已突破1.6億，股票資產(chǎn)在金融資產(chǎn)中的比重逐步增大。在當(dāng)前的時(shí)代背景下，如何進(jìn)一步擴(kuò)大消費(fèi)需求需要尋找新的突破口，研究住房資產(chǎn)與金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)及變化趨勢(shì)有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

“財(cái)富效應(yīng)”的概念最初由英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿瑟·庇古提出，指的是物價(jià)水平變化導(dǎo)致貨幣和其他金融資產(chǎn)實(shí)際價(jià)值的變化，從而引起消費(fèi)支出的增加或減少。隨著現(xiàn)代社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，財(cái)富的構(gòu)成不斷變化，財(cái)富效應(yīng)的概念也隨之拓寬，目前通常指由財(cái)富的增加或減少所引起的消費(fèi)或總需求的變化，本文研究的是財(cái)富變化對(duì)居民消費(fèi)支出的影響。

財(cái)富可劃分為金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)兩種形式，金融資產(chǎn)包括存款、股票等流動(dòng)性較強(qiáng)的資產(chǎn)，非金融資產(chǎn)指的是除金融資產(chǎn)以外的實(shí)物資產(chǎn)，主要是住房資產(chǎn)。受資產(chǎn)流動(dòng)性、預(yù)期回報(bào)率等一系列因素的影響，不同資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)存在著差異。Pichette和Tremblay(2003)[6]指出，消費(fèi)者往往認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲比股價(jià)上漲帶來(lái)財(cái)富增加更為持久和可靠，因而住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響也更加明顯。而B(niǎo)uiter(2010)[7]認(rèn)為住房資產(chǎn)不能算作真正的“財(cái)富”，在標(biāo)準(zhǔn)的生命周期和永久收入消費(fèi)模式之下，住房同時(shí)被視為資產(chǎn)和消費(fèi)品，住房消費(fèi)成本會(huì)抵消住房對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)。Sierminska和Takhtamanova(2012)[8]指出，由于住房資產(chǎn)的流動(dòng)性遠(yuǎn)低于金融資產(chǎn)的流動(dòng)性，阻礙了其財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮，因此住房資產(chǎn)價(jià)值的增加并不一定能提升居民的消費(fèi)水平。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)住房和金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了廣泛的實(shí)證比較，得到的結(jié)論往往存在較大差異。以美國(guó)為例，Case等(2005，2011，2013)[9～11]通過(guò)一系列研究對(duì)比住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響遠(yuǎn)高于金融資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響，而Calomiris等(2012)[12]基于相同的數(shù)據(jù)集得出了截然不同的結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)與金融資產(chǎn)相比，住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響似乎并不顯著。

我國(guó)自住房市場(chǎng)化改革以來(lái)，居民住房自有率大幅提升，住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)成為學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。駱祚炎(2007)[13]基于1985—2005年數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)這一時(shí)期我國(guó)住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)大于金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)。黃靜和屠梅曾(2009)[14]通過(guò)對(duì)2000 年、2004 年和2006 年三期CHNS(中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查)數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)居民的房產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)有促進(jìn)作用，但隨著房?jī)r(jià)上漲，房產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)的彈性系數(shù)下降。也有研究指出住房資產(chǎn)的增加對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用不大。況偉大(2011)[15]對(duì)1996—2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)我國(guó)家庭的非住房消費(fèi)沒(méi)有財(cái)富效應(yīng)，而股市回報(bào)對(duì)非住房消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用。趙楊等(2011)[16]采用1994—2011 年的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)樣本期內(nèi)房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)存在較弱的正向作用，收入是國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求的主要影響因素。顏色和朱國(guó)鐘(2013)[17]建立基于生命周期的動(dòng)態(tài)模型，指出在現(xiàn)實(shí)情況下，由于房?jī)r(jià)的快速上行并不具備持續(xù)性，因而消費(fèi)會(huì)受到抑制。李濤和陳斌開(kāi)(2014)[4]以2008年和2009年的數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)住房更多地呈現(xiàn)出消費(fèi)品屬性，并不存在明顯的財(cái)富效應(yīng)。

伴隨著國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)的高速發(fā)展，金融資產(chǎn)特別是股票資產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響同樣受到了廣泛討論。唐紹祥等(2008)[18]的實(shí)證研究顯示，在2003年8月之前，我國(guó)股市對(duì)消費(fèi)的影響始終為負(fù)，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和股票市場(chǎng)的發(fā)展，逐漸顯現(xiàn)出一定的正向財(cái)富效應(yīng)。胡永剛和郭長(zhǎng)林(2012)[19]發(fā)現(xiàn)我國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在著較為明顯的不對(duì)稱(chēng)影響，股價(jià)上升10% ，消費(fèi)將增加1.054%，股價(jià)下降10%，消費(fèi)將減少2.292%。劉也等(2016)[20]對(duì)2011年CHFS(中國(guó)家庭金融調(diào)查)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)支出都有顯著的正向影響，金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)比住房資產(chǎn)更明顯。楊耀武和楊澄宇(2019)[21]基于2002—2016 年的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)的住房資產(chǎn)彈性大于金融資產(chǎn)彈性，但住房資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向(MPC)低于金融財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向。

根據(jù)對(duì)國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)的歸納可以看出，已有研究關(guān)于住房和金融資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的結(jié)論存在著較大分歧，即使是同樣以宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為分析對(duì)象的研究也并未得出一致的意見(jiàn)。究其原因可能與模型方法、變量選取等多方面因素有關(guān)，更重要的是，伴隨著我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，居民的消費(fèi)偏好、資產(chǎn)配置以及政府部門(mén)對(duì)住房及資本市場(chǎng)的調(diào)控導(dǎo)向都在不斷改變，資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的基本影響因素亦會(huì)隨時(shí)間推移產(chǎn)生變化，因此，基于不同樣本區(qū)間得到的分析結(jié)果往往存在較大差異。為了衡量可能存在的結(jié)構(gòu)突變，本文采用帶有結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)消費(fèi)、收入、住房資產(chǎn)與金融資產(chǎn)四變量系統(tǒng)進(jìn)行分析，在此基礎(chǔ)上，本文對(duì)協(xié)整系統(tǒng)進(jìn)行了持久性沖擊和暫時(shí)性沖擊分解，探討兩種沖擊在不同階段對(duì)居民消費(fèi)和資產(chǎn)的影響。

三、理論模型與分析方法

Lettau和Ludwigson(2001，2004)[22～23]提出的理論模型證明消費(fèi)、收入、資產(chǎn)三者的變化存在共同趨勢(shì)，F(xiàn)isher等(2010)[24]基于Lettau和Ludwigson(2001，2004)[22～23]的理論框架，在消費(fèi)、收入、金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)四變量間建立了理論聯(lián)系。

首先，假定資產(chǎn)的跨期變化如下：

Wt+1=(1+Rw,t+1)(Wt-Ct)

(1)

C代表消費(fèi)，W代表家庭的總資產(chǎn)，Rw,t+1代表資產(chǎn)回報(bào)率。Campbell和Mankiw(1989)[25]推導(dǎo)出式(1)的對(duì)數(shù)線性形式，得到對(duì)數(shù)消費(fèi)資產(chǎn)比的表達(dá)式：

(2)

(3)

將人力資產(chǎn)定義為勞動(dòng)收入Yt的貼現(xiàn)值：

(4)

式(4)等價(jià)于：

Ht+1=(1+Rh,t+1)(Ht-Yt)

(5)

和式(2)一樣進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化可得：

(6)

(7)

由于等式右側(cè)是平穩(wěn)過(guò)程，即等式左側(cè)的對(duì)數(shù)消費(fèi)ct、對(duì)數(shù)收入yt、對(duì)數(shù)住房資產(chǎn)a1t以及對(duì)數(shù)金融資產(chǎn)a2t之間的線性組合是平穩(wěn)的。倘若ct、yt、a1t、a2t滿(mǎn)足一階單整過(guò)程，那么理論上，上述四變量間應(yīng)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。在通過(guò)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)后，可對(duì)該四變量系統(tǒng)Xt=(ct,yt,a1t,a2t)′建立向量誤差修正模型：

(8)

μ是截距項(xiàng)，π=αβ′，α是誤差修正項(xiàng)系數(shù)，β是協(xié)整向量，et是殘差項(xiàng)，其協(xié)方差矩陣為Ω。由于系統(tǒng)中變量的一階差分均為平穩(wěn)過(guò)程，因此式(8)可以寫(xiě)成向量移動(dòng)平均形式：

ΔXt=C(L)et+μ

(9)

C(L)為滯后算子多項(xiàng)式。根據(jù)Engle和Granger(1987)[26]的文獻(xiàn)，VEC模型中的沖擊可以被分解為持久性沖擊和暫時(shí)性沖擊，其中，持久性沖擊影響協(xié)整系統(tǒng)的共同隨機(jī)趨勢(shì)，對(duì)變量具有長(zhǎng)期影響，暫時(shí)性沖擊不具有長(zhǎng)期影響。我們采用Gonzalo和Granger(1995)[27]、Gonzalo和Ng(2001)[28]提出的方法，利用協(xié)整關(guān)系提供的信息來(lái)分解沖擊。

ΔXt=μ+C(L)G-1Get=μ+D(L)μt

(10)

(11)

(12)

四、帶有結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

(一)變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的主要變量包括人均消費(fèi)、人均收入、人均住房資產(chǎn)以及人均金融資產(chǎn)。人均住房資產(chǎn)按照現(xiàn)有文獻(xiàn)的一般做法，根據(jù)住房平均銷(xiāo)售價(jià)格和城鎮(zhèn)人均住房面積計(jì)算，最新一年的人均住房面積數(shù)據(jù)根據(jù)前三年的平均增長(zhǎng)率估算，并通過(guò)三次插值法補(bǔ)全月度數(shù)據(jù)。金融資產(chǎn)數(shù)據(jù)的構(gòu)造參考了楊耀武和楊澄宇(2019)[21]的研究，主要選取儲(chǔ)蓄存款和股票資產(chǎn)兩部分，人均金融資產(chǎn)采用城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款以及兩市股票流通市值之和除以城鎮(zhèn)人口計(jì)算。部分區(qū)間的人均消費(fèi)和人均可支配收入只有季度值，亦通過(guò)三次插值法補(bǔ)全月度值。名義變量均通過(guò)定基比的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，轉(zhuǎn)化為實(shí)際值。對(duì)全部變量采用X-12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。對(duì)應(yīng)于理論模型式(7)，將全部變量轉(zhuǎn)化為對(duì)數(shù)形式。樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2003年1月到2019年12月，數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)Gregory和Hansen協(xié)整檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的Johansen和E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)只適用于變量間存在穩(wěn)定長(zhǎng)期關(guān)系的情況，而在一個(gè)較長(zhǎng)的時(shí)間跨度內(nèi)，變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系并不會(huì)保持一成不變。目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，在新的運(yùn)行軌道上，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)條件和外部環(huán)境都有了重要轉(zhuǎn)變，倘若未能在實(shí)證檢驗(yàn)中考慮結(jié)構(gòu)的變化，那么對(duì)變量間長(zhǎng)期關(guān)系的估計(jì)可能并不準(zhǔn)確。另外，從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的角度來(lái)看，從2013年開(kāi)始，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)城鄉(xiāng)住戶(hù)調(diào)查實(shí)施了一體化改革，居民收支數(shù)據(jù)的調(diào)查范圍、對(duì)象及統(tǒng)計(jì)口徑等均有所改變，因此基于全部樣本數(shù)據(jù)的分析也存在一定的問(wèn)題，部分學(xué)者在采用此類(lèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)對(duì)2013年前后的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了分段(石明明等，2019)[29]。

綜合上述考慮，本文對(duì)四變量系統(tǒng)進(jìn)行了Gregory和Hansen檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)方法是E-G兩步法的擴(kuò)展，檢驗(yàn)的原假設(shè)H0：變量間不存在協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)H1：變量間存在帶有結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的協(xié)整關(guān)系?；緳z驗(yàn)步驟如下：在包含結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的模型框架內(nèi)，對(duì)所有可能斷點(diǎn)計(jì)算協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，可供參考的統(tǒng)計(jì)量有三個(gè)，包括常用的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量ADF(τ)以及兩個(gè)Philips檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Zt(τ)和Zα(τ)，取最小值判斷結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)出現(xiàn)的位置。此時(shí)，統(tǒng)計(jì)量的漸近分布與標(biāo)準(zhǔn)情況下不同，Gregory和Hansen(1996)[30]計(jì)算了三個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的漸近分布和漸近臨界值。

標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

ct=βyyt+βa1a1t+βa2a2t+β0+εt

(13)

Gregory和Hansen協(xié)整檢驗(yàn)方法可對(duì)三種形式的模型結(jié)構(gòu)突變進(jìn)行檢驗(yàn)，分別是截距項(xiàng)突變(C)、截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)突變(C/T)，以及截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)突變(C/S)。本文的檢驗(yàn)形式為截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)都可存在結(jié)構(gòu)突變(C/S)：

ct=βyyt+βy1φtyt+βa1a1t+βa1 1φta1t+βa2a2t+βa2 1φta2t+β0+β01φt+εt

(14)

(15)

表1 Gregory和Hansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

Gregory和Hansen檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。三個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平下顯著，證明結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的客觀存在。檢驗(yàn)顯示，結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)出現(xiàn)在2013年6月。由于協(xié)整關(guān)系的斜率項(xiàng)及截距項(xiàng)產(chǎn)生了顯著的結(jié)構(gòu)突變，可以認(rèn)為在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)前后存在兩個(gè)不同的協(xié)整系統(tǒng)?；谏鲜鼋Y(jié)果，我們采用李劍和藏旭恒(2013)[31]的做法，對(duì)結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)兩側(cè)的子樣本分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。

表2 兩個(gè)子樣本期的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表2的Johansen跡檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，兩個(gè)時(shí)期內(nèi)都至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。由于Johansen方法在小樣本中可能給出不可靠的協(xié)整系數(shù)估計(jì)(Stock和Watson，1993)[32]，為避免產(chǎn)生小樣本偏誤，這里我們選擇了在有限樣本下表現(xiàn)更好的動(dòng)態(tài)最小二乘法(DOLS)和完全修正的最小二乘法(FM-OLS)對(duì)協(xié)整系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 消費(fèi)支出與各變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系

首先，在兩個(gè)子樣本期內(nèi)，消費(fèi)的收入彈性都在1%的水平下顯著。在2013年以前，收入每增長(zhǎng)1%將導(dǎo)致消費(fèi)增加約0.72%，收入的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.516，代表收入每增加1元，消費(fèi)支出將增加約0.516元。2013年之后，收入的彈性系數(shù)約為0.51～0.53，邊際消費(fèi)傾向下降至0.35左右。住房資產(chǎn)方面：在2013年以前，消費(fèi)的住房資產(chǎn)彈性為0.026，但該系數(shù)不顯著，2013年以后，住房資產(chǎn)彈性上升至0.12以上，在5%的水平下顯著，由于資產(chǎn)為存量數(shù)據(jù)而消費(fèi)支出為流量數(shù)據(jù)，這里我們以季度為單位計(jì)算資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向，以便與已有文獻(xiàn)進(jìn)行比較。根據(jù)計(jì)算，在2013年以前，住房資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.0006，代表住房資產(chǎn)每增加1元，季度消費(fèi)將增加0.0006元，2013年以來(lái)，住房資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向大幅提升至0.0027，這一結(jié)果與楊耀武和楊澄宇(2019)[21]計(jì)算所得的0.0026較為相似。兩個(gè)階段內(nèi)，消費(fèi)的金融資產(chǎn)彈性都在5%的水平下顯著。金融資產(chǎn)方面：前一個(gè)子樣本期消費(fèi)的金融資產(chǎn)彈性系數(shù)為0.06，金融資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.0019，2013年之后，金融資產(chǎn)的彈性系數(shù)增加至0.1以上，金融資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.0028，意味著金融資產(chǎn)每增加1元，居民季度消費(fèi)增加額從0.0019元增至0.0028元。楊耀武和楊澄宇(2019)[21]計(jì)算的金融資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向約為0.0036，略高于本文的估計(jì)值。

上述結(jié)果表明，收入始終是消費(fèi)最主要的影響因素，但隨時(shí)間推移和收入水平的提升，消費(fèi)的收入彈性以及收入的邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)出遞減的趨勢(shì)，收入增加對(duì)消費(fèi)支出的促進(jìn)作用明顯下降，與此同時(shí)，消費(fèi)的住房資產(chǎn)彈性大幅增加，消費(fèi)的金融資產(chǎn)彈性同樣有所上升，表明家庭財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響不斷增強(qiáng)，特別是住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)有了顯著提升。

然而，2013年以來(lái)我國(guó)大部分城市房?jī)r(jià)經(jīng)歷了持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)的一個(gè)快速增長(zhǎng)階段，因此我們不得不思考這樣一個(gè)問(wèn)題：由于在消費(fèi)支出中包括了居住消費(fèi)，與其他項(xiàng)支出相比，居住支出更多地表現(xiàn)為隨房?jī)r(jià)增減而被動(dòng)地增減，隨著房?jī)r(jià)持續(xù)快速上漲，居住消費(fèi)必然隨之增加，即表現(xiàn)為消費(fèi)的住房資產(chǎn)彈性增大。另一方面，居住消費(fèi)支出主要反映了居民生活成本的變化，當(dāng)人們決定增加或壓縮消費(fèi)支出時(shí)，居住支出并不是首要選項(xiàng)，也難以反映出居民對(duì)消費(fèi)的主動(dòng)調(diào)整?？紤]到居住支出在總消費(fèi)支出中占比不低(1)2018年全國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出26112元，城鎮(zhèn)居民人均居住消費(fèi)支出6255元，2019年全國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出28063元，城鎮(zhèn)居民人均居住消費(fèi)支出6780元，居住消費(fèi)在全部消費(fèi)支出中占比均超過(guò)24%。，前文得到的結(jié)果很可能并不意味著住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的增強(qiáng)，而是由居住成本增加所致(2)值得注意的是，與2012年及以前年份明顯不同的是，城鄉(xiāng)一體化住戶(hù)收支與生活狀況調(diào)查方案中，“自有住房折算租金”項(xiàng)被計(jì)入居民的居住消費(fèi)支出中，折算租金代表自有住房持有者所得到住房服務(wù)的估值，等價(jià)于租用同等房屋所需要支付的租金。這一變化也導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民的居住消費(fèi)支出數(shù)據(jù)在2013年以后有明顯提高。中國(guó)住戶(hù)調(diào)查年鑒的數(shù)據(jù)顯示，2013年以來(lái)，“自有住房折算租金”占居民居住消費(fèi)支出的60%以上，占居民人均消費(fèi)支出的比例超過(guò)14%。。也就是說(shuō)，在包含居住消費(fèi)的情況下，住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)或許存在高估。

為進(jìn)一步分析住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)是否高估的問(wèn)題，下面我們采用非居住消費(fèi)支出替換消費(fèi)支出，重新對(duì)四變量系統(tǒng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，三個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為-10.63、-7.52以及-90.99，均在1%的水平下顯著，表明在進(jìn)行數(shù)據(jù)替換后，協(xié)整系統(tǒng)仍然存在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)，結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的位置為0.6029，基于這一檢驗(yàn)結(jié)果，我們以2013年3月為斷點(diǎn)劃分子樣本。結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)前后協(xié)整系數(shù)的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 非居住消費(fèi)支出與各變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系

根據(jù)表4，2013年以前住房資產(chǎn)彈性的估計(jì)值與表3相比略有下降，兩組數(shù)據(jù)并未出現(xiàn)明顯差異，但在2013年以后，非居住消費(fèi)的住房資產(chǎn)彈性與數(shù)據(jù)替換前相比大幅下降，且該系數(shù)不顯著，意味著住房資產(chǎn)的增加并未對(duì)我國(guó)居民的非居住消費(fèi)表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。上述結(jié)果表明，在包含居住消費(fèi)的情況下，住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)的確存在高估。除此以外，金融資產(chǎn)彈性的估計(jì)值也表現(xiàn)出明顯差異，兩個(gè)子樣本期內(nèi)的金融資產(chǎn)彈性分別增至0.13和0.2，金融資產(chǎn)的季度邊際消費(fèi)傾向分別提升至0.0037和0.0039，意味著金融資產(chǎn)增加對(duì)非居住消費(fèi)的長(zhǎng)期促進(jìn)作用更為明顯。

(三)基于VEC模型的分析

1．VEC模型估計(jì)結(jié)果

我們根據(jù)表4中DOLS估計(jì)結(jié)果對(duì)非居住消費(fèi)、收入、住房資產(chǎn)以及金融資產(chǎn)建立VEC模型，系數(shù)估計(jì)值如表5。

表5 VEC模型估計(jì)結(jié)果

如表5所示，兩個(gè)子樣本期內(nèi)，只有消費(fèi)方程的誤差修正項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著，表明消費(fèi)參與了誤差修正過(guò)程，而住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)都弱外生于該協(xié)整系統(tǒng)。這意味著一旦發(fā)生某些暫時(shí)性的變化導(dǎo)致協(xié)整系統(tǒng)發(fā)生偏離時(shí)，我國(guó)居民更傾向于通過(guò)調(diào)整消費(fèi)達(dá)到恢復(fù)均衡的目的，換句話(huà)說(shuō)，相較于增加或減少消費(fèi)，人們保持財(cái)富穩(wěn)定的意愿更強(qiáng)。這一發(fā)現(xiàn)與李劍和藏旭恒(2013)[31]、范敘春和朱保華(2015)[33]的分析相吻合。在消費(fèi)方程中，住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)增長(zhǎng)率的滯后項(xiàng)系數(shù)均不顯著，表明前一期資產(chǎn)增速的變化對(duì)消費(fèi)的短期影響有限。消費(fèi)的誤差修正系數(shù)在2013年以后有所下降，意味著消費(fèi)向均衡調(diào)整的速度變慢，同時(shí)，在消費(fèi)方程中，消費(fèi)增長(zhǎng)率的一階滯后項(xiàng)系數(shù)在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)前后存在較大變化，2013年以前，消費(fèi)增長(zhǎng)率的一階滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著(0.133)，2013年以后該系數(shù)為正且在10%的水平上顯著(0.201)，說(shuō)明前一期消費(fèi)增速對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增速的解釋力度明顯提升，上述變化意味著我國(guó)居民的消費(fèi)慣性在2013年以后顯著增強(qiáng)。

2．持久性-暫時(shí)性沖擊分解

根據(jù)協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)判斷，在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)前后，該四變量系統(tǒng)均受到三個(gè)持久性沖擊和一個(gè)暫時(shí)性沖擊的驅(qū)動(dòng)。首先我們通過(guò)方差分解來(lái)了解各變量增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)方差中來(lái)自于持久性沖擊和暫時(shí)性沖擊的貢獻(xiàn)，表6給出了變量各期預(yù)測(cè)方差的分解，其中，長(zhǎng)期預(yù)測(cè)方差根據(jù)長(zhǎng)期影響矩陣計(jì)算得到。

表6 持久性-暫時(shí)性方差分解

持久性-暫時(shí)性方差分解可將變量受持久性沖擊以及暫時(shí)性沖擊的影響分開(kāi)，區(qū)分變量的持久性變化和暫時(shí)性變化，據(jù)此可進(jìn)一步驗(yàn)證基于協(xié)整關(guān)系的財(cái)富效應(yīng)分析是否可靠。Lettau和Ludwigson(2004)[23]發(fā)現(xiàn)，美國(guó)家庭資產(chǎn)的波動(dòng)雖然具有高度的持續(xù)性，但家庭資產(chǎn)的長(zhǎng)期波動(dòng)在本質(zhì)上仍是由暫時(shí)性沖擊決定，消費(fèi)的長(zhǎng)期波動(dòng)則主要受持久性沖擊影響，這意味著家庭資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)被夸大。從表6可以看出，兩個(gè)子樣本期內(nèi)，暫時(shí)性沖擊對(duì)各變量長(zhǎng)期波動(dòng)的解釋能力均低于2%，這意味著我國(guó)家庭的消費(fèi)、收入、住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的長(zhǎng)期變化都由持久性沖擊決定，并不存在明顯的暫時(shí)性成分，表明基于協(xié)整關(guān)系得到的財(cái)富效應(yīng)分析是合理的。

2013年以前，暫時(shí)性沖擊能夠解釋短期內(nèi)(1個(gè)月)消費(fèi)波動(dòng)的比例約為35.9%，2013年以后，短期內(nèi)，消費(fèi)受到更多來(lái)自于暫時(shí)性沖擊的驅(qū)動(dòng)，暫時(shí)性沖擊最多能夠解釋短期消費(fèi)波動(dòng)的52.6%，并且暫時(shí)性沖擊對(duì)消費(fèi)的作用持續(xù)時(shí)間更長(zhǎng)，到半年后仍能達(dá)到18.3%。2013年以前，暫時(shí)性沖擊對(duì)收入的短期影響可達(dá)到9.2%，在2013年以后出現(xiàn)了明顯下降，短期影響不足1%，表明居民收入的穩(wěn)定性有了大幅提升。此外，暫時(shí)性沖擊對(duì)住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的短期貢獻(xiàn)均有所提升，特別是金融資產(chǎn)更為明顯。在2013年以前，暫時(shí)性沖擊對(duì)金融資產(chǎn)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)最多只有2.2%，究其原因，可能與我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)的結(jié)構(gòu)有關(guān)，范敘春和朱保華(2015)[33]指出，這一時(shí)期我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)主要由儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)構(gòu)成，因而金融資產(chǎn)波動(dòng)主要受持久性沖擊驅(qū)動(dòng)。表6顯示，這一情況在2013年以后產(chǎn)生了顯著變化，暫時(shí)性沖擊對(duì)金融資產(chǎn)的短期影響達(dá)到10.8%，考慮2013年以來(lái)居民金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化，這一現(xiàn)象可能與我國(guó)居民股票資產(chǎn)占比的提升有關(guān)。

圖1 子樣本1脈沖響應(yīng)

圖2 子樣本2脈沖響應(yīng)

已有研究顯示，西方國(guó)家住房資產(chǎn)波動(dòng)通常受到較高程度的暫時(shí)性影響(Fisher等，2010[24])，而表6顯示，2013年以前，我國(guó)住房資產(chǎn)短期預(yù)測(cè)方差中暫時(shí)性沖擊的貢獻(xiàn)最高僅為1%，2013年以后，住房資產(chǎn)波動(dòng)受暫時(shí)性沖擊影響的比例始終在2.7%以下，表明不論在短期還是長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)的住房資產(chǎn)波動(dòng)均主要受持續(xù)性沖擊影響。

圖1和圖2分別給出了兩個(gè)子樣本期內(nèi)各變量對(duì)持久性沖擊(P1、P2、P3)以及暫時(shí)性沖擊(T)的脈沖響應(yīng)曲線，借此可觀察各沖擊對(duì)變量的作用方向及持續(xù)程度，暫時(shí)性沖擊對(duì)變量的影響均收斂于0。

圖1顯示，在2013年以前，暫時(shí)性沖擊發(fā)生后，消費(fèi)在短期內(nèi)顯著下降，隨后快速向水平值收斂，這與前文基于系數(shù)的分析一致，意味著消費(fèi)通常會(huì)以較快的速度調(diào)整至新的平衡，在這個(gè)過(guò)程中往往出現(xiàn)小幅的超調(diào)現(xiàn)象，在沖擊后的第4期回歸至0以后繼續(xù)小幅上行，再經(jīng)過(guò)3～4期左右恢復(fù)至0。收入和住房資產(chǎn)受暫時(shí)性沖擊影響在短期內(nèi)與消費(fèi)反向變化。在2013年以后，各隨機(jī)沖擊對(duì)消費(fèi)的短期影響均有所降低，但從比例上看，短期內(nèi)消費(fèi)受暫時(shí)性沖擊影響的比例進(jìn)一步提升。暫時(shí)性沖擊發(fā)生后，消費(fèi)和家庭資產(chǎn)特別是金融資產(chǎn)的反向調(diào)整仍然是系統(tǒng)恢復(fù)均衡的關(guān)鍵，但與前期相比消費(fèi)向水平值調(diào)節(jié)的速度明顯放緩。

五、結(jié)論與啟示

通過(guò)Gregory和Hansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)支出、收入、住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)進(jìn)行分析，實(shí)證結(jié)果顯示，變量間的協(xié)整關(guān)系在2013年前后存在明顯變化。居民收入始終是消費(fèi)最主要的影響因素，但隨時(shí)間推移和收入水平的提升，消費(fèi)的收入彈性以及收入的邊際消費(fèi)傾向均呈現(xiàn)出遞減的趨勢(shì)，與此同時(shí)，消費(fèi)的住房資產(chǎn)彈性和金融資產(chǎn)彈性有所上升，表明收入增加對(duì)消費(fèi)支出的促進(jìn)作用明顯下降，而家庭資產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響不斷增強(qiáng)，特別是住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)有了顯著提升。然而，在采用非居住消費(fèi)對(duì)消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行替換以后發(fā)現(xiàn)，2013年以來(lái)，非居住消費(fèi)的住房資產(chǎn)彈性系數(shù)并不顯著，數(shù)值與替換前相比大幅下降，意味著住房資產(chǎn)的增加并未對(duì)居民的非居住消費(fèi)起到顯著的促進(jìn)作用，而金融資產(chǎn)彈性的估計(jì)值則有明顯的提升，也就是說(shuō)，在包含居住消費(fèi)的情況下，住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)存在高估，金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)被低估。

持久性-暫時(shí)性沖擊分解的結(jié)果顯示，在長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)家庭的消費(fèi)、收入、住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的長(zhǎng)期變化由持久性沖擊決定，并不存在明顯的暫時(shí)性成分，表明基于協(xié)整關(guān)系得到的財(cái)富效應(yīng)分析是可靠的。2013年以來(lái)，短期內(nèi)消費(fèi)波動(dòng)受到更多來(lái)自于暫時(shí)性沖擊的驅(qū)動(dòng)，并且暫時(shí)性沖擊對(duì)消費(fèi)影響的持續(xù)性增強(qiáng)。暫時(shí)性沖擊對(duì)住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的短期貢獻(xiàn)均有所提升，特別是金融資產(chǎn)，這一現(xiàn)象可能與我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)中股票資產(chǎn)占比的增加有關(guān)。此外，在整個(gè)樣本期內(nèi)，只有消費(fèi)參與了誤差修正過(guò)程，而住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)都弱外生于協(xié)整系統(tǒng)，這意味著在協(xié)整系統(tǒng)發(fā)生偏離時(shí)，我國(guó)居民更愿意調(diào)整消費(fèi)以維持財(cái)富的相對(duì)穩(wěn)定。

目前，提振居民消費(fèi)、增強(qiáng)內(nèi)生增長(zhǎng)動(dòng)力是穩(wěn)定國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的當(dāng)務(wù)之急。結(jié)合上述結(jié)論，得到如下啟示：

從長(zhǎng)期來(lái)看，第一，盡管收入的邊際消費(fèi)傾向明顯下降，但收入仍是居民消費(fèi)水平最重要的決定因素，著力提升居民的收入水平仍是穩(wěn)定和擴(kuò)大內(nèi)需的關(guān)鍵。應(yīng)從提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、促進(jìn)勞動(dòng)力有效流動(dòng)、完善再分配機(jī)制、優(yōu)化收入分配格局等方面入手，促進(jìn)居民勞動(dòng)收入的穩(wěn)步提升。第二，隨著房?jī)r(jià)的不斷攀升，居住支出占比增大，盡管住房資產(chǎn)快速增值，但其并未對(duì)非居住消費(fèi)形成顯著的促進(jìn)作用，這一情況表明，降低居住成本將有助于釋放居民的消費(fèi)潛力。此外，從經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，對(duì)住房的投機(jī)炒作已大幅提高了當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行成本，將住房作為主要的財(cái)富儲(chǔ)備顯然存在著弊端。政府部門(mén)應(yīng)采取措施控制居住消費(fèi)在居民消費(fèi)支出中的占比，盡快建立住房市場(chǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制，堅(jiān)持“房住不炒”的定位，避免房?jī)r(jià)過(guò)快上漲對(duì)居民日常消費(fèi)形成擠出。第三，金融資產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)特別是非居住消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)顯著，這意味著促進(jìn)居民金融資產(chǎn)保值增值成為中長(zhǎng)期內(nèi)擴(kuò)大內(nèi)需的有效途徑，豐富并規(guī)范居民投資渠道、提升財(cái)產(chǎn)性收入的預(yù)期將有助于在長(zhǎng)期內(nèi)增強(qiáng)居民的消費(fèi)能力。政府部門(mén)應(yīng)進(jìn)一步完善資本市場(chǎng)建設(shè)，使之更好地發(fā)揮居民財(cái)富蓄水池的作用，另一方面也要引導(dǎo)投資者形成理性的投資觀念，進(jìn)行合理資產(chǎn)配置的同時(shí)強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)。

從短期來(lái)看，我國(guó)居民更傾向于通過(guò)增加或減少消費(fèi)應(yīng)對(duì)暫時(shí)性變化帶來(lái)的失衡，并且自2013年以來(lái)，消費(fèi)受暫時(shí)性沖擊影響的比例進(jìn)一步增大，暫時(shí)性沖擊效應(yīng)的持續(xù)時(shí)間明顯延長(zhǎng)。這意味著在一些特殊時(shí)期，比如疫情、自然災(zāi)害等對(duì)居民生活產(chǎn)生較大負(fù)面影響的階段，針對(duì)消費(fèi)的短期刺激政策是必要的，政府部門(mén)應(yīng)積極采取措施，強(qiáng)化短期政策對(duì)不利因素的對(duì)沖，降低各類(lèi)不確定性沖擊的短期影響。