[摘要]CHFS數(shù)據(jù)研究中國城鄉(xiāng)家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)及異質(zhì)性，在考慮了金融資產(chǎn)組合互補性的影響后發(fā)現(xiàn)：（1）我國城鄉(xiāng)家庭儲蓄性和風(fēng)險性金融資產(chǎn)每增加1%。家庭總的消費支出分別增加3.5%和1.4%，即金融資產(chǎn)存在顯著正向的財富效應(yīng)，但儲蓄性金融資產(chǎn)財富效應(yīng)大于風(fēng)險性金融資產(chǎn)。（2）整體上，城鎮(zhèn)家庭的金融資產(chǎn)財富效應(yīng)大于農(nóng)村，但在具體消費類型上，也存在農(nóng)村大于城鎮(zhèn)的證據(jù)，體現(xiàn)出顯著的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。（3）金融資產(chǎn)財富效應(yīng)對食品消費支出影響最小，剛性消費支出次之，彈性消費最大。（4）金融資產(chǎn)財富效應(yīng)均存在低收入家庭顯著大于高收入家庭證據(jù)?？紤]家庭房產(chǎn)價值和地區(qū)特征后的穩(wěn)健性檢驗，均支持金融資產(chǎn)財富效應(yīng)及上述異質(zhì)性的顯著存在。

[關(guān)鍵詞]金融資產(chǎn);財富效應(yīng);異質(zhì)性;家庭消費

[中圖分類號]F126? ? ? ? ? ? ? ? ? [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A? [文章編號]1009—0274（2021）04—0073—10

[作者簡介]徐克勤，男，江蘇省淮安市洪澤區(qū)三農(nóng)工作辦公室，研究方向：政治、經(jīng)濟、財務(wù)和審計。

一、引言與文獻(xiàn)回顧

自20世紀(jì)90年代經(jīng)濟全球化和區(qū)域經(jīng)濟一體化趨勢以來，特別是我國加入WTO后，出口貿(mào)易對GDP拉動貢獻(xiàn)進(jìn)一步增大，逐步形成了過度依賴出口的經(jīng)濟增長方式。但近幾年在逆全球化背景下，受貿(mào)易保護(hù)主義抬頭和新冠疫情全球蔓延的雙重影響，出口將在長期面臨較大的不確定性，對經(jīng)濟增長的拉動作用在減弱。因而，黨的十九大報告及時明確指出，“完善促進(jìn)消費的體制機制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”，并從宏觀層面提出“經(jīng)濟內(nèi)循環(huán)”發(fā)展方向。國內(nèi)外大量研究表明，家庭消費與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)，但長期以來，由于我國大部分家庭面臨住房、醫(yī)療、教育等剛性支出和目標(biāo)性儲蓄的約束，導(dǎo)致家庭邊際消費傾向和消費對經(jīng)濟的貢獻(xiàn)均較低。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019年我國消費對GDP的貢獻(xiàn)率為57. 8%，而同期美國的貢獻(xiàn)率為69.1%。加上地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡和收入消費支出的城鄉(xiāng)差異，導(dǎo)致內(nèi)需不足一直是困擾我國經(jīng)濟增長的一個問題。如何讓國內(nèi)消費真正發(fā)揮拉動經(jīng)濟增長的作用，是值得深入研究的現(xiàn)實需求和理論問題。

家庭消費可以理解為家庭收入與家庭儲蓄的差額，特別是目標(biāo)性儲蓄和預(yù)防性儲蓄的存在，對家庭消費支出有顯著的擠出效應(yīng)。儲蓄的主要動機是為應(yīng)對突發(fā)事件和醫(yī)療支出、子女教育和養(yǎng)老，[1]廣義的儲蓄不僅包含儲蓄性的存款，還包含投資性的股票、保險、債券等，家庭儲蓄的多少和儲蓄的結(jié)構(gòu)顯著影響家庭的消費支出。20世紀(jì)中后期，隨著各主要經(jīng)濟體資本市場的發(fā)展和完善，金融資產(chǎn)在家庭資產(chǎn)中的比例越來越高，并成為家庭資產(chǎn)配置中的重要組成部分。金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生的收益作為財產(chǎn)性收入的組成部分，在家庭收入結(jié)構(gòu)中占的比例越來越高，對家庭消費支出的影響越來越大。相對實物資產(chǎn)，金融資產(chǎn)價格的波動頻率更高，幅度更大，其價格變化產(chǎn)生的財富效應(yīng)對微觀家庭消費和宏觀經(jīng)濟增長均有重要影響，即金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)。因而，Campbell[2]認(rèn)為家庭金融是促進(jìn)消費增長的一個重要手段，陳強等[3]發(fā)現(xiàn)股票收益波動將顯著影響家庭邊際消費傾向。對于家庭金融資產(chǎn)是否存在財富效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要有兩方面的證據(jù)。

一種觀點認(rèn)為，金融資產(chǎn)存在財富效應(yīng)，即金融資產(chǎn)價值上升，通過直接增加家庭財富和間接增加經(jīng)濟信心，促進(jìn)消費增長。經(jīng)典的消費理論認(rèn)為，家庭在進(jìn)行消費決策時，不僅考慮當(dāng)期收入，還會考慮上一期的財富積累。家庭收入和財富水平對于家庭消費和資產(chǎn)選擇決策具有重要的影響，同時與家庭資產(chǎn)配置總量和結(jié)構(gòu)也密切相關(guān)。[4]一般來說，家庭財富越多其消費支出越大，兩者呈正相關(guān)關(guān)系，Steindel等[5]實證發(fā)現(xiàn)，股票財富增加1美元導(dǎo)致當(dāng)期消費支出增加3—4美分，但該效應(yīng)只是短期存在;Chen[6]得出在瑞典也存在短期效應(yīng)更顯著的證據(jù)。部分國內(nèi)學(xué)者驗證了我國股票市場財富效應(yīng)的存在，但城鄉(xiāng)差異較大，李學(xué)峰、[7]杜明月等[8]認(rèn)為，我國股票市場財富效應(yīng)一直存在，但主要在城鎮(zhèn)居民中體現(xiàn)，其作用機制是預(yù)期收入的增加促進(jìn)了消費。張明等[9]認(rèn)為，借貸顯著增加了居民消費，且農(nóng)村家庭大于城鎮(zhèn)家庭，其原因是城鄉(xiāng)和區(qū)域金融借貸的可得性和成本存在差異，但他認(rèn)為這是金融借貸產(chǎn)生的偽財富效應(yīng)。肖忠意等[10]發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭儲蓄、投資和保險對消費有促進(jìn)作用，但作用大小及顯著性存在地區(qū)差異。

與正向的財富效應(yīng)相對應(yīng)，金融資產(chǎn)價值的下跌對消費也產(chǎn)生負(fù)面影響，形成負(fù)財富效應(yīng)。雖然預(yù)測負(fù)財富效應(yīng)的大小比較困難，但負(fù)財富效應(yīng)影響消費支出[11]。Mian[12]發(fā)現(xiàn)在次貸危機中家庭資產(chǎn)縮水對消費支出有負(fù)向影響，特別是貧困和負(fù)債更多的家庭更為顯著。同時，財富效應(yīng)存在不對稱性，胡永剛等[13]證實了中國股票市場對城鎮(zhèn)居民存在顯著的正向財富效應(yīng)，但存在明顯的不對稱性。金融資產(chǎn)財富效應(yīng)的大小受多種因素的影響，且各國間的差異較大，Peltonen[14]研究14個新興經(jīng)濟體財富對消費的影響后發(fā)現(xiàn)，即便在金融發(fā)展水平低的地區(qū)，股票市值越高，金融財富效應(yīng)越明顯。

另一種觀點認(rèn)為，金融資產(chǎn)不存在財富效應(yīng)，或影響極為有限。原因在于金融資產(chǎn)價格波動具有不確定性，同時相對于資產(chǎn)價格的波動，消費存在“時滯”，導(dǎo)致金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)難以準(zhǔn)確度量，因而一些學(xué)者對此持爭議態(tài)度。周利[15]認(rèn)為金融資產(chǎn)對消費沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用，其原因在于金融市場發(fā)展滯后;而薛永剛[16]認(rèn)為原因在于市場波動影響預(yù)期，投資收益分布不均。

筆者認(rèn)為，如何衡量金融資產(chǎn)財富效應(yīng)是一個復(fù)雜的過程，不同研究人員從各自的視角得出差異化的結(jié)論，原因除了研究方法和傳導(dǎo)機制外，還受一些客觀因素的制約，導(dǎo)致結(jié)論差異。綜上，現(xiàn)有大量文獻(xiàn)主要用宏觀數(shù)據(jù)研究了股票、保險等部分金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)，本文的邊際貢獻(xiàn)從微觀視角，將家庭的主要金融資產(chǎn)納入分析框架，并根據(jù)風(fēng)險屬性分為儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)兩個核心變量，從而避免了金融資產(chǎn)組合互補性對財富效應(yīng)的影響，證實了金融資產(chǎn)財富效應(yīng)及異質(zhì)性的顯著存在。

二、家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)的機制分析

家庭消費支出雖受多方面因素的影響，但家庭金融資產(chǎn)增值產(chǎn)生的財富效應(yīng)是其中的一個重要方面。家庭金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)主要有直接財富效應(yīng)和間接財富效應(yīng)，其中直接財富效應(yīng)主要通過增加家庭實際或心理收入，對消費支出的促進(jìn)作用效率更高但持續(xù)時間較短;間接財富效應(yīng)主要通過提高家庭消費信心，改變家庭邊際消費傾向，有一定的滯后性，對消費的促進(jìn)作用較慢但持續(xù)時間較長。

（一）直接效應(yīng)

在傳統(tǒng)經(jīng)濟框架中，家庭收入都是消費理論的核心變量，家庭的收入水平是進(jìn)行消費或金融資產(chǎn)選擇的基礎(chǔ)，也是家庭風(fēng)險承受能力的重要特征。家庭持有的金融資產(chǎn)，通過分紅和資本利得等方式實現(xiàn)的投資收益，作為家庭收入的組成部分，直接提高了家庭的當(dāng)期收入水平，從而提升家庭的消費支出。家庭金融資產(chǎn)直接財富效應(yīng)主要通過提高家庭收入水平、優(yōu)化家庭收入結(jié)構(gòu)、降低家庭收入風(fēng)險等，從收入方面直接影響家庭消費支出。

1.收入金額。家庭收入是財富積累和消費儲蓄的來源，收入的多少對家庭消費支出數(shù)量和結(jié)構(gòu)均產(chǎn)生根本性的影響。根據(jù)生命周期理論，家庭會將擁有的資源在生命周期各個階段進(jìn)行調(diào)整，從而起到平滑各期消費的目的。一般來說，家庭收入越高，其消費支出越大，兩者總體呈正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)家庭金融資產(chǎn)獲得投資收益時，通過增加家庭收入直接促進(jìn)家庭消費支出，即使是未完全實現(xiàn)的賬面收益，家庭往往也認(rèn)為是收入的一部分，從而進(jìn)行更多的消費。金融資產(chǎn)增值除了帶來當(dāng)期家庭收入增加外，預(yù)期收入增加也會提高家庭消費支出，即當(dāng)家庭預(yù)期金融資產(chǎn)在未來能夠帶來收入，更傾向于提前進(jìn)行部分消費。值得注意的是，改革開放以后，反映家庭食品消費支出的恩格爾系數(shù)逐漸下降，食品消費基本得到滿足，收入對食品消費的促進(jìn)作用在降低。與此對應(yīng)的是，非食品類如交通、娛樂、旅游、教育等消費支出占的比重越來越高，家庭消費結(jié)構(gòu)更加優(yōu)化合理。同時，當(dāng)前我國城鄉(xiāng)家庭消費支出數(shù)量和結(jié)構(gòu)具有顯著的異質(zhì)性，其主要原因是城鄉(xiāng)家庭收入差距過大。

2.收入結(jié)構(gòu)。持久收入理論根據(jù)收入的類型將收入分為持久收入和暫時收入，認(rèn)為持久收入是長期可預(yù)期的收入，暫時收入只是偶然產(chǎn)生的收入，只有持久才會影響家庭的消費和儲蓄，而暫時收入對家庭消費支出并沒有顯著影響。家庭儲蓄性金融資產(chǎn)能帶來持久、穩(wěn)定的投資收益，投資風(fēng)險較小;而風(fēng)險性金融資產(chǎn)投資收益具有較大的不確定性，與投資風(fēng)險正相關(guān)。家庭金融資產(chǎn)持有數(shù)量和結(jié)構(gòu)的差異，直接影響家庭的收入結(jié)構(gòu)，而家庭收入結(jié)構(gòu)的差異既是家庭資源配置的結(jié)果，也是影響消費支出的重要原因。同時，隨著我國宏觀經(jīng)濟改革的推進(jìn)和微觀家庭收入來源的拓展，非工資性收入逐年上升，家庭收入結(jié)構(gòu)逐漸呈現(xiàn)多元化的趨勢。這種多元化的收入結(jié)構(gòu)相對更為合理，收入沖擊的風(fēng)險更低，因而家庭更傾向于保持消費支出的穩(wěn)定。城鄉(xiāng)家庭持有的金融資產(chǎn)數(shù)量和結(jié)構(gòu)的差異，及由此導(dǎo)致的收入預(yù)期的不同，進(jìn)而影響消費決策。[7]

3.收入風(fēng)險。家庭收入既面臨宏觀經(jīng)濟形勢和金融政策的影響，也面臨微觀家庭特征的變化，如就業(yè)、婚姻、疾病、意外。傳統(tǒng)理論認(rèn)為，家庭的收入風(fēng)險越高，其預(yù)防性儲蓄需求越高，家庭選擇抑制消費的可能越大。家庭持有的金融資產(chǎn)根據(jù)風(fēng)險屬性可分為儲蓄性金融資產(chǎn)和風(fēng)險性金融資產(chǎn)，前者的風(fēng)險和收益均較低，后者則相反。家庭在儲蓄和風(fēng)險金融資產(chǎn)配置比例及風(fēng)險水平的差異，帶來了投資收益的不確定性和家庭收入風(fēng)險的不同。收入風(fēng)險除了與家庭收入結(jié)構(gòu)相關(guān)外，還與家庭的金融素養(yǎng)相關(guān)，金融素養(yǎng)關(guān)系到家庭能否有效識別風(fēng)險并進(jìn)行風(fēng)險管理。一方面，家庭金融資產(chǎn)組合及風(fēng)險屬性，直接影響了家庭收入風(fēng)險的不同，從而改變家庭的消費支出;另一方面，家庭可以通過調(diào)整金融資產(chǎn)組合、使用對沖金融工具、保險等對收入風(fēng)險有效管理，起到降低收入風(fēng)險的作用。家庭金融資產(chǎn)投資收益，促進(jìn)了家庭收入的多元化，優(yōu)化了家庭收入結(jié)構(gòu)，一定程度上分散了家庭的收入風(fēng)險，從而促使家庭消費。

（二）間接效應(yīng)

以股票為主的風(fēng)險金融資產(chǎn)，作為宏觀經(jīng)濟的“晴雨表”，金融資產(chǎn)價格是未來經(jīng)濟的領(lǐng)先指標(biāo)，傳遞了經(jīng)濟增長或企業(yè)發(fā)展的預(yù)期。當(dāng)金融市場處于牛市階段時，金融資產(chǎn)價格不斷上升，將從三個方面間接促進(jìn)消費增加。第一，宏觀經(jīng)濟增長預(yù)期加大。金融資產(chǎn)價格與經(jīng)濟增長存在一定程度的正相關(guān)關(guān)系，一方面，金融資產(chǎn)價格的上漲是對未來宏觀經(jīng)濟增長的預(yù)期，提振了經(jīng)濟增長信心，另一方面，當(dāng)金融資產(chǎn)價格上升時，將吸引大量家庭將閑置資金投入金融市場，提高了金融市場的流動性和資金的配置效率，并通過金融市場轉(zhuǎn)化為社會投資，從而推動宏觀經(jīng)濟的增長。第二，中觀企業(yè)投資意愿增加。金融資產(chǎn)價格上升和未來經(jīng)濟增長的預(yù)期，激勵企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模，加大投資力度;金融市場的繁榮也為企業(yè)融資提供了資金便利，同時，公司股票價格上漲也為企業(yè)進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押融資創(chuàng)造良好的條件。第三，微觀家庭消費信心增強。金融資產(chǎn)價格上升，表明投資者對未來經(jīng)濟增長和收入增加保持樂觀的心態(tài)，家庭將維持或擴大消費信心，從而促進(jìn)家庭消費增長。另外值得注意的是，當(dāng)家庭金融資產(chǎn)價值增加時，一方面，更容易獲得商業(yè)銀行、證券公司專業(yè)化的金融服務(wù)，從金融機構(gòu)獲得融資的可能性和額度都增加，如信用卡、信用貸額度的提升，降低了金融的可得性;另一方面，家庭還可以將證券進(jìn)行質(zhì)押獲得金融機構(gòu)的信貸支持，提高金融資產(chǎn)的流動性，從而促進(jìn)家庭的消費。

當(dāng)然，影響家庭消費支出的因素眾多，金融資產(chǎn)財富效應(yīng)只是其中的一個因素。但隨著金融市場改革和市場機制的完善，家庭逐漸意識到在家庭資產(chǎn)組合中配置金融資產(chǎn)，對于提升家庭收入、優(yōu)化家庭資產(chǎn)和收入結(jié)構(gòu)、利用金融工具進(jìn)行風(fēng)險管理等都有積極的作用。因而，隨著經(jīng)濟的發(fā)展和家庭財富的積累，金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)在城鄉(xiāng)家庭中的作用將越來越明顯。根據(jù)上述分析和我國二元城鄉(xiāng)特征，我們提出如下假說：

假說1：金融資產(chǎn)財富效應(yīng)在我國城鄉(xiāng)家庭均顯著存在。假說2：金融資產(chǎn)財富效應(yīng)存在顯著的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。假說3：金融資產(chǎn)財富效應(yīng)對不同類型消費存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性。

三、模型設(shè)定與描述性統(tǒng)計

（一）實證模型設(shè)定

本文使用的數(shù)據(jù)來自“中國家庭金融調(diào)查” （China Household Finance Survey，CHFS）2015年在全國范圍內(nèi)開展的調(diào)查。樣本涉及全國29個省2585個縣的37289戶家庭，家庭成員133183人，其中城鎮(zhèn)家庭25635戶，農(nóng)村家庭11654戶。根據(jù)本文的研究目的，我們利用下面這個實證模型來檢驗家庭金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)：Inconsi=α+β1×Insavingi+β2×Inriskfini+γk∑controli+εi? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

公式（1）中，u～N（0，σ），其中Inconsi代表家庭消費支出，Insavingi代表家庭的儲蓄性金融資產(chǎn)，Inriskfini代表家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn);controli是控制變量，包含了家庭的一系列控制特征，如收入、年齡、教育程度;provi是省份固定效應(yīng)，目的是為了控制各省份的地區(qū)經(jīng)濟特征和消費文化等差異，εi是誤差項。同時為保證實證結(jié)果的可靠性，我們對家庭消費支出、家庭儲蓄性金融資產(chǎn)和風(fēng)險性金融資產(chǎn)取自然對數(shù)。如果儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的回歸系統(tǒng)β1和β2符號為正，則說明儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)具有正的財富效應(yīng)，回歸系數(shù)越大則財富效應(yīng)越大;如果回歸系數(shù)在統(tǒng)計上是顯著的，則說明即便在控制了家庭其他特征后，金融資產(chǎn)仍然具有財富效應(yīng)。

（二）變量的定義

本文的被解釋變量為家庭總消費支出（cons），包含了中國家庭金融調(diào)查的15類子消費支出。根據(jù)消費支出的屬性將其分為食品消費支出（foodcons）、剛性消費支出（fixcons）和彈性消費支出（flexcons），并作為被解釋變量進(jìn)一步分析金融資產(chǎn)財富效應(yīng)對不同類型消費支出的影響。

我們根據(jù)金融資產(chǎn)的風(fēng)險屬性將核心解釋變量分為兩個，分別為：①儲蓄性金融資產(chǎn)（saving），包括現(xiàn)金、銀行活期和定期存款、股票賬戶內(nèi)的活期余額，樣本中位數(shù)值7500元，均值60102. 64元;②風(fēng)險性金融資產(chǎn)（riskfin），包括理財、債券、基金、股票和衍生品，樣本中位數(shù)66000元，均值211042.6元。

考慮到家庭消費還受其他因素的影響，我們參考關(guān)于家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)已有文獻(xiàn)，選取了如下控制變量。①家庭規(guī)模（hhsize），即家庭的人口數(shù)量，樣本均值和中位①分別為3.57人和3人;②婚姻狀況（marriage），二值虛擬變量，均值為0.85，即85%為已婚家庭;③家庭年收入（income），為保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，家庭年收入以萬元為單位，平均值和中位數(shù)分別為7.70萬元和4.49萬元;④是否持有自有住房（house），二值虛擬變量，持有自有住房的家庭取值為1，共有31779戶家庭，無住房（包括免費居住或租賃）取值為0，共有5480戶家庭;⑤家庭是否有住房貸款（house loan），二值虛擬變量，包含銀行貸款和民間貸款，有貸款的家庭取值為1共5564戶口，無貸款的家庭取值為0共28269戶;⑥性別（gender），二值虛擬變量，男性取值為1共20320人，女性取值為0共16969人;⑦健康狀況（health），虛擬變量，根據(jù)主觀判斷取值范圍為1—5分，分值越高則表明越健康;⑧年齡（age），家庭財務(wù)決策者的年齡，全樣本的均值為52.18歲，中位數(shù)52歲;⑨就業(yè)（employ），二值虛擬變量，有工作（包含務(wù)農(nóng)）取值為1共22555個樣本，沒有工作的取值為0共14291個樣本;⑩政治身份（political），二值虛擬變量，黨員和民主黨派取值為1共4317個樣本，其他身份取值為0共23820個樣本;?教育程度（education），虛擬變量，將文化程度從小學(xué)以下到博士研究生，分別取值1—9，全樣本均值為3.41，中位數(shù)為3②?金融知識（knowledge）， 虛擬變量，根據(jù)回答問題的數(shù)量取值為0—3，全樣本均值分③為0.9190，中位數(shù)為1，表明家庭整體金融知識較低;?風(fēng)險態(tài)度（risk）， 虛擬變量，全樣本均值為2.6085，中位數(shù)分別為3，表明家庭是厭惡風(fēng)險型，與傳統(tǒng)經(jīng)濟假設(shè)一致; ④?社會保險（insurance）， 二值虛擬變量，指家庭是否有社會醫(yī)療保險和商業(yè)醫(yī)療保險，有社會保險取值為1共有24986個樣本，無社會保險則取值為0共有2778個樣本。

根據(jù)本文的研究需要，我們引入以下變量進(jìn)行實證和檢驗：①家庭房產(chǎn)價值（housing） ⑤， 房產(chǎn)作為家庭最主要的資產(chǎn)，對家庭金融資產(chǎn)有顯著的擠出效應(yīng)，檢驗金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)是否受房產(chǎn)的影響;②地區(qū)特征（region），虛擬變量，根據(jù)入戶調(diào)查家庭所在的地區(qū)，東部地區(qū)取值為1共18642戶，中部地區(qū)取值為2共9787戶，西部地區(qū)取值為3共8860戶;③城鄉(xiāng)特征（urban），二值虛擬變量，城鎮(zhèn)家庭取值為1共25635戶，農(nóng)村家庭取值為0共11654戶，城鎮(zhèn)家庭占比68.75%。

（三）描述性統(tǒng)計

本文研究的主要變量描述性統(tǒng)計特征見表2，家庭總消費支出、食品消費支出、剛性消費支出和彈性消費支出的均值分別為64885. 61元、30216.55元、23865.34元和10805.34元;中位數(shù)分別為45432.02元、24000元、13960元和2600元。

家庭金融資產(chǎn)持有方面，家庭持有儲蓄性金融資產(chǎn)的樣本共37040戶，儲蓄性金融資產(chǎn)的參與率為99.33%，均值和中位數(shù)分別為60102.64元和7500元，顯示家庭儲蓄差異較大。全樣本持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的家庭共4651戶，風(fēng)險性金融資產(chǎn)的參與率為12.47%，在持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的家庭中，其風(fēng)險性金融資產(chǎn)配置的均值211042.6元，中位數(shù)為66000元。在全樣本家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中，儲蓄性金融資產(chǎn)和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的占比分別為69.40%和30.60%;但在持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的家庭中，儲蓄性金融資產(chǎn)的配置比例為50.93%，而風(fēng)險性金融資產(chǎn)的比例為49.07%，較全樣本上升18.47個百分點。數(shù)據(jù)驗證了在家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中，依然是儲蓄性金融資產(chǎn)為主，風(fēng)險性金融資產(chǎn)參與可能和深度仍然較低，但我們也發(fā)現(xiàn)，家庭一旦參與了風(fēng)險性金融市場，在家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中會配置更多的風(fēng)險性金融資產(chǎn)。

為了對家庭消費支出、金融資產(chǎn)及相關(guān)控制變量有一個直觀的認(rèn)識，我們在表2詳細(xì)列出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。

四、實證分析

（一）核心實證結(jié)果

根據(jù)模型（1），我們首先對全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)財富效應(yīng)進(jìn)行實證，表3匯報了主要解釋變量和控制變量的回歸結(jié)果。實證結(jié)果主要有以下發(fā)現(xiàn)：①從全樣本來看，家庭儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)分別為0.035和0.014，且在1%的顯著性水平下均為正，即儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)每增加1%，家庭總的消費支出分別增加3.5%和1.4%，表明儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)均存在正向財富效應(yīng)，驗證了研究假說1;②城鄉(xiāng)樣本的回歸表明，金融資產(chǎn)的正向財富效應(yīng)在城鄉(xiāng)家庭均存在，總體來看，城鎮(zhèn)家庭大于農(nóng)村家庭，體現(xiàn)出城鄉(xiāng)異質(zhì)性，驗證了研究假說2;③不管是全樣本還是城鄉(xiāng)子樣本，儲蓄性金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)均顯著大于風(fēng)險性金融資產(chǎn);④其他控制變量，如婚姻狀況、家庭收入和房產(chǎn)情況對城鄉(xiāng)家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)的大小也有顯著影響。

為了測度家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)對不同類型消費支出的影響，我們根據(jù)表1的分類，對家庭食品消費、剛性消費、彈性消費，在全樣本進(jìn)行分別回歸，表4匯報了回歸結(jié)果。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①整體來看，金融資產(chǎn)財富效應(yīng)對三種類型消費支出的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下為正，表明儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)對家庭食品消費、剛性消費、彈性消費均有顯著的財富效應(yīng)，再次支持金融資產(chǎn)財富的存在性。②具體來看，儲蓄性金融資產(chǎn)每增加1%，家庭食品消費、剛性消費和彈性消費支出分別增加3.7%、3.9%和13.1%;風(fēng)險性金融資產(chǎn)每增加1%，家庭食品消費、剛性消費和彈性消費支出分別增加0. 3%、1.6%和2.8%，儲蓄性金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)均大于風(fēng)險性金融資產(chǎn)。③從回歸系數(shù)的大小來看，金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)對食品消費支出影響最小，剛性消費支出次之，對彈性消費支出的影響最大，即當(dāng)金融資產(chǎn)價值變化時，家庭食品消費支出和剛性消費支出變化相對較小，家庭文化娛樂、旅游類彈性支出變化更大，驗證了研究假說3。

基于我國存在明顯的城鄉(xiāng)二元特征，我們進(jìn)一步將不同類型的消費支出進(jìn)行城鄉(xiāng)對比，表5匯報了回歸結(jié)果。城鄉(xiāng)樣本的回歸結(jié)論與全樣本基本一致，除了風(fēng)險性金融資產(chǎn)對農(nóng)村家庭食品消費支出影響不顯著外，儲蓄性金融資產(chǎn)和風(fēng)險性金融資產(chǎn)對不同類型消費支出均有顯著的正向作用;儲蓄性金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)大于風(fēng)險性金融資產(chǎn);整體上，金融資產(chǎn)財富效應(yīng)對食品消費影響最小，剛性消費次之，彈性消費影響最大。值得注意的是，雖然金融資產(chǎn)總的財富效應(yīng)是城鎮(zhèn)大于農(nóng)村，但具體不同類型的消費支出，也存在一些城鄉(xiāng)差異，如儲蓄性金融資產(chǎn)對食品消費支出的影響就存在農(nóng)村明顯大于城鎮(zhèn)的證據(jù)。

注：***、**和*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平，第（1）（2）（3）列是全樣本、城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本的回歸結(jié)果，估計中控制了省份作為固定效應(yīng)，為了節(jié)省篇幅，結(jié)果沒有報告，以下相同。

為了衡量不同收入層次與家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)的關(guān)系，我們參考Guiso等的做法，以全樣本收入的中位數(shù)4. 4923萬元為臨界值，將樣本分為低收入樣本和高收入樣本，對食品支出、剛性支出和彈性支出分別在高、低收入樣本進(jìn)行回歸，進(jìn)一步研究家庭金融資產(chǎn)對不同收入群體的影響，表6對回歸結(jié)果進(jìn)行了匯報。從回歸結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)：①不管是低收入樣本還是高收入樣本，儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的回歸系統(tǒng)均在1%的顯著性水平下為正，表明金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)在高、低收入群體均顯著存在;②金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)對食品支出影響最小，剛性支出次之，彈性支出財富效應(yīng)最大，這一現(xiàn)象在高、低收入家庭均存在;③儲蓄性金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)顯著大于風(fēng)險性金融資產(chǎn)，金融資產(chǎn)財富效應(yīng)在低收入家庭顯著大于高收入家庭，且這種現(xiàn)象在食品支出、剛性支出和彈性支出均存在。

（二）內(nèi)生性問題

內(nèi)生性問題在本文存在的可能性較弱，主要有三方面原因，第一，本文模型控制變量的篩選是經(jīng)過由多到少，逐項剔除回歸不顯著的解釋變量，盡量避免遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性。通過增加更多的控制變量，盡可能減弱內(nèi)生性的影響，以期能更準(zhǔn)確地估計家庭金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)。第二，核心解釋變量和控制變量均是基于已有的大量研究成果來進(jìn)行篩選的，收入、教育程度、婚姻狀況等變量對家庭金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)有重要影響，本文在模型中加入了這些起主要影響力的解釋變量，即已經(jīng)控制住了重要的影響因素，目的是為了研究家庭儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)本身的財富效應(yīng)。第三，本文研究的核心問題是家庭儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)，即金融資產(chǎn)價值變化對消費支出的影響。金融資產(chǎn)的價值增減主要取決于宏觀金融市場，但微觀家庭的消費對宏觀金融市場的影響微乎其微。因而，金融資產(chǎn)價值變化影響家庭消費，但家庭消費卻不會影響金融資產(chǎn)價值的變化，即兩者不存在反向因果關(guān)系。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.考慮家庭房產(chǎn)價值。根據(jù)西南財經(jīng)大學(xué)發(fā)布的《2018中國城市家庭財富健康報告》顯示，中國家庭住房資產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中占比77. 7%，遠(yuǎn)高于美國的34. 6%。房產(chǎn)作為家庭最主要的資產(chǎn)，既是家庭的耐用消費品，為家庭長期提居住服務(wù)，也是投資品，為家庭資產(chǎn)保值增值提供投資渠道。特別是房產(chǎn)作為投資品可以通過銀行按揭貸款提高家庭財務(wù)杠桿，這也是我國“炒房”現(xiàn)象普遍存在的重要原因。一方面，房產(chǎn)的投資屬性對家庭金融資產(chǎn)具有顯著的擠出效應(yīng)，另一方面，在國內(nèi)房產(chǎn)價格快速上升的過程中，房產(chǎn)賬面價值大幅增加形成的財富效應(yīng)，刺激家庭消費支出。綜上，房產(chǎn)作為家庭最主要的資產(chǎn)，為了檢驗金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)是否受房產(chǎn)的影響，我們引入家庭房產(chǎn)價值（housing），并取對數(shù)作為解釋變量進(jìn)行回歸，表7對回歸結(jié)果進(jìn)行了匯報。

從回歸結(jié)果來看，全樣本中家庭房產(chǎn)價值的回歸系數(shù)為0.009，在1%的置信水平顯著正相關(guān)，即城鄉(xiāng)家庭房產(chǎn)市值每提高1%，家庭消費支出增加0. 9%，驗證了房產(chǎn)對家庭消費的財富效應(yīng)。但與未引入房產(chǎn)價值的回歸結(jié)果相比，家庭儲蓄性金融資產(chǎn)和風(fēng)險性金融資產(chǎn)回歸系數(shù)及顯著性并沒有明顯的變化。除風(fēng)險性金融資產(chǎn)在農(nóng)村的財富效應(yīng)不顯著外，儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)仍然在1%的顯著性水平下為正?；貧w結(jié)果表明，即便在考慮房產(chǎn)價值后，家庭金融資產(chǎn)仍存在顯著的財富效應(yīng)，故家庭金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)估計結(jié)果是顯著的。我們用同樣的方法，對食品支出、剛性支出和彈性支出分城鄉(xiāng)樣本進(jìn)行再次檢驗，結(jié)果驗證了金融資產(chǎn)價值變化對城鄉(xiāng)家庭各種類型的消費支出均有顯著財富效應(yīng)。整體來看，雖然房產(chǎn)具有正向財富效應(yīng)，且該效應(yīng)對食品支出最小，剛性支出次之，對彈性支出影響最大，這與金融資產(chǎn)財富效應(yīng)類似，但房產(chǎn)價值的引入，并沒有對城鄉(xiāng)家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)回歸系數(shù)產(chǎn)生顯著影響。因而，金融資產(chǎn)對各種類型消費支出的財富效應(yīng)估計是顯著的。

2.考慮家庭所在的地區(qū)特征。本文采用可能影響家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)的地區(qū)變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，因為地區(qū)變量與經(jīng)濟狀況、消費習(xí)慣和偏好、消費文化、金融生態(tài)、金融環(huán)境和制度等眾多因素高度相關(guān)，我們通過樣本的地區(qū)特征，進(jìn)一步檢驗了家庭金融資產(chǎn)財富效應(yīng)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)采集的省市來源分為東、中、西部，樣本量分別為18642、9787和8860。表8匯報了穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果。

從表8的回歸結(jié)果來看，除了風(fēng)險性金融資產(chǎn)在中、西部的財富效應(yīng)對食品支出不顯著外，家庭儲蓄和風(fēng)險性金融資產(chǎn)回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下為正，表明均存在正向的財富效應(yīng)。整體來看，儲蓄性金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)大于風(fēng)險性金融資產(chǎn);金融資產(chǎn)的財富效應(yīng)對不同消費類型支出差異明顯，食品消費支出的財富效應(yīng)最小，剛性支出次之，彈性支出的財富效應(yīng)最大，與本文結(jié)論一致;我們還發(fā)現(xiàn)，金融資產(chǎn)財富效應(yīng)在食品支出和剛性支出上地區(qū)差異不大，但彈性消費支出呈現(xiàn)顯著的地區(qū)差異。從估計系數(shù)及顯著性水平來看，家庭金融資產(chǎn)對消費支出存在顯著的財富效應(yīng)，因而前面的估計是顯著的。

五、政策啟示

上述研究結(jié)論證實，金融資產(chǎn)財富效應(yīng)能顯著促進(jìn)家庭消費支出，但不同家庭、不同類型的消費有明顯異質(zhì)性。當(dāng)前國際貿(mào)易環(huán)境的惡化和新冠疫情的全球持續(xù)蔓延，出口拉動經(jīng)濟增長不確定性增大，傳統(tǒng)過于依賴出口拉動經(jīng)濟增長的模式受到明顯負(fù)面影響。認(rèn)清國內(nèi)家庭消費對經(jīng)濟增長的拉動作用，通過提高消費信心，刺激國內(nèi)家庭消費，真正發(fā)揮消費拉動經(jīng)濟增長的作用，既是經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的必然選擇，也是改善家庭消費支出結(jié)構(gòu)的重要途徑。但我國存在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不均衡，城鄉(xiāng)收入差距大的二元現(xiàn)實格局，如何發(fā)揮金融市場的財富效應(yīng)，根據(jù)財富效應(yīng)的異質(zhì)性實施差異化的消費激勵政策，既能優(yōu)化各層次微觀家庭的收入消費結(jié)構(gòu)，也能促進(jìn)宏觀經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長。綜上所述，提出以下政策建議。

（一）降低對傳統(tǒng)出口導(dǎo)向型經(jīng)濟增長方式的依賴度，發(fā)揮消費對經(jīng)濟的拉動作用

面對當(dāng)前疫情沖擊和貿(mào)易保護(hù)，我們認(rèn)識到經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的必要性和緊迫性，需要對傳統(tǒng)過度依賴出口、忽視內(nèi)需消費的經(jīng)濟模式進(jìn)行糾偏。疫情沖擊既是我們傳統(tǒng)經(jīng)濟面臨的挑戰(zhàn)，也是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長的歷史機遇。通過政策刺激消費拉動內(nèi)需，是改變經(jīng)濟增長方式的重要渠道，但我們要認(rèn)識到金融資產(chǎn)財富效應(yīng)對不同消費類型的邊際影響不同。因而消費刺激政策要考慮家庭收入層次和不同消費類型的彈性，重點要深入挖掘中西部地區(qū)和中低收入家庭未釋放的消費潛力，夯實吃、穿、住、行基本性消費，發(fā)展綠色、高端、可持續(xù)消費。通過財政轉(zhuǎn)移支付、稅收減免、消費刺激等方式，引導(dǎo)家庭進(jìn)行合理消費，真正發(fā)揮消費對經(jīng)濟增長的穩(wěn)定基礎(chǔ)作用。

（二）鼓勵發(fā)展普惠金融，進(jìn)行金融市場改革，形成金融資產(chǎn)財富增值的示范效應(yīng)

我國的金融市場，長期與宏觀經(jīng)濟發(fā)展水平背離，儲蓄金融資產(chǎn)收益下降，風(fēng)險金融資產(chǎn)投機交易氛圍較重，市場處于寬幅震蕩格局，財富增值的示范效應(yīng)并不顯著。因而，需要對風(fēng)險金融市場進(jìn)行深層次的改革，為家庭通過金融市場來分享經(jīng)濟發(fā)展成果提供渠道，通過金融資產(chǎn)的直接和間接的財富效應(yīng)促進(jìn)社會消費。同時，充分運用金融科技和大數(shù)據(jù)手段，鼓勵金融機構(gòu)發(fā)展普惠金融，提高中低收入家庭金融可得性。借力智能手機的普及，為家庭獲得金融教育和參與金融市場提供快捷的渠道，提高金融決策的專業(yè)性和效率。

（三）進(jìn)一步完善收入分配和消費機制建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)家庭收入和消費差距

雖然城鄉(xiāng)家庭吃、穿、住的基本消費需求已解決，但仍存在城鄉(xiāng)收入差異大、地區(qū)消費不平衡問題。需要認(rèn)識到農(nóng)村家庭的消費仍有很大的釋放空間，通過實施城鄉(xiāng)一體化，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，推動農(nóng)村家庭收入的持續(xù)增長，增強農(nóng)村消費的內(nèi)生動力，縮小城鄉(xiāng)收入和消費差距;對于城鎮(zhèn)較高收入群體，鼓勵進(jìn)行文化娛樂、旅游消費，優(yōu)化家庭消費結(jié)構(gòu)，逐步構(gòu)建多層次的家庭消費體系。同時，需要繼續(xù)實施城鎮(zhèn)化，通過城鎮(zhèn)家庭的消費文化逐漸改變農(nóng)村家庭的消費觀念，避免農(nóng)村消費斷層，引導(dǎo)城鄉(xiāng)家庭消費升級，這也是社會經(jīng)濟發(fā)展的必然結(jié)果。

（四）完善社會保障體系，降低家庭的預(yù)防性儲蓄和目標(biāo)性儲蓄動機

由于二元社會保障體系導(dǎo)致廣大中低收入家庭、農(nóng)村家庭存在養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、購房等預(yù)防性儲蓄和目標(biāo)性儲蓄，對家庭金融資產(chǎn)選擇和消費支出均產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng)。當(dāng)前，我國社會保障雖然覆蓋面廣，但大量中低收入家庭、農(nóng)村家庭保障程度低。因而，提高中低收入群體的社會保障程度，降低預(yù)防性儲蓄動機;堅持“房住不炒”的調(diào)控措施，減少目標(biāo)性儲蓄需求，逐步解決家庭“不敢、不愿”消費的問題。

注釋：

①原調(diào)查問卷有6個選項，分別為未婚、已婚、同居、分居、離婚喪偶，分別取值1-6，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，將已婚和同居的家庭取值為1共31773戶，未婚、分居、離異和喪偶取值為0共5463戶。

②談變量采用評分法對原始數(shù)據(jù)利率、通脹、風(fēng)險三個問題進(jìn)行整理，回答正確的計為1，錯誤或不知道的計為0，然后將三個問題進(jìn)行加總代表金融知識，取值o～3分代表答對的題數(shù).0分代表全部答錯或不知道，3分表示全部答對。

③CHFS中專門針對家庭風(fēng)險態(tài)度設(shè)置了提問：[A4003]“若有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項目？1.高風(fēng)險高回報。2.略高風(fēng)險，略高回報。3.平均風(fēng)險，平均回報。4.略低風(fēng)險，略低回報。5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險。6.不知道?！睘榱伺c以往文獻(xiàn)保持一致，本文按照傳統(tǒng)定義，將選項1和選項2合并為風(fēng)險偏好類型家庭，將遘項3作為風(fēng)險中性類型家庭，將選項4和選項5合并為風(fēng)險厭惡類型家庭，選項6不知道視同缺失值。由題目可以看出，整理后，風(fēng)險偏好取值為1，風(fēng)險中性取值為2，風(fēng)險厭惡取值為3，該分類變量值越大，其風(fēng)險厭惡程度越高。

④該保險包括城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險、城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險、公費醫(yī)療、商業(yè)醫(yī)療保險、企業(yè)補充醫(yī)療保險、大病醫(yī)療統(tǒng)籌、社會互助等。

⑤該房產(chǎn)根據(jù)調(diào)查問卷整理得出，包括察庭持有住房及商鋪的市場價值（不舍租賃和免費居住的房產(chǎn)）。

參考文獻(xiàn)：

[1]張金寶，城市家庭的經(jīng)濟條件與儲蓄行為——來自全國24個城市的消費金融調(diào)查[J].經(jīng)濟研究，2012（1）.

[2]Campbell J Y. Household Finance[J]. Jour-nal of Finance， 2006（4）.

[3]陳強，葉阿忠，股市收益、收益波動與中國城鎮(zhèn)居民消費行為[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2009（3）.

[4]邢大偉.城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)選擇結(jié)構(gòu)的實證研究——來自江蘇省揚州市的調(diào)查[J].華東經(jīng)濟管理，2009（1）.

[5]Steindel C， Ludvigson S C. How Importantis the Stock Market Effect on Consumption？ [J]. E-conomic Policy Review， 1999（2）.

[6]Chen J.? Re-Evaluating The AssociationBetween Housing Wealth and Aggregate Consump-tion： New Evidence from Sweden[J].? Journal ofHousing Economics，2006（4）.

[7]李學(xué)峰，徐輝.中國股票市場財富效應(yīng)微弱研究[J].南開經(jīng)濟研究，2003（3）.

[8]杜明月，楊國歌，中國股市財富效應(yīng)對城鎮(zhèn)居民消費的影響J].石家莊鐵道大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019（4）.

[9]張明，涂先進(jìn)，金融借貸的偽財富效應(yīng)與居民消費增長：城鄉(xiāng)與區(qū)域差異[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2018（1）.

[l0]肖忠意、李思明.中國農(nóng)村居民消費金融效應(yīng)的地區(qū)差異研究[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2015（2）.

[11]王聰，熊劍慶.我國居民資產(chǎn)間接財富效應(yīng)的實證研究——基于消費者信心的視角[J].西南金融，2011（5）.

[12]Mian A， Rao K， Sufi A. Household Bal-ance Sheets， Consumption， and the EconomicSlump [J]. The Quarterly Journal of Economics，2013（4）.

[13]胡永剛，郭長林.股票財富、信號傳遞與中國城鎮(zhèn)居民消費[J].經(jīng)濟研究，2012（3）.

[14] Peltonen T A， Sousa R M，VansteenkisteI S. Wealth effects in emerging market economies[J]. International Review of Economics&Finance，2009 （5）.

[15]周利，王聰，資產(chǎn)價格財富效應(yīng)傳導(dǎo)機制的實證分析[J].新疆大學(xué)學(xué)報，2016（11）.

[16]薛永剛.我國股票市場財富效應(yīng)對消費影響的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2012（12）.

[17]韓蕾.家庭收入結(jié)構(gòu)對我國居民消費的影響[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2019（10）.

責(zé)任編輯：彭銀春