○張 帥 （華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖北 武漢 430074）

一、理論概述

從理論上講，金融資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響居民消費(fèi)理論是建立在生命周期—持久收入假說（Life-Cycle/PermanentIncomeHypothesis）的基礎(chǔ)之上的，Blanchard 和 Fisher（1989）進(jìn)行研究之后，財(cái)富效應(yīng)就逐漸進(jìn)入主流宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和經(jīng)常的政策性討論之中，一般性地認(rèn)為消費(fèi)者的財(cái)富和消費(fèi)是一起波動(dòng)的，而資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)主要是通過影響消費(fèi)者的財(cái)富變化進(jìn)而影響消費(fèi)的。

此后國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了廣泛的研究。最近的研究如JoanneCutler（2004）對(duì)香港房地產(chǎn)市場(chǎng)，Dvornak和Kohler（2007）對(duì)澳大利資本市場(chǎng)，Kimberly、Sylvie和Kolet（2008）對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家房地產(chǎn)市場(chǎng)等研究都表明資產(chǎn)價(jià)格在不同國(guó)家也都存在著不同程度的財(cái)富效應(yīng)。

國(guó)內(nèi)相關(guān)的研究主要集中在兩類文獻(xiàn)中，第一類直接考察資產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的背景下，分析資產(chǎn)價(jià)格的財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，如羅文波、張祖國(guó)和蘇多永（2009）、高宏霞、張燕和張寧華（2009）等；第二類考察在資產(chǎn)價(jià)格作為貨幣政策傳導(dǎo)渠道的背景下，分析資產(chǎn)價(jià)格的財(cái)富效應(yīng)、托賓Q投資效應(yīng)的大小，如中國(guó)人民銀行研究局課題組（2002）、夏新平、余明桂和汪宜霞（2005）、陳平和張宗成（2008）等。當(dāng)前國(guó)內(nèi)的研究對(duì)股票價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的研究比較多，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的研究相對(duì)還較少。

本文的研究運(yùn)用了1994年第1季度到2009年第4季度的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究并比較了我國(guó)股票和房地產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)在影響方式、強(qiáng)弱和時(shí)序特征等方面的差異，并就產(chǎn)生這些差異的經(jīng)濟(jì)原因進(jìn)行了深入分析，這對(duì)我們把握資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響和貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)渠道是否存在都有著重要的意義。

二、模型估計(jì)和實(shí)證分析

1、模型和數(shù)據(jù)

根據(jù)經(jīng)典消費(fèi)方程，如（1）式所示影響消費(fèi)的主要因素有居民收入和居民家庭財(cái)產(chǎn)兩部分，其中設(shè)定居民家庭財(cái)產(chǎn)主要由股票資產(chǎn)和房地產(chǎn)構(gòu)成。C表示居民消費(fèi)，本文居民消費(fèi)額是經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的市社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)數(shù)值去HP趨勢(shì)所得的，其中市社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為居民消費(fèi)支出的替代變量，根據(jù)市社會(huì)消費(fèi)品零售總額的季度數(shù)據(jù)，扣除同期物價(jià)因素得到季度實(shí)際值。Y表示居民收入，居民可支配收入采用扣除物價(jià)因素的城鎮(zhèn)居民可支配收入經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后求對(duì)數(shù)去HP趨勢(shì)值。

SP股票價(jià)格本文采用對(duì)以1994年為基期的定基滬深兩市流通市值加權(quán)平均季度指數(shù)求對(duì)數(shù)后，去除HP趨勢(shì)，得到我國(guó)股票價(jià)格。之所以選取股票流通市值，這主要是由于我國(guó)消費(fèi)者對(duì)股票資產(chǎn)的持有主要以直接持股的形式進(jìn)行的，通過保險(xiǎn)公司、基金公司、退休基金等間接形式持股的比例還比較低。因此，股票價(jià)格的波動(dòng)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)支出的影響主要通過流通股價(jià)值的變化來體現(xiàn)。HP表示房地產(chǎn)價(jià)格，房地產(chǎn)價(jià)格由國(guó)防景氣指數(shù)中房地產(chǎn)平均銷售價(jià)格指數(shù)季節(jié)調(diào)整后取對(duì)數(shù)，而后去除HP趨勢(shì)值，得到房地產(chǎn)價(jià)格季度數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)區(qū)間為1994年第1季度到2009年第3季度，數(shù)據(jù)來源于CCER色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)和中經(jīng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

2、模型估計(jì)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對(duì)（1）式的檢驗(yàn)要求各個(gè)變量是平穩(wěn)的。本文通過擴(kuò)展的迪克—富勒（ADF）方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明C、Y、SP和HP均為平穩(wěn)序列。

由于居民收入、股價(jià)和房?jī)r(jià)不僅在當(dāng)期對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響，而且在滯后期也會(huì)產(chǎn)生影響，因此在各變量滯后期的選擇上，本文使用從自上而下的方法（up-bottomapproach），即先從一個(gè)較大的模型開始，然后逐漸縮小模型。其中多元線性回歸的估計(jì)結(jié)果見表1。在顯著影響居民消費(fèi)支出的解釋變量包括居民消費(fèi)支出的1期滯后C（-1）、滯后1期的可支配收入、當(dāng)期sp和滯后4期的股票價(jià)格sp（-4）、當(dāng)期hp和滯后四期的房地產(chǎn)價(jià)格 hp（-4）。

表1 模型估計(jì)結(jié)果

上述多元線性回歸模型的數(shù)據(jù)均是經(jīng)過HP濾波處理后的缺口值，為了進(jìn)行穩(wěn)健性的檢驗(yàn)，本文采用Engel和Granger提出的協(xié)整理論及其方法，為非平穩(wěn)的時(shí)間序列，即居民實(shí)際消費(fèi)支出季節(jié)調(diào)整后對(duì)數(shù)值lnc、居民實(shí)際可支配收入季節(jié)調(diào)整的對(duì)數(shù)值lny、滬深流通市值加權(quán)平均指數(shù)對(duì)數(shù)值lnsp、房地產(chǎn)銷售價(jià)格對(duì)數(shù)值lnhp建立回歸模型。單位根檢驗(yàn)表明，通過回歸方程的殘差在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，不存在單位根。即lnc與lny、lnsp和lnhp之間存在著協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為（1，1.366，-0.21，0.394）。

3、結(jié)果分析

多元線性回歸模型和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果都表明：（1）股票價(jià)格與居民消費(fèi)之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，意味著股票價(jià)格上漲對(duì)居民消費(fèi)支出存在著擠出效應(yīng)，房地產(chǎn)價(jià)格與居民消費(fèi)之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，意味著房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)居民消費(fèi)支出存在著財(cái)富效應(yīng)；（2）4期滯后的股票價(jià)格對(duì)消費(fèi)的影響要強(qiáng)于當(dāng)期，而房地產(chǎn)價(jià)格當(dāng)期對(duì)消費(fèi)的影響要強(qiáng)于4期滯后項(xiàng)，這可能意味著房地產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮要更加迅速；（3）房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的絕對(duì)影響，均強(qiáng)于股票價(jià)格，我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)有著更強(qiáng)的影響。

股票價(jià)格上漲之所以會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而房地產(chǎn)價(jià)格上漲卻產(chǎn)生了財(cái)富效益，其原因主要在于：（1）由于我國(guó)股票市場(chǎng)的高投機(jī)性，股票價(jià)格上升導(dǎo)致居民財(cái)富增加，消費(fèi)者首先選擇將更多資產(chǎn)轉(zhuǎn)換為股票資產(chǎn)，從而獲得更高的收益率，這樣對(duì)居民消費(fèi)造成了較高的擠出效應(yīng)。（2）由于房地產(chǎn)作為一種資產(chǎn)，增加其資產(chǎn)擁有量需要更大額的財(cái)富投入，更多時(shí)候需要借助于銀行貸款融資，這樣就導(dǎo)致了房地產(chǎn)市場(chǎng)的擠出效應(yīng)具有較高的門檻；而增加股票資產(chǎn)擁有量并不需要較大額的資金門檻，而且交易成本也較低，因此當(dāng)股票價(jià)格上升進(jìn)而收益率上升時(shí)，消費(fèi)者減少消費(fèi)增加股票資產(chǎn)持有量是低成本而且可行的，因此股票價(jià)格上升首先導(dǎo)致了擠出效應(yīng)。

我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)較強(qiáng)的財(cái)富效應(yīng)主要可能是以下幾個(gè)方面原因造成的。首先，房地產(chǎn)是我國(guó)城鎮(zhèn)居民廣泛持有的資產(chǎn)，城鎮(zhèn)居民各個(gè)階層都持有房地產(chǎn)資產(chǎn)，而相反股票、基金等有價(jià)證券資產(chǎn)持有比例還比較低。據(jù)尼爾森市場(chǎng)研究公司2008年10月為招商證券股份有限公司和國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心金融研究所提供的研究報(bào)告顯示，根據(jù)2008年9月至10月對(duì)中國(guó)16個(gè)大中城市2100人調(diào)查結(jié)果表明，股票資產(chǎn)持有率為34%，而房地產(chǎn)資產(chǎn)的持有率為66%。房地產(chǎn)廣泛的持有分布和較高的持有率也是房?jī)r(jià)變化影響要大于股票價(jià)格變化影響的因素。其次，在我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)的幅度更小一些，因而城鎮(zhèn)居民會(huì)認(rèn)為房?jī)r(jià)上升所引起的財(cái)富上升更加持久一些；與此同時(shí)，我國(guó)股票市場(chǎng)的波動(dòng)更加頻繁，這也是房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)較大的一個(gè)重要原因。再次，隨著我國(guó)房地產(chǎn)商品化程度的提高，房屋抵押貸款等金融創(chuàng)新產(chǎn)品的快速發(fā)展，二手房屋買賣市場(chǎng)和房屋租賃市場(chǎng)的不斷完善，房屋資產(chǎn)的流動(dòng)性和收益性都大大提高，這也提高了房屋價(jià)格上升所引起的財(cái)富效應(yīng)。

三、結(jié)論

第一，由于我國(guó)股票市場(chǎng)的高投機(jī)性特征，以及與房地產(chǎn)投資相比較低的進(jìn)入門檻，導(dǎo)致了股票價(jià)格上漲對(duì)居民消費(fèi)的具有擠出效應(yīng)，居民將更多的資產(chǎn)投入到股票市場(chǎng)以獲得更高的收益。同時(shí)股票價(jià)格波動(dòng)也更加頻繁，也導(dǎo)致了股票價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)影響的時(shí)滯也較大。

第二，與股票資產(chǎn)相比較，房地產(chǎn)是我國(guó)居民廣泛持有的資產(chǎn)，同時(shí)房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)幅度也比較小，隨著我國(guó)房地產(chǎn)商品化程度的不斷提高，房屋資產(chǎn)的流動(dòng)性和收益性也不斷增強(qiáng)，這都使得我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)表現(xiàn)出了較高的財(cái)富效益，房地產(chǎn)價(jià)格上漲在當(dāng)季度對(duì)居民消費(fèi)就有顯著較大的正向影響。

研究表明，當(dāng)前資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)已經(jīng)產(chǎn)生了顯著的影響，特別是房地產(chǎn)價(jià)格的上升，對(duì)消費(fèi)有著即時(shí)和較強(qiáng)的財(cái)富效應(yīng)。資產(chǎn)價(jià)格作為貨幣政策傳導(dǎo)渠道的效應(yīng)已經(jīng)開始顯現(xiàn)，我國(guó)貨幣政策的實(shí)施要特別關(guān)注房地產(chǎn)價(jià)格渠道對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。

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