【摘要】文章以2003-2009年季度數(shù)據(jù)為樣本，對中國股票資產(chǎn)和住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的差異進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，中國股票資產(chǎn)與住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)存在明顯差異，住房資產(chǎn)存在弱財(cái)富效應(yīng)，而股票資產(chǎn)則不存在財(cái)富效應(yīng)。

【關(guān)鍵詞】住房價(jià)格 股票價(jià)格 財(cái)富效應(yīng)

一、股票資產(chǎn)與住房資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的理論分析

（一）流動(dòng)性差異

資產(chǎn)有財(cái)富效應(yīng)的前提是可變現(xiàn)，否則只能增加賬面財(cái)富。目前我國建立了較完善、交易方便的證券市場，投資者能便捷地將股票變現(xiàn)；雖然我國擁有較完善的房屋交易市場，但從房屋的估值、交易等過程來看，均不如股票的變現(xiàn)快捷，即便通過抵押貸款，銀行通常會(huì)降低對房屋的估值，使其低于市場價(jià)值。就流動(dòng)性而言，住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)不大。

（二）內(nèi)在性質(zhì)差異

對多數(shù)居民而言，買賣股票是為了獲取投資收益，當(dāng)獲得收益時(shí)，投資者會(huì)考慮將其用于增加消費(fèi)。住房既是投資品又是消費(fèi)品，房價(jià)上漲時(shí)，住房擁有者尤其是只擁有一套住房的人不會(huì)將其變現(xiàn)，對尚未擁有住房但有購房意愿的居民而言，反而存在替代效應(yīng)，壓縮了對其他消費(fèi)品的消費(fèi)。

（三）價(jià)格波動(dòng)的差異

股票價(jià)格往往比房屋價(jià)格波動(dòng)大，消費(fèi)者在判斷股票價(jià)格是永久性還是暫時(shí)性變動(dòng)時(shí)難度更大，面對股票價(jià)格上漲帶來的財(cái)富變動(dòng)，調(diào)整消費(fèi)計(jì)劃時(shí)通常更謹(jǐn)慎。

二、實(shí)證分析

根據(jù)生命周期——持久性收入假說的基本原理，在參看了大量文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上建立如下財(cái)富效應(yīng)度量模型：

（1）

其中，Cons為城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)支出，Y為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，H為每平方米商品房價(jià)格，S為上證綜合指數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，所采用的是2003年一季度到2009年四季度的季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

自然對數(shù)變換不改變原數(shù)據(jù)的性質(zhì)，并能使趨勢線性化，消除時(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象，對變量取自然對數(shù)，模型轉(zhuǎn)化為：

（2）

（一）單位根檢驗(yàn)

對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用廣為流行的ADF 法。由下表看出，LnCons，LnY，LnH，LnS的ADF值都大于顯著性水平為5%的臨界值，它們是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。對一階差分序列ΔLnCons，ΔLnY，ΔLnH，ΔLnS進(jìn)行檢驗(yàn)，ADF值都小于顯著性水平為5%的臨界值，認(rèn)為它們是平穩(wěn)的序列。LnCons，LnY，LnH，LnS是一階單整的時(shí)間序列，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

注：1.檢驗(yàn)類型中的c、t、k表示模型包括的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢和滯后階數(shù)；2.D 代表變量的一階差分。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量，它們的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，而這種線性組合能反映它們的長期關(guān)系。通過協(xié)整檢驗(yàn)，能分析變量之間的長期均衡關(guān)系，本文采用EG 兩步法檢驗(yàn)。

第一步，對基本模型（2）運(yùn)用OLS 方法，得到以下方程：

LnCons=-0.1320+0.8814LnY+0.1134LnH- 0.0238LnS+ε（3）

第二步，對殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)變量ADF 值檢驗(yàn)類型臨界值(5%)5%水平結(jié)論

ε-7.8578（c，0，1）-2.9411平穩(wěn)

殘差項(xiàng)為零階單整序列，LnCons，LnY，LnH，LnS存在協(xié)整關(guān)系，上述回歸方程有意義。

從協(xié)整方程看出，消費(fèi)支出主要受可支配收入的影響；住宅資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)和股票資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對其影響較小。住房資產(chǎn)存在財(cái)富效應(yīng)，即每平方米住房價(jià)格上漲1%，對消費(fèi)支出有0.11%的拉動(dòng)。股票資產(chǎn)不僅不存在財(cái)富效應(yīng)，反而對消費(fèi)有一定的抑制作用，股票價(jià)格上漲1%，消費(fèi)支出減少0.02%，且住房資產(chǎn)對消費(fèi)支出的影響大于股票資產(chǎn)。

（三）Granger因果檢驗(yàn)

方程（3）能說明變量存在長期的相關(guān)關(guān)系， 但不能確定變量間是否存在因果關(guān)系，Granger因果檢驗(yàn)是用來判斷非平穩(wěn)時(shí)間序列之間因果關(guān)系的一種有效方法。

結(jié)果表明：房價(jià)是消費(fèi)支出的Granger原因，這種關(guān)系持續(xù)到第4期，滯后5期的房價(jià)不是消費(fèi)支出的Granger原因，說明房價(jià)變動(dòng)在一年內(nèi)能引起消費(fèi)支出的變動(dòng)，長期中缺乏影響力；股票價(jià)格在滯后5期以前，都不是消費(fèi)支出的Granger原因，說明股票價(jià)格的短期變動(dòng)對消費(fèi)支出的影響很弱，但長期中對消費(fèi)支出有一定影響。

三、實(shí)證結(jié)果分析

我國住房資產(chǎn)存在財(cái)富效應(yīng)，股票資產(chǎn)不存在財(cái)富效應(yīng)，且住房價(jià)格波動(dòng)對消費(fèi)支出的影響更大。我國股票價(jià)格波動(dòng)很大，對于短期內(nèi)股票價(jià)格的上漲，投資者很難判斷是永久性還是暫時(shí)性的變動(dòng)，投資者缺乏加大當(dāng)期消費(fèi)的信心。同時(shí)，許多投資者在股市獲利后，并不增加當(dāng)期消費(fèi)，往往加大對股票資產(chǎn)的進(jìn)一步投資。在過去多年里，我國地產(chǎn)業(yè)一直向好，即便在限購政策頻出的幾年，房價(jià)很少有大幅度地下調(diào)，投資者對房價(jià)的預(yù)期是較穩(wěn)定且長遠(yuǎn)的，房價(jià)上漲會(huì)增加擴(kuò)大消費(fèi)的信心。

（責(zé)任編輯：陳岑）