周 利，王 聰

（暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系，廣東廣州510632）

一、引 言

居民消費(fèi)不足已成為阻礙中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的最重要因素之一，尤其是步入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)后，包括居民消費(fèi)在內(nèi)的整個(gè)消費(fèi)需求一直呈疲軟狀態(tài)。2014年，我國(guó)的消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率僅為37.69%，與同年英國(guó)的64.57%，日本的61.14%，美國(guó)的68.4%消費(fèi)率相距甚遠(yuǎn)；而另一方面，隨著資產(chǎn)市場(chǎng)特別是股票市場(chǎng)的發(fā)展與住房的商品化，以股票、房地產(chǎn)為代表的金融資產(chǎn)和實(shí)物資產(chǎn)在居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中所占比重越來(lái)越高，相應(yīng)地，這些資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的影響亦日益明顯。因此，剖析資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)的關(guān)系，弄清兩者之間的內(nèi)在作用機(jī)理，構(gòu)成了本文的研究主題，相應(yīng)的結(jié)論對(duì)如何增加消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)轉(zhuǎn)型具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

資產(chǎn)價(jià)格與居民消費(fèi)的關(guān)系，一直以來(lái)都是人們關(guān)注的一個(gè)重要問(wèn)題，并得到了大量學(xué)者的研究和探討。依據(jù)持久收入假說(shuō)[1-2]，未預(yù)期到的資產(chǎn)價(jià)格上升將導(dǎo)致家庭財(cái)富上升，進(jìn)而造成居民消費(fèi)水平的提高，此即為財(cái)富效應(yīng)[3]。理論上，財(cái)富效應(yīng)是否存在依賴于居民的預(yù)期：如果資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)完全被預(yù)期到，居民消費(fèi)就不會(huì)調(diào)整；即使資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)沒(méi)有被預(yù)期到，如果居民預(yù)期價(jià)格波動(dòng)是暫時(shí)性的，即未來(lái)資產(chǎn)價(jià)格會(huì)回調(diào)到之前水平，居民消費(fèi)的調(diào)整也會(huì)很小[4]。參照Ando和Modigliani生命周期模型的基本理論框架，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要由兩條線索展開：一是資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)能否帶來(lái)消費(fèi)支出的變動(dòng)，即資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的存在性及其程度的估算和檢驗(yàn)；二是分析資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的形成機(jī)理與中介傳導(dǎo)機(jī)制[5]。Zandi(1999)，Gale和 Sabellhaus(1999)，Parker(1999)等細(xì)致考察了資產(chǎn)價(jià)格是否具有財(cái)富效應(yīng)，盡管就財(cái)富效應(yīng)的大小方面并未達(dá)成一致意見(jiàn)，但均肯定了資產(chǎn)價(jià)格對(duì)促進(jìn)消費(fèi)的重要性[6-7]。在單類資產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)關(guān)系的研究中，房?jī)r(jià)或者股價(jià)的財(cái)富效應(yīng)基本得到確認(rèn)[8-11]。鑒于股價(jià)與房?jī)r(jià)波動(dòng)的相互聯(lián)系，僅考察某一資產(chǎn)價(jià)格的財(cái)富效應(yīng)都是不全面的。因此，更多的學(xué)者兼顧股價(jià)與房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響，并對(duì)兩者財(cái)富效應(yīng)的大小進(jìn)行比較。就二者財(cái)富效應(yīng)的大小比較上，有兩類主流觀點(diǎn)：第一種認(rèn)為，房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)小于股價(jià)的財(cái)富效應(yīng)，原因是房地產(chǎn)的流動(dòng)性要弱于股票，在資產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，房地產(chǎn)難以變現(xiàn)從而不利于其財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮[12-13]；第二種觀點(diǎn)則認(rèn)為，房?jī)r(jià)較股價(jià)波動(dòng)小，且房地產(chǎn)供給缺乏彈性，使得在資產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，人們更多地將房屋的預(yù)期增值收益用于增加消費(fèi)，導(dǎo)致房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)大于股價(jià)的財(cái)富效應(yīng)[14-15]。

不可否認(rèn)的是，居民消費(fèi)、收入與資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)間存在一個(gè)穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，財(cái)富效應(yīng)在許多國(guó)家都是顯著存在的，只是影響資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的因素各有不同。經(jīng)濟(jì)體的市場(chǎng)化程度、金融體系、貧富差距、文化傳統(tǒng)、財(cái)稅政策及消費(fèi)者面臨的流動(dòng)性約束和未來(lái)的不確定性等，都可能影響資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮[16-18]。事實(shí)上，資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)間的中介影響機(jī)制是造成財(cái)富效應(yīng)程度不同的重要因素，不同的中介機(jī)制產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)程度可能存在差異，例如實(shí)際收入效應(yīng)和預(yù)期收入效應(yīng)引起的消費(fèi)變動(dòng)程度就不同[19]。

資產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制主要有兩類：一是直接財(cái)富效應(yīng)，直接帶動(dòng)居民資產(chǎn)財(cái)富的變動(dòng)進(jìn)而刺激消費(fèi)，主要指實(shí)際收入效應(yīng)、流動(dòng)性約束效應(yīng)；二是間接財(cái)富效應(yīng)，影響消費(fèi)者的預(yù)期進(jìn)而間接刺激消費(fèi)，主要包括貨幣政策效應(yīng)、消費(fèi)者信心效應(yīng)、替代效應(yīng)等。除定性分析外，多數(shù)學(xué)者從消費(fèi)者信心等間接影響渠道實(shí)證分析資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)[20-21]。李明揚(yáng)、唐建偉發(fā)現(xiàn)，股價(jià)變化通過(guò)五種不同的渠道影響消費(fèi)[22]。胡勝、劉旦指出，房?jī)r(jià)主要通過(guò)微觀、中觀和宏觀三個(gè)作用渠道，帶動(dòng)消費(fèi)擴(kuò)張，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[23]。劉林川分階段實(shí)證檢驗(yàn)股市與房市財(cái)富效應(yīng)的影響機(jī)制，認(rèn)為2006年9月之前的資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)主要借助替代效應(yīng)，之后則主要借助直接財(cái)富效應(yīng)機(jī)制[24]。

觀察對(duì)資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)證分析的文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)較多側(cè)重分析單一的影響機(jī)制，如消費(fèi)者信心效應(yīng)，且未報(bào)告其在資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富總效應(yīng)中的相對(duì)大??；在實(shí)證方法的選擇上，研究者從資產(chǎn)價(jià)格與不同傳導(dǎo)機(jī)制間的Granger因果檢驗(yàn)說(shuō)明消費(fèi)與資產(chǎn)價(jià)格、影響機(jī)制間的協(xié)整關(guān)系，以此說(shuō)明不同的傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的影響。但此估計(jì)方法的局限性在于：首先，Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)論對(duì)滯后期的選擇非常敏感；其次，Granger因果檢驗(yàn)僅是對(duì)統(tǒng)計(jì)上顯著性的檢驗(yàn)，并未考慮經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性，而后者恰是該檢驗(yàn)更應(yīng)該關(guān)注的[25-26]。

相較于以往的研究，本文的主要貢獻(xiàn)在于：理論上，對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響居民消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行了探索性研究，拓展了研究視角；方法上，創(chuàng)新性地將中介效應(yīng)模型引入到資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)關(guān)系的研究中，以貨幣政策、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心作為中介傳導(dǎo)變量，細(xì)致考察其對(duì)資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑，且給出各中介傳導(dǎo)機(jī)制的相對(duì)貢獻(xiàn)。這三種中介機(jī)制的選取主要基于以下考慮：一、收入是影響消費(fèi)的最重要因素[27]。二、當(dāng)前我國(guó)以房地產(chǎn)與股票為代表的資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)劇烈，與政府對(duì)市場(chǎng)的不斷干預(yù)、央行實(shí)施的貨幣政策緊密相關(guān)，房市與股市呈現(xiàn)明顯的“政策市”現(xiàn)象。而一項(xiàng)貨幣政策是否有效，則需觀察貨幣供給量、利率與信貸規(guī)模是否發(fā)生相應(yīng)變動(dòng)。同時(shí)，利率市場(chǎng)化這一金融改革的推行，勢(shì)必對(duì)消費(fèi)、進(jìn)而整個(gè)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)影響。三、作為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的指示燈，資產(chǎn)價(jià)格的趨勢(shì)性變動(dòng)反映了相關(guān)經(jīng)濟(jì)主體對(duì)未來(lái)收入與經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期，而消費(fèi)者信心是度量預(yù)期最合適的指標(biāo)?？紤]到以往實(shí)證方法設(shè)計(jì)上的缺陷，本文運(yùn)用有向無(wú)環(huán)圖方法（DAG）及基于DAG結(jié)果的遞歸預(yù)測(cè)方差分解技術(shù)，研究各傳導(dǎo)機(jī)制與資產(chǎn)價(jià)格、消費(fèi)之間的同期因果關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上分析各傳導(dǎo)機(jī)制與資產(chǎn)價(jià)格、消費(fèi)之間的相互影響及其動(dòng)態(tài)關(guān)系。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分為理論框架，探索各中介機(jī)制對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)的中介效應(yīng)；第三部分為變量選取、研究方法與模型設(shè)定，闡述各變量的選取依據(jù)、有向無(wú)環(huán)圖方法（DAG）與GMM方法的估計(jì)原理，并構(gòu)建相應(yīng)的計(jì)量模型；第四部分是描述性統(tǒng)計(jì)與實(shí)證分析；最后是結(jié)論與政策啟示。

二、理論框架

根據(jù)Blanchard和Fischer(1989)的生命周期-持久收入假說(shuō)(LC-PIH)，一個(gè)人在任一時(shí)刻的消費(fèi)決策，涉及消費(fèi)效用函數(shù)和時(shí)間偏好率，對(duì)自身壽命的預(yù)期，對(duì)現(xiàn)有資產(chǎn)和非資產(chǎn)收入的預(yù)期以及預(yù)期壽終時(shí)留有多少遺產(chǎn)等[28]。因此，本文對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的多期消費(fèi)-儲(chǔ)蓄的決策問(wèn)題做出如下假定：

（1）效用函數(shù) U(Ct)時(shí)際可加，且有 U′＞0，U″＜0；

（2）個(gè)體生命周期為T，無(wú)遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)，AT=0；

（3）消費(fèi)者的時(shí)間偏好恒定，即δt≡δ(t=1,…,T)；

（4）對(duì)未來(lái)收入、支出存在不確定性預(yù)期，即Ct、Yt是隨機(jī)變量。

一個(gè)理性決策者的消費(fèi)目標(biāo)是使各個(gè)時(shí)期的消費(fèi)效用值之和最大，則消費(fèi)者在時(shí)刻t的目標(biāo)函數(shù)是：

給定消費(fèi)Ct，消費(fèi)者擁有總儲(chǔ)蓄(At+Yt-Ct)。資產(chǎn)收益率恒定為r。于是在時(shí)刻t+1，資產(chǎn)At+1與期初的資產(chǎn)At、勞動(dòng)收入Yt、當(dāng)期消費(fèi)Ct應(yīng)當(dāng)滿足：

在預(yù)算約束下，推導(dǎo)消費(fèi)函數(shù)問(wèn)題就變成求解拉格朗日函數(shù)的極值問(wèn)題。因此，構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，并分別對(duì)Ct、Ct+1與At+1一階求導(dǎo)，整理后得消費(fèi)的歐拉方程為：

式（2）說(shuō)明：假設(shè)消費(fèi)者在t時(shí)減少消費(fèi)dCt，將dCt投資于生息資產(chǎn)，在t+1時(shí)將其收益消費(fèi)掉。t時(shí)效用的減少為U′(Ct)，則t+1時(shí)期望效用的增加必然等于 (1+r)(1+δ)-1EU′(Ct+1)，即兩期消費(fèi)之間的邊際替代率必須等于邊際轉(zhuǎn)移率。

消費(fèi)者具有常絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡，系數(shù)為α，效用函數(shù)（CARA）為：

聯(lián)立式（1）、（2）、（3），最終可得消費(fèi)函數(shù) Ct：

進(jìn)一步地，式（4）可簡(jiǎn)化為：

這表明當(dāng)期消費(fèi)主要由三大因素所驅(qū)動(dòng)：家庭所持有的當(dāng)期資產(chǎn)At、當(dāng)期勞動(dòng)收入Yt以及預(yù)期未來(lái)收入。 βi為相應(yīng)的影響系數(shù)(i=1,2,3)，D則為式（4）中的剩余項(xiàng)。

由于家庭總資產(chǎn)等于資產(chǎn)存量與資產(chǎn)價(jià)格的乘積，資本存量在短期內(nèi)變動(dòng)較?。ū热绶康禺a(chǎn)短期內(nèi)供給增長(zhǎng)緩慢，新股發(fā)行或股市擴(kuò)容都有政策限制），而資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)相對(duì)頻繁，因而資產(chǎn)價(jià)值的變動(dòng)更多是由資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所引起的。此外，資產(chǎn)價(jià)格通過(guò)改變預(yù)期勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率進(jìn)而對(duì)當(dāng)期勞動(dòng)、預(yù)期勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向產(chǎn)生影響。因此，我們有：

式（6）即為本文研究的理論基礎(chǔ)。資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)主要通過(guò)貨幣政策效應(yīng)A′(P)、實(shí)際收入Y′(P)和預(yù)期收入Y′e(P)三種渠道影響消費(fèi)變動(dòng)。于是我們有下列命題。

命題1：A′(P)為貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，β1＞0。

資產(chǎn)價(jià)格上漲，消費(fèi)者的投資組合價(jià)值增加，信貸獲得能力提升，并會(huì)左右央行貨幣政策的制定，最終帶來(lái)當(dāng)期消費(fèi)的增加。本文以貨幣供給量、利率與信貸規(guī)模來(lái)度量貨幣政策的變動(dòng)。

命題2：Y′(P)為實(shí)際收入傳導(dǎo)機(jī)制，β2＞0。

資產(chǎn)價(jià)格上漲，消費(fèi)者所持有的資產(chǎn)組合財(cái)富收益增加。以股票、債券、基金等這些金融資產(chǎn)為例，利息、溢價(jià)及分紅收益迅速增加，帶來(lái)消費(fèi)者當(dāng)期收入的提升，進(jìn)而增加消費(fèi)。

命題3：Y′e(P)為預(yù)期收入傳導(dǎo)機(jī)制，β3＞0。

資產(chǎn)價(jià)格上漲，消費(fèi)者所持的資產(chǎn)組合價(jià)值增加，由此使其預(yù)期未來(lái)的經(jīng)濟(jì)前景良好，而這種對(duì)未來(lái)的樂(lè)觀預(yù)期同時(shí)又會(huì)支撐資產(chǎn)價(jià)格不斷上漲，兩者相互作用，最終帶來(lái)消費(fèi)的增加。而預(yù)期作為一種心理狀態(tài)，難以直接度量，常以消費(fèi)者信心指數(shù)替代。

圖1 資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的中介效應(yīng)模型

圖1清晰地闡釋了實(shí)際收入、貨幣政策與消費(fèi)者信心三種中介傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)的中介效應(yīng)。

三、變量選取、研究方法與模型設(shè)定

（一）變量選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文所使用的主要數(shù)據(jù)為2000年第一季度至2015年第三季度?？紤]城鎮(zhèn)化的進(jìn)程、對(duì)資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的敏感性，因此變量的選取上統(tǒng)一為城鎮(zhèn)居民。各變量數(shù)據(jù)主要來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

擇取股票價(jià)格和房地產(chǎn)價(jià)格作為資產(chǎn)價(jià)格的代理變量，主要基于以下考慮：第一，從現(xiàn)有研究財(cái)富效應(yīng)的文獻(xiàn)看，大多數(shù)學(xué)者都選取股票和住房這兩類最重要的資產(chǎn)作為研究對(duì)象，較少涉及其它資產(chǎn)；第二，從資產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)的聯(lián)系來(lái)看，股票和住房是與消費(fèi)具有緊密聯(lián)系的資產(chǎn)，相比之下，大宗商品和債券等資產(chǎn)與投資的聯(lián)系較為緊密，與消費(fèi)的聯(lián)系不明顯；第三，由于我國(guó)城鎮(zhèn)居民所持有的資產(chǎn)主要包含房屋與股票，而這兩類資產(chǎn)是家庭財(cái)富的主要形式，它們自身的變動(dòng)會(huì)通過(guò)各種中介機(jī)制最終影響到消費(fèi)上。

居民消費(fèi)與實(shí)際收入分別以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出、人均可支配收入來(lái)度量；直接以消費(fèi)者信心指數(shù)衡量消費(fèi)者信心。

作為央行貨幣政策的中介目標(biāo)，貨幣供給量M2對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的解釋能力遠(yuǎn)優(yōu)于其它貨幣變量，而信貸規(guī)模又是M2的決定變量（盛松成、吳培新，2008）。因此，數(shù)量型指標(biāo)選取廣義貨幣供給量M2和貸款余額LOAN；利率是貨幣政策發(fā)揮作用的中樞，而銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)是我國(guó)利率市場(chǎng)化程度最高的市場(chǎng)（國(guó)債規(guī)模較小，不能引導(dǎo)市場(chǎng)利率），其利率水平能較為迅速地反映貨幣市場(chǎng)上資金的供求狀況，更能體現(xiàn)資金的真實(shí)價(jià)格[29]。結(jié)合現(xiàn)實(shí)，采用銀行間同業(yè)拆借加權(quán)利率進(jìn)行實(shí)證。

為消除季節(jié)、價(jià)格因素的影響，對(duì)各變量進(jìn)行價(jià)格平減（同除以1978年為基準(zhǔn)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)），并運(yùn)用Census X12方法對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。同時(shí)，本文對(duì)各變量的ADF單位根檢驗(yàn)表明：各變量的水平值非平穩(wěn)，而一階差分序列均平穩(wěn)。

（二）研究方法

1.傳導(dǎo)機(jī)制和傳導(dǎo)效應(yīng)

傳導(dǎo)機(jī)制是自變量對(duì)因變量發(fā)生影響的媒介，它主要是指一種內(nèi)部機(jī)制，通過(guò)該機(jī)制自變量對(duì)因變量發(fā)揮作用。在探討自變量X對(duì)因變量Y的作用時(shí)，若X通過(guò)變量M來(lái)影響Y，則M即為傳導(dǎo)機(jī)制。

假設(shè)已對(duì)變量進(jìn)行去中心化處理（即變量減去其均值）。圖2上部分是傳導(dǎo)機(jī)制的路徑圖，c是X對(duì)Y的總效應(yīng)，ab是經(jīng)過(guò)傳導(dǎo)機(jī)制M的傳導(dǎo)效應(yīng)（Mediating Effect），c′是直接效應(yīng)，e1,e2,e3為誤差項(xiàng)。當(dāng)只有一個(gè)傳導(dǎo)變量時(shí)，效應(yīng)之間有如下關(guān)系：

傳導(dǎo)效應(yīng)的大小可以用c-c′=ab來(lái)衡量。

圖2下部分是傳導(dǎo)效應(yīng)的檢驗(yàn)程序[30]。

圖2 傳導(dǎo)機(jī)制示意圖與傳導(dǎo)效應(yīng)的檢驗(yàn)程序

2.廣義矩估計(jì)（GMM）

傳統(tǒng)的計(jì)量估計(jì)方法（如普通最小二乘法、工具變量法和極大似然法等）要求其參數(shù)估計(jì)量須滿足某些假設(shè)，比如模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布或某一已知分布。而廣義矩估計(jì)則對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布無(wú)具體要求，因而在模型參數(shù)的估計(jì)中得以廣泛推廣。其基本估計(jì)思路是假定有如下回歸方程：

式中：解釋變量 xt=(x1t,x2t,…,xkt)′，參數(shù)向量β=(β1,β2,…,βk)′，T 為樣本個(gè)數(shù)。對(duì)于 k 維單方程參數(shù)向量β的GMM估計(jì)，由于解釋變量向量xt與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εt可能相關(guān)，因此可以假設(shè)存在含有L(L≥K)個(gè)分量的工具變量向量zt與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，t時(shí)刻含有L個(gè)變量的向量zt與εt滿足L個(gè)正交的矩條件為：

因此，目標(biāo)函數(shù)為：

對(duì)式（10）進(jìn)行迭代，求其最小值，可得到參數(shù)b的GMM估計(jì)量。

3．統(tǒng)計(jì)學(xué)處理：應(yīng)用SAS 9.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。計(jì)數(shù)資料應(yīng)用χ2檢驗(yàn)或精確χ2檢驗(yàn)，計(jì)量資料采用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法(Wilcoxon檢驗(yàn))進(jìn)行分析。變化趨勢(shì)應(yīng)用阻尼趨勢(shì)指數(shù)平滑方法進(jìn)行時(shí)間序列分析。P<0.05為差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

3.有向無(wú)環(huán)圖方法（Directed Acyclic Graphs，DAG）

Granger因果關(guān)系的真實(shí)含義是時(shí)間上的先后關(guān)系，并非經(jīng)濟(jì)意義上的因果關(guān)系[31]?；诖?，Spirtes et al提出了“有向無(wú)環(huán)圖”以考察變量間與時(shí)間次序無(wú)關(guān)的因果關(guān)系[32]。

通過(guò)無(wú)條件相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)，DAG能夠有效地辨識(shí)變量之間的同期因果關(guān)系，并借助圖形生動(dòng)地展示這種關(guān)系的存在性和指向性。識(shí)別步驟分為去邊和定向。在“去邊”階段，DAG從一個(gè)無(wú)向完全圖出發(fā)，先檢驗(yàn)變量之間的無(wú)條件相關(guān)系數(shù)，去掉系數(shù)顯著為零的邊，再對(duì)1階偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析。在“定向”階段，借助于“相鄰”和“隔離集”兩個(gè)概念，依據(jù)相應(yīng)的判別準(zhǔn)則確定因果關(guān)系的方向。對(duì)于兩個(gè)變量X和Y，其識(shí)別結(jié)果有以下五種可能情形：“X Y”為二者獨(dú)立，沒(méi)有邊連接；“X→Y”為存在X到Y(jié)的單向因果關(guān)系；“Y→X”為存在Y到X的單向因果關(guān)系；“X?Y”為雙向因果；“X-Y”意味著存在因果關(guān)系，但無(wú)法明確這種關(guān)系的指向性。通常選用Fisher’s的z統(tǒng)計(jì)量以檢驗(yàn)條件相關(guān)系數(shù)是否顯著不等于零：

遵循Spirtes et al(1993)提出的PC算法，本文運(yùn)用TetradⅣ中內(nèi)嵌的PC算法得到最終的DAG分析圖。

（三）模型設(shè)定

依據(jù)理論框架（6），可以構(gòu)建下列計(jì)量模型：

上式中，C、Y、CCI、Mon依次表示消費(fèi)、收入、消費(fèi)者信心指數(shù)與貨幣政策變量，其中，Mon又包含利率 R、貨幣供給量 M2、貸款余額LOAN。

為分析資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制，本文進(jìn)一步考察資產(chǎn)價(jià)格和模型（12）中貨幣政策、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心指數(shù)的關(guān)系，進(jìn)而建立如下計(jì)量模型：

四、傳導(dǎo)機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)傳導(dǎo)機(jī)制的檢驗(yàn)

資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)是否有顯著的同期因果關(guān)系，是本文探討貨幣政策、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心這三種傳導(dǎo)機(jī)制的基礎(chǔ)?？紤]到我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)起步、發(fā)展較晚，時(shí)間序列數(shù)據(jù)較短，而較高的顯著水平有益于發(fā)現(xiàn)小樣本情形下變量之間的同期因果關(guān)系[33]。因此，本文以20%的顯著性水平來(lái)進(jìn)行DAG分析(見(jiàn)圖3)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：房?jī)r(jià)波動(dòng)與居民消費(fèi)間存在同期因果關(guān)系，是資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)存在的基礎(chǔ)；房?jī)r(jià)與貨幣政策、實(shí)際收入、消費(fèi)者信心這三個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制同期相關(guān)；貨幣政策、實(shí)際收入、消費(fèi)者信心指數(shù)的變動(dòng)會(huì)帶來(lái)當(dāng)期消費(fèi)的變動(dòng)，由此證實(shí)了資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)間財(cái)富效應(yīng)的存在性以及三種主要傳導(dǎo)機(jī)制的作用，奠定了下文分析的前提。

DAG結(jié)果僅僅給出上述各變量間同期因果關(guān)系，為進(jìn)一步考查貨幣政策、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心這三種傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的影響方向與大小，本文運(yùn)用GMM對(duì)各傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行估計(jì)。

表1 方程（13）至方程（16）的GMM估計(jì)結(jié)果

表2表明，回歸方程加入貨幣政策、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心這三個(gè)變量后，資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)引入模型對(duì)居民消費(fèi)的回歸系數(shù)在10%的水平下還顯著，說(shuō)明這三種機(jī)制在資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)提升中起著部分傳導(dǎo)作用。同時(shí)結(jié)合方程(14)至方程(16)的回歸，我們可分別得出貨幣政策、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心這三種傳導(dǎo)機(jī)制相對(duì)總效應(yīng)的比例。

圖3 資產(chǎn)價(jià)格、人均消費(fèi)支出與各影響機(jī)制的DAG分析

表2 對(duì)方程（12）的GMM估計(jì)

首先，實(shí)際收入①實(shí)際收入對(duì)資產(chǎn)價(jià)格總財(cái)富效應(yīng)的貢獻(xiàn)為82.63%(1.30×0.75/1.18=82.63%)，貨幣政策（以信貸規(guī)模為例）對(duì)資產(chǎn)價(jià)格總財(cái)富效應(yīng)的貢獻(xiàn)為16.27%(1.92×0.10/1.18=16.27%)，消費(fèi)者信心指數(shù)的貢獻(xiàn)僅為1.4%(0.11×0.15/1.18=1.4%)。這一傳導(dǎo)變量與總效應(yīng)的比值為0.8263，這說(shuō)明實(shí)際收入可以有效地解釋資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)提升作用的82.63%，遠(yuǎn)高于貨幣政策與消費(fèi)者信心的傳導(dǎo)效用。對(duì)此可能的解釋是，根據(jù)LC-PIH的理論模型，居民收入包括持久性收入與暫時(shí)性收入兩部分，而持久性收入對(duì)居民消費(fèi)的影響較大；當(dāng)資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)帶來(lái)持久性收入增加時(shí)，消費(fèi)便會(huì)有較大的提升。

其次，貨幣政策相對(duì)于總效應(yīng)的比值是0.1627，這說(shuō)明貨幣政策能解釋資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的16.27%。當(dāng)前我國(guó)政府較多運(yùn)用貨幣政策對(duì)房市與股市進(jìn)行干預(yù)，即這兩類市場(chǎng)呈明顯的“政策市”的現(xiàn)象。這說(shuō)明，以信貸規(guī)模和貨幣供給量為中介目標(biāo)的貨幣政策擴(kuò)張對(duì)拉動(dòng)內(nèi)需產(chǎn)生了一定的效果，且房地產(chǎn)本身所具有的抵押性質(zhì)，使得房?jī)r(jià)上漲的同時(shí)也增強(qiáng)了房產(chǎn)價(jià)值，進(jìn)而推動(dòng)信貸規(guī)模的擴(kuò)張；而作為價(jià)格型調(diào)控工具的利率，其對(duì)財(cái)富效應(yīng)的作用效果雖較小，但卻顯著，主要原因是我國(guó)利率市場(chǎng)化的進(jìn)程正緩慢進(jìn)行。

最后，資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)也可能通過(guò)“信心效應(yīng)”這一傳導(dǎo)渠道影響家庭消費(fèi)行為，模型中股價(jià)對(duì)消費(fèi)者信心的影響顯著，但程度上依然小于房?jī)r(jià)。這是因?yàn)椋旱谝唬善眱r(jià)格具有領(lǐng)先指標(biāo)的特性，其價(jià)格的上升是未來(lái)經(jīng)濟(jì)向好的晴雨表，從而堅(jiān)定消費(fèi)者的信心，增加消費(fèi)；第二，股票等高度波動(dòng)的資產(chǎn)價(jià)格具有不確定性，使得居民難以形成穩(wěn)定的預(yù)期，因此通過(guò)消費(fèi)者信心對(duì)資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)作用有限。

此外，方程（12）與方程（13）的截距項(xiàng)可反映除資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)、三種傳導(dǎo)機(jī)制以外的其它變量對(duì)消費(fèi)的影響。以信貸規(guī)模為例，截距項(xiàng)由方程（13）中的-1.70上升為方程（12）中的-0.48，資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)與三種影響機(jī)制對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的解釋達(dá)到72%，進(jìn)一步驗(yàn)證本文選取這三種傳導(dǎo)機(jī)制解釋資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)間內(nèi)在作用機(jī)理的合理性和代表性。

進(jìn)一步地，為分析貨幣政策、實(shí)際收入、消費(fèi)者信心這三種傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)的動(dòng)態(tài)影響及其影響程度，我們基于DAG的分析進(jìn)行了預(yù)測(cè)誤差方差分解（見(jiàn)表3）。

表3 基于DAG分析結(jié)果的預(yù)測(cè)誤差方差分解（%）

表3表明：首先，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)、信貸規(guī)模、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心的影響始終超過(guò)股票市場(chǎng)。兩個(gè)季度后股價(jià)沖擊僅能解釋我國(guó)消費(fèi)波動(dòng)的0.91%左右，1年后到2年間股價(jià)沖擊對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的解釋也只是2%左右；而房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)沖擊的解釋在1年即到達(dá)將近23%。由此說(shuō)明股價(jià)對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用有限，且與房地產(chǎn)市場(chǎng)相比，消費(fèi)對(duì)股價(jià)沖擊的反應(yīng)相對(duì)較慢。

其次，短期內(nèi)，房?jī)r(jià)對(duì)信貸規(guī)模的解釋乏力，而股價(jià)對(duì)其的解釋接近15%。這說(shuō)明信貸規(guī)模對(duì)于我國(guó)股票市場(chǎng)的反應(yīng)較敏感，時(shí)滯較短，而對(duì)同期房地產(chǎn)市場(chǎng)反應(yīng)緩慢。而造成我國(guó)信貸規(guī)模對(duì)房市和股市短期反應(yīng)不同的原因，可能在于股票和房地產(chǎn)作為投資品的流動(dòng)性和資金規(guī)模門檻的不同。

隨著我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展，信貸資金增加后企業(yè)和居民可以將多余的資金投資于流動(dòng)性較好、資金規(guī)模門檻相對(duì)較低的股票市場(chǎng)，而當(dāng)信貸緊縮、資金不足時(shí)，可以變現(xiàn)流動(dòng)性較好的權(quán)益投資，從而使得股票市場(chǎng)的變化能迅速影響信貸的變化；而房地產(chǎn)因?yàn)榱鲃?dòng)性相對(duì)較差、要求的資金門檻相對(duì)較高，因此信貸很難立即對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的變動(dòng)做出反應(yīng)。但隨著預(yù)測(cè)期的延長(zhǎng)，房?jī)r(jià)對(duì)信貸規(guī)模的影響最終超過(guò)股票市場(chǎng)。

最后，消費(fèi)沖擊對(duì)自身波動(dòng)的解釋力較大，其中，2年后消費(fèi)沖擊對(duì)自身波動(dòng)的解釋仍超過(guò)60%，隨后依次是實(shí)際收入、信貸規(guī)模與消費(fèi)者信心，與GMM逐步回歸的結(jié)果相一致。這說(shuō)明，我國(guó)消費(fèi)的波動(dòng)主要來(lái)自于自身的慣性變動(dòng)，而導(dǎo)致這種累積性的慣性變動(dòng)因素包括示范效應(yīng)等。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)本文基于有向無(wú)環(huán)圖（DAG）技術(shù)識(shí)別的同期因果關(guān)系在樣本區(qū)間內(nèi)是否穩(wěn)健，本文基于DAG分析的結(jié)果進(jìn)行了遞歸的預(yù)測(cè)方差分解分析。由于我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng)率在2003年發(fā)生了較大的變化（圖2），因此，本文在預(yù)測(cè)方差分析中以2000年第1季度至2003年第4季度為基期，作第一次方差分解分析，以2000年第1季度到2004年第1季度作第二次方差分析，以此類推，直到整個(gè)樣本期2000年第1季度到2015年第3季度，并把每次回歸的第10個(gè)季度的預(yù)測(cè)誤差方差分解繪成如圖4所示。

圖4 資產(chǎn)價(jià)格財(cái)富效應(yīng)與貨幣政策、實(shí)際收入、消費(fèi)者信心的預(yù)測(cè)誤差方差分解

由對(duì)消費(fèi)基于DAG的遞歸預(yù)測(cè)方差分解可知，消費(fèi)波動(dòng)的80%以上由其自身解釋，信貸規(guī)模與收入、消費(fèi)者信心對(duì)于消費(fèi)的影響大約為14%左右，房?jī)r(jià)與股價(jià)的貢獻(xiàn)大約僅有6%左右。這說(shuō)明了信貸規(guī)模（貨幣政策）、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心對(duì)消費(fèi)的影響依然有限。

而觀察對(duì)貸款余額（信貸規(guī)模）的遞歸預(yù)測(cè)方差分解可知，在2008年第3季度前房?jī)r(jià)、股價(jià)對(duì)信貸規(guī)模的影響波動(dòng)較大；2008年第4季度以后，房?jī)r(jià)對(duì)信貸規(guī)模變動(dòng)的影響有所增加，且趨于穩(wěn)定，基本在10%左右；股票價(jià)格對(duì)信貸規(guī)模的解釋小于房地產(chǎn)市場(chǎng)，甚至低于5%，信貸規(guī)模波動(dòng)的90%以上由其自身解釋；由此表明，短期內(nèi)，股價(jià)對(duì)信貸規(guī)模的影響較高，但長(zhǎng)期內(nèi)解釋力會(huì)不斷降低。相應(yīng)地，實(shí)際收入的沖擊的80%以上由其自身解釋，房?jī)r(jià)對(duì)其的影響較強(qiáng)，約為18%左右，而股價(jià)僅能解釋其中的2%左右。

最后，消費(fèi)者信心指數(shù)的遞歸預(yù)測(cè)方差分解說(shuō)明，在遞歸期內(nèi)股價(jià)對(duì)我國(guó)消費(fèi)者信心影響較小，而房?jī)r(jià)對(duì)其的影響則相對(duì)較強(qiáng)，尤其是2008年后我國(guó)股票價(jià)格對(duì)消費(fèi)者信心的影響基本小于1%，而房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi)者信心變動(dòng)的影響在20%左右，說(shuō)明在經(jīng)歷2007年房地產(chǎn)泡沫后，我國(guó)的金融信貸政策可能存在事實(shí)上的關(guān)注房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格。

五、結(jié)論及政策啟示

本文的主要研究結(jié)論是，近20年來(lái)居民消費(fèi)有明顯的起伏波動(dòng)，這在一定程度上歸因于資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)。貨幣政策、實(shí)際收入與消費(fèi)者信心是資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制，其中，以實(shí)際收入的影響作用最大，占總效應(yīng)的80%以上，隨后依次為貨幣政策、消費(fèi)者信心。房市與股市呈現(xiàn)明顯的“政策市”現(xiàn)象，信貸規(guī)模仍然是貨幣政策的主導(dǎo)機(jī)制，但利率對(duì)財(cái)富效應(yīng)影響顯著，且這一機(jī)制將伴隨我國(guó)利率市場(chǎng)化進(jìn)程的完成而逐步增強(qiáng)，并成為貨幣政策的主要調(diào)控工具?；诖?，本文得出以下政策啟示：

（1）以住房為代表的實(shí)物資產(chǎn)在消費(fèi)財(cái)富中所占比重越來(lái)越高，住房?jī)r(jià)格的波動(dòng)會(huì)顯著影響貨幣供給與消費(fèi)者信心指數(shù)，由此改變住房持有者的消費(fèi)支出；但注意到房市財(cái)富效應(yīng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的變化緊密相連，具有較大的不穩(wěn)定性。因此，政府在調(diào)控房?jī)r(jià)時(shí)，考慮到我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)在制度規(guī)則、市場(chǎng)化程度等方面不完善的同時(shí)，也需兼顧住房?jī)r(jià)格與消費(fèi)間的內(nèi)在作用機(jī)理，恰當(dāng)使用各種宏微觀工具，以此促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的健康穩(wěn)定發(fā)展。

（2）我國(guó)以債券與股票為代表的金融市場(chǎng)發(fā)展相對(duì)落后，使得金融資產(chǎn)未能在消費(fèi)財(cái)富中發(fā)揮應(yīng)有的作用，最終導(dǎo)致股市財(cái)富效應(yīng)小于房市財(cái)富效應(yīng)。為此，需有步驟逐步實(shí)施我國(guó)金融體制改革，完善我國(guó)證券市場(chǎng)在制度框架、監(jiān)管、信息披露、投資者保護(hù)等方面存在的不足；同時(shí)，豐富金融市場(chǎng)尤其是股票市場(chǎng)的產(chǎn)品，提高直接融資比重，滿足各種居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)與收益的選擇，以此達(dá)到通過(guò)股價(jià)促進(jìn)內(nèi)需的目的。

（3）消費(fèi)者心理和預(yù)期在財(cái)富效應(yīng)影響機(jī)制中起著關(guān)鍵性作用：資產(chǎn)價(jià)格的上升對(duì)消費(fèi)者未來(lái)收入的預(yù)期有正面效應(yīng)，消費(fèi)者對(duì)經(jīng)濟(jì)前景有信心，這一積極的預(yù)期心理最終會(huì)帶來(lái)消費(fèi)的增加。為此，需大力推進(jìn)居民的消費(fèi)信心體系建設(shè)，完善社會(huì)保障制度，消除居民以往因循守舊的保守心理，以此促使居民的消費(fèi)層次升級(jí)。

（4）利率對(duì)財(cái)富效應(yīng)的影響效力雖較小，但卻顯著。這一方面說(shuō)明了我國(guó)當(dāng)前推進(jìn)利率市場(chǎng)化這一金融改革的合理性和預(yù)見(jiàn)性，另一方面也說(shuō)明利率市場(chǎng)化從其實(shí)施到最終利率調(diào)控框架的完全建立并非一蹴而就，而是一個(gè)逐漸遞進(jìn)日趨完善的過(guò)程，在這一過(guò)程中，就要求央行密切關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)，明晰財(cái)富效應(yīng)變化趨勢(shì)，準(zhǔn)確引導(dǎo)市場(chǎng)利率，并對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)做出適度反應(yīng)。