2018經(jīng)濟(jì)研究家庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消費(fèi)者行為分析

1、2018 年第 3 期行為分析*中庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消內(nèi)容提要: 中國居民家庭存在“資產(chǎn)規(guī)模增長、結(jié)構(gòu)多元化”與“消費(fèi)需求相對(duì)不足”共存的現(xiàn)象。在此背景下，研究資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)消行為的影響顯得尤為重要。本文根據(jù)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)識(shí)別異質(zhì)性消，綜合了性約束和預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，通過估計(jì)暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向，以及不確定性引致的積累，探討了不同資產(chǎn)結(jié)構(gòu)下異質(zhì)性消行為的差異。本文不僅驗(yàn)證了資產(chǎn)變現(xiàn)難易程度對(duì)消費(fèi)路徑平滑和性約束的作用，同時(shí)發(fā)現(xiàn)了住房資產(chǎn)通過影響預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為，導(dǎo)致了性約束程度的差異。本文從資產(chǎn)性和住房資產(chǎn)需求角度，結(jié)合家庭“住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重高與需求剛性較強(qiáng)”的典型事實(shí)，為中國居民消費(fèi)需求相對(duì)

2、不足的提供了一種解釋，有助于把握消費(fèi)刺激政策的著力點(diǎn)，進(jìn)而增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用。: 資產(chǎn)性 邊際消費(fèi)傾向 預(yù)防性儲(chǔ)蓄 異質(zhì)性消一、引言中國發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)以來，消費(fèi)對(duì)增長的貢獻(xiàn)日益凸顯，正逐漸成為增長的主要一直致力于擴(kuò)大居民消費(fèi)需求，強(qiáng)調(diào)調(diào)整投資和消費(fèi)的關(guān)系，加快建立擴(kuò)驅(qū)動(dòng)力。近些年來大消費(fèi)需求長效機(jī)制，逐步提高消費(fèi)占 GDP 的比重，促進(jìn)增長向依靠消費(fèi)、投資、出口協(xié)同拉動(dòng)轉(zhuǎn)變。然而，居民消費(fèi)需求潛力仍有待進(jìn)一步發(fā)揮。居民消費(fèi)水平與人均 GDP 之比由 2000 年的 46. 9% 持續(xù)下降至 2010 年的 35. 4% ，近年來雖略有回升，2016 年為 39. 3% ，但仍遠(yuǎn)低于 6

3、0% 左右的世界平均水平。2013 年以來，人均消費(fèi)累計(jì)同比實(shí)際增速也呈下降趨勢(shì)，由 7. 5% 下降至2016 年的 6. 8% ，2017 年這一數(shù)值降至 5. 4% 。顯然，在中國由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展過程中，居民消費(fèi)率偏低且增速放緩制約了消費(fèi)對(duì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用。探究消費(fèi)率偏低、增速放緩的，有助于實(shí)現(xiàn)黨的的基礎(chǔ)性作用”的重要目標(biāo)。報(bào)告明確提出的“完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)發(fā)展進(jìn)一步地，黨的報(bào)告指出:“進(jìn)入，我國主要已經(jīng)轉(zhuǎn)化為日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的。我國穩(wěn)定解決了十幾億人的溫飽問題，總體上實(shí)現(xiàn)小康生活提出了更高要求，而且在美好生活需要日益廣泛，不僅對(duì)物質(zhì)

4、將全面建成小康、公平、正義、安全、環(huán)境等方面的要求日益增長。同生產(chǎn)能力在很多方面進(jìn)入世界前列，更加突出的問日益增長的美好生活需要的主要制約因素?！睆闹形視r(shí)，我國生產(chǎn)力水平總體上顯著提高題是發(fā)展不平衡不充分，這已經(jīng)成為滿足們可以看出，中國發(fā)展過程中，總量增長及其速度已經(jīng)高質(zhì)量發(fā)展的要求，“不平衡不充分的發(fā)展”的問題日益突出，有必要對(duì)稟布與行為差異狀況予以重視。同時(shí)，隨著中國的快速崛起和的逐步完善，居民家庭資產(chǎn)規(guī)模不斷增長。2011，山東大學(xué)消費(fèi)與發(fā)展、山東師范大學(xué)學(xué)院:250100，電子信箱:xhzang sdu edu cn;*( 通訊作者) ，山東大學(xué)大項(xiàng)目(17ZDA038) 和:2501

5、00，電子信箱:zx808618 126 com。本文研究得到了學(xué)院博士社科基金重自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71773063) 的資助。作者感謝審稿人的建設(shè)性意見，文責(zé)自負(fù)。21: 中庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消行為分析年至 2015 年，家庭資產(chǎn)和凈資產(chǎn)年均復(fù)合增長率分別達(dá) 8. 8% 和 9. 1% 。 不僅如此，在資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)上，投資空間得到了擴(kuò)展，不再局限于存款，股票、債券等金融資產(chǎn)和住房等實(shí)物資產(chǎn)的比重逐漸增加。家庭資產(chǎn)規(guī)模增長、結(jié)構(gòu)多元化不僅直接提升了居民存量水平，而且有助于拓寬性收入，提高居民收入水平，進(jìn)而對(duì)居民消費(fèi)行為產(chǎn)生顯著影響。有鑒于此，本文嘗試從家庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消行為的角度，探討

6、如何完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì) 展的基礎(chǔ)性作用。不難發(fā)現(xiàn)，在家庭資產(chǎn)呈現(xiàn)規(guī)模增長與結(jié)構(gòu)多元化的趨勢(shì)下，中國居民消費(fèi)需求依然沒有顯著提升，這與傳統(tǒng)的生命周期 持久收入假說的解釋發(fā)生偏離。因而，研究資產(chǎn)的性質(zhì)與結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)行為的影響顯得尤為重要。與之相關(guān)的研究打破了傳統(tǒng)消費(fèi)理論中關(guān)于代表性消的假定，在發(fā)異質(zhì)性消徑。例如，消的分析框架下展開，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)的性質(zhì)與結(jié)構(gòu)差異有可能使消遵循不同的消費(fèi)路動(dòng)性資產(chǎn)較少時(shí)，更易受到性約束，暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)持有傾向( marginal propensityshocks) 顯著為正( Kaplan Violante，to consume out of t

7、ransitory income2014;Carroll，2014;Jappelli Pistaferri，2014) ，這方面的研究強(qiáng)調(diào)了資產(chǎn)性，而非資產(chǎn)水平對(duì)消費(fèi)路徑平滑的作用，為消費(fèi)決策受到當(dāng)期收入影響的“消Mankiw，1989) 產(chǎn)生的內(nèi)在機(jī)制提供了一種新的解釋，拓展了異質(zhì)性消”( spender) ( Campbell 的相關(guān)研究。 (2014) 將因?yàn)閯?dòng)性資產(chǎn)不足而受到性約束的消界定為 HtM( hand-Kaplanto-mouth) 消，與傳統(tǒng)生命周期 持久收入理論框架下持有充足動(dòng)性資產(chǎn)的消( nonhand-to-mouth) 進(jìn)行區(qū)分，并根據(jù)低性資產(chǎn)( 住房資產(chǎn)) 凈值將

8、 HtM 消細(xì)分為貧窮型( poorhand-to-mouth) 和富裕型( wealthy hand-to-mouth) 。一些學(xué)者在對(duì)、韓國、中國等相關(guān)數(shù)據(jù)的測(cè)算中，證實(shí)了 HtM 消的存在，但所占比例存在國別差異( Hara，2016;Park，2017;性約束時(shí)，具有充足，2016) 。動(dòng)性資產(chǎn)的消sson Pagel(2016) 發(fā)現(xiàn)，當(dāng)預(yù)期到未來有可能和也可能表現(xiàn)為 HtM 消的特征，將其定義為性 HtM( liquidhand-to-mouth) 消。而對(duì)于低性資產(chǎn)而言，盡管由于變現(xiàn)成本高，在短期內(nèi)抑制了消費(fèi)平滑的能力，但性較高的特點(diǎn)，使其在長期內(nèi)有助于消費(fèi)水平的提升。作為低性資

9、產(chǎn)的重要組成部分，住房資產(chǎn)的效應(yīng)得到了大量研究的證實(shí)( CampbellCocco，2007) 。但是一些中庭的研究卻發(fā)現(xiàn)，住房資產(chǎn)的效應(yīng)不顯著，且將其歸因于消費(fèi)屬性(開，2014;余新平和平，2017) 。進(jìn)一步的研究住房資產(chǎn)的消費(fèi)、投資和抵押等多重屬性展開，并發(fā)現(xiàn)在有房與無房( Aladangady，2017) 、一套房與多套房(等，2014;等，2017) 、儲(chǔ)蓄型與借貸型自有住房(，2016) 等不同情況下，消行為存在顯著差異。Li Yao(2007) 的研究證明了無和房與有房消所的不確定性和預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為存在差異。鑒于預(yù)防性儲(chǔ)蓄主要以動(dòng)性資產(chǎn)為主( Carroll Samwick，1

10、998;累之間存在一定的，進(jìn)而對(duì)消有鑒于此，本文綜合考慮了資產(chǎn)和的，2016) ，我們推斷住房資產(chǎn)與動(dòng)性資產(chǎn)積性約束程度以及消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。性和住房資產(chǎn)需求的影響，對(duì)不同資產(chǎn)結(jié)構(gòu)下異質(zhì)性消行為差異及其進(jìn)行探討。首先，從理論上證明了主動(dòng)積累行為對(duì)消費(fèi)平滑能力和性約束的影響，這也反映了資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)異質(zhì)性消行為的影響，以揭示異質(zhì)性消行為差異產(chǎn)生的原 數(shù)據(jù)來源:中庭金融資產(chǎn)配置風(fēng)險(xiǎn)報(bào)告 2016，中庭金融與研究中心( CHFS)?！? spender) 等價(jià)，消費(fèi)決策遵循經(jīng)驗(yàn)法則( rule of thumb) ，受 “HtM 消”與 Campbell Mankiw(1989) 提出的“消”資產(chǎn)定價(jià)(

11、 Weil，1992 ) 、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)( Kollmann，2008 ) 等問題展開分析。而到當(dāng)期收入的影響。一些研究中也Kaplan (2014) 主要從資產(chǎn)“HtM 消性角度解釋HtM 消產(chǎn)生的機(jī)理。如無特殊說明，本文中“HtM 消”指因動(dòng)性資產(chǎn)不足而受到22性約束的消。2018 年第 3 期因。其次，分別以金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)衡量動(dòng)性和低性資產(chǎn)，根據(jù)既定的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)識(shí)別異質(zhì)性消。再次，為了檢驗(yàn)不同資產(chǎn)結(jié)構(gòu)下異質(zhì)性消行為的差異，我們利用中庭追蹤(CFPS)數(shù)據(jù)，借鑒 Blundell (2008)的方法，通過估計(jì)暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向，驗(yàn)證了性約束程度差異產(chǎn)生的，我們以住房資產(chǎn)動(dòng)性資產(chǎn)對(duì)

12、對(duì)不確定性以及性約束程度的作用。為了解釋積累的影響為傳導(dǎo)機(jī)制，借助 Carroll Samwick(1998)的方法異質(zhì)性消當(dāng)前中預(yù)防性儲(chǔ)蓄的比例差異，反映其主動(dòng)積累的程度，并使用分位數(shù)回歸的方法，借助收入比這一變量，分析了性約束與預(yù)防性儲(chǔ)蓄之間的相互作用對(duì)異質(zhì)性消行為的影響。本文的貢獻(xiàn)在于，綜合為的變異。本文不僅驗(yàn)證了路徑的平滑作用，以不確定性與性約束和預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，探究了不同資產(chǎn)結(jié)構(gòu)下異質(zhì)性消行動(dòng)性資產(chǎn)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)與性約束的作用，還結(jié)合其對(duì)未來消費(fèi)積累為傳導(dǎo)機(jī)制，分析了住房資產(chǎn)對(duì)動(dòng)性積累的影響，并為異質(zhì)性消性約束程度差異的提供了一種解釋。本文的現(xiàn)實(shí)意義在于，的結(jié)合中庭“住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重

13、高與需求剛性較強(qiáng)”的典型特征，從資產(chǎn)性和住房資產(chǎn)消費(fèi)屬性角度，揭示了中庭“水平高”與“消費(fèi)需求相對(duì)不足”共存現(xiàn)象背后的，有助于把握消費(fèi)刺激政策的著力點(diǎn)，進(jìn)而增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用。二、資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消( 一) 資產(chǎn)配置與消費(fèi)決策:一個(gè)理論模型本部分我們構(gòu)建兩期跨期最優(yōu)的消費(fèi)決策模型，考慮消行為在平滑消費(fèi)路徑時(shí)，對(duì)當(dāng)期消費(fèi)與未來消費(fèi)之間的權(quán)衡并將動(dòng)性資產(chǎn)區(qū)分為用于當(dāng)期消費(fèi)的部分和用于平消費(fèi)路徑的部分，以探討主動(dòng)積累的行為對(duì)性約束以及消費(fèi)行為的影響。假設(shè)消只生存兩期，無法進(jìn)行借貸，不存在效用的貼現(xiàn)率，最優(yōu)消費(fèi)路徑下消希望期末的消費(fèi)水平穩(wěn)定。期初( t = 0) 將初始動(dòng)性資產(chǎn) 分為兩部分，一

14、部分 m1 用于第 1期( t = 1) 消費(fèi)，另一部分 a 為主動(dòng)積累的，用于維持第 2 期( t = 1) 消費(fèi)水平。第 1 期( t = 1)，獲得收入 y1 ，進(jìn)行消費(fèi) c1 ，期末持有動(dòng)性資產(chǎn)數(shù)量為 m2 ( m2 0)。第 2 期( t = 2) ，將收入 y2 和資產(chǎn) m2 、a 全部用于消費(fèi) c2 。生命周期內(nèi)總效用為 U = u( c1 )+ u( c2 )+ v( a)。其中，u( ct ) 為 t 期消費(fèi)的效用水平，v( a) 為主動(dòng)積累維持 t = 2 期消費(fèi)水平所引致的效用。在 t = 0 時(shí)，消資產(chǎn)( m1 ，a) 配置問題為:v0 = max u( c1 ) +

15、u( c2 ) + v( a)(1)(2)m1，a;c1= y1 + m1 ;c2 = y2 + m2+ a;m1 0，a 0s t a + m1 =+ m2為了簡(jiǎn)化分析v( a) 以資產(chǎn)率 的形式反映在跨期約束中，換言之，令主動(dòng)積累行為引致的效用與t = 2 期消費(fèi)變化至c2' 引起的效用變化相等，即 v( a) = u( c2') u( c2 )。基于上述假設(shè)，在 t = 0 時(shí)，消資產(chǎn)( m1 ，a) 配置問題轉(zhuǎn)化為:= max u( c1 ) + u( c'2 )(3)(4)v0+ m2m1，a= y1 + m1 ;c'2 = y2 + m2;c1+ a

16、;m1 0，a 0s t a + m1 = 本文將“主動(dòng)積累行為”界定為，為了平消費(fèi)路徑而積累動(dòng)性資產(chǎn)的行為。 借貸限額僅放松了預(yù)算約束，看作是對(duì)動(dòng)性資產(chǎn)的一種補(bǔ)充，降低了消性約束的資產(chǎn)臨界值。貼現(xiàn)率主要影響兩期消費(fèi)相對(duì)價(jià)格和水平。二者均不改變消在 m2 達(dá)到最低值時(shí)性約束的狀況對(duì)我們的結(jié)論產(chǎn)生影響。因而，為了簡(jiǎn)化分析，我們假設(shè)消不能進(jìn)行借貸，且不考慮其貼現(xiàn)率。性權(quán)衡的情形包括在內(nèi)，即將 a 看作是低性資產(chǎn)，短期內(nèi)不能變現(xiàn)，而長期內(nèi)有助 這樣分析還將資產(chǎn)水平的提高。性與于23: 中庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消行為分析由跨期預(yù)算約束和效用函數(shù)可得:m2+m2+u'( c ) u'( c&

17、#39; )(5)112aam2其中反映了主動(dòng)積累， a對(duì) t = 1 期動(dòng)性資產(chǎn) m 的影響。用于 t = 1 期消費(fèi)的動(dòng)性2資產(chǎn) m1 在這一期被決定，滿足 m1 = a。那么，當(dāng) t = 1 時(shí):v1 = max u( c1 ) + u( c'2 )(6)(7)c1，m2s t a;c'2 = y2 + m2+ a;m1 0c1 + m2 = y1+ 由跨期預(yù)算約束和效用函數(shù)可得:u'( c1 ) u'( c'2 )(8)不能變現(xiàn)，消(8) 式可以看作是在 t = 1 期決策的短期方程，即由于短期內(nèi)主動(dòng)積累的只能通過動(dòng)性資產(chǎn)平滑消費(fèi) m1 ，最大化

18、效用水平。而從長期來看，主動(dòng)積累的變現(xiàn)，由(5) 式和(8) 式可得長期方程:u'( c1 ) u'( c'2 )至此，我們可以得到如下結(jié)論:可以(9)首先( c2') ，消動(dòng)性資產(chǎn) m2 的水映了消是否實(shí)現(xiàn)跨期最優(yōu)。當(dāng) m2 0 時(shí)，u' ( c1 )= u'可以實(shí)現(xiàn)跨期最優(yōu);而當(dāng) m2 = 0 時(shí)，u'( c1 ) u'( c'2 ) ，當(dāng)期收入 y1 和動(dòng)性資產(chǎn) m1跨期最優(yōu)消費(fèi)水平，消有通過提高 t = 1 期消費(fèi)，進(jìn)而提高總效用水平。其次，消著短期消費(fèi)與長期消費(fèi)路徑平滑的權(quán)衡，主動(dòng)積累的提高了短期內(nèi)方程 ( 8

19、) 式可得，受到性約束的程度。由短期 動(dòng)性資產(chǎn)水平 m2= maxy1 + y2 (1 + ) a0，當(dāng) y + y (1 + ) a0 時(shí)，m = 0，則性約束，而消1222實(shí)際持有的動(dòng)性資產(chǎn)水平為 ，主動(dòng)積累的存在( a0) 導(dǎo)致消性約束動(dòng)性資產(chǎn)的程度提高。換言之，用于平水平產(chǎn)生擠出作用。由長期消費(fèi)路徑而進(jìn)行主動(dòng)積累的行為對(duì)短期內(nèi)方程(9) 式，在效用函數(shù)滿足 u( ct) = ln( ct) 的情形下，主動(dòng)積累的水平 a = max0， ( ) y+ yy2 1 2，即當(dāng)時(shí)，相比于當(dāng)期消費(fèi)，消 更偏好消2y+ 1費(fèi)路徑的平滑，將會(huì)選擇主動(dòng)積累a 0。而言，暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?/p>

20、正。當(dāng)再次，對(duì)于受到性資產(chǎn)不足時(shí)，消性約束的消動(dòng)性約束，無法實(shí)現(xiàn)跨期最優(yōu)決策。如果獲得暫時(shí)性收入，t = 1 期消費(fèi) c1 的邊際效用高于 t = 2 期消費(fèi) c2 ，消用水平，對(duì)應(yīng)的邊際消費(fèi)傾向?yàn)檎?如果消費(fèi)水平下降，邊際消費(fèi)傾向依然為正。最后，跨期選擇模型也反映出資產(chǎn)產(chǎn)，在短期內(nèi)由于無法變現(xiàn)，提高了消消費(fèi)需求，提高效會(huì)將其用于增加 t = 1 期消費(fèi)負(fù)向暫時(shí)性收入沖擊，消費(fèi)需求受到抑制的程度加劇，性與所性的權(quán)衡。即將 a 看作是高低性資的性約束程度，而長期內(nèi)水平較高。( 二) 異質(zhì)性消的界定依據(jù)與劃分方法由跨期選擇模型可以得出，消平滑之間進(jìn)行權(quán)衡，這將對(duì)消對(duì)動(dòng)性資產(chǎn)進(jìn)行配置時(shí)，會(huì)在當(dāng)期消費(fèi)

21、與未來消費(fèi)路徑持有的用于短期內(nèi)消費(fèi)的動(dòng)性資產(chǎn)具有重要的影響，能夠反m2引起 m 的變化，即= 0;當(dāng) m 0 時(shí)，u'( c ) = u'( c )。 當(dāng) m = 0 時(shí)，主動(dòng)積累的資產(chǎn)22212a242018 年第 3 期映其受到性約束的水平。換言之，主動(dòng)積累的行為在短期內(nèi)抑制了消費(fèi)需求，提高了性約束的可能性，且主動(dòng)積累越強(qiáng)，消費(fèi)在短期內(nèi)受到抑制的程度越大，暫時(shí)性收入沖擊對(duì)消效用的影響越明顯，表現(xiàn)出更高的邊際消費(fèi)傾向。鑒于不同資產(chǎn)結(jié)構(gòu)下消行為的差異，我們首先通過圖 1 綜合分析資產(chǎn)的性質(zhì)差異對(duì)消費(fèi)者行為決策的影響，以此為異質(zhì)性消的界定提供依據(jù)。這里我們以預(yù)防性儲(chǔ)蓄為例，來反映

22、主動(dòng)性資產(chǎn)變現(xiàn)成本低，對(duì)消費(fèi)路徑具有平滑的作用，主要表現(xiàn)動(dòng)積累的行為。具體而言在兩個(gè)方面:一是在跨期決策時(shí)，用于調(diào)整當(dāng)期消費(fèi)，以實(shí)現(xiàn)跨期最優(yōu)，緩解性約束;二是作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄，在未來不確定性發(fā)生時(shí)，平滑消費(fèi)路徑。低性資產(chǎn)主要由住房資產(chǎn)，同時(shí)具有消費(fèi)和投資屬性。消費(fèi)屬性下，住房資產(chǎn)作為生活必需品和生活基本保障條件，而房地產(chǎn)市場(chǎng)的不確定性會(huì)在預(yù)防性儲(chǔ)蓄的作用下對(duì)動(dòng)性資產(chǎn)的積累產(chǎn)生影響，進(jìn)而導(dǎo)致有無房消的性約束程度存在差異;而投資屬性下，住房資產(chǎn)被視為高低性資產(chǎn)，在長期內(nèi)有助于性約束的可能性。增加水平，但是對(duì)動(dòng)性資產(chǎn)產(chǎn)生擠出作用，增加了消考慮到資產(chǎn)的性質(zhì)與結(jié)構(gòu)差異對(duì)消費(fèi)的影響，我們根據(jù)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)區(qū)分了異

23、質(zhì)性消費(fèi)者，如圖 1 上側(cè)虛線框所示。首先，根據(jù)動(dòng)性資產(chǎn)情況，區(qū)分非 HtM 消和 HtM 消。前者為傳統(tǒng)生命周期持久收入理論框架下，持有充足動(dòng)性資產(chǎn)的消，能夠?qū)崿F(xiàn)跨期最優(yōu)決策，不受暫時(shí)性收入沖擊的影響。而HtM 消由于動(dòng)性資產(chǎn)不足，面臨性約束，有將暫時(shí)性收入沖擊獲得的收入用于消費(fèi)，以緩解性約束消圖 1 資產(chǎn)的性質(zhì)差異對(duì)消行為決策的影響費(fèi)需求，表現(xiàn)為對(duì)應(yīng)的邊際消費(fèi)傾向?yàn)檎?。其。考慮到住房資產(chǎn)消費(fèi)屬性明顯和租房市場(chǎng)不次，根據(jù)住房資產(chǎn)情況，區(qū)分有房消和無房消確定性的影響，有無房消在的不確定性和預(yù)防性儲(chǔ)蓄方面可能存在著差異。作為一種主動(dòng)積累的行為，這種預(yù)防性儲(chǔ)蓄的差異導(dǎo)致了消的性約束程度不同。在具體

24、劃分方法方面，借鑒 Kaplan (2014) 的做法，根據(jù)動(dòng)性資產(chǎn)與收入的比例關(guān)系，對(duì) HtM 消進(jìn)行界定。具體而言，在不考慮借貸的情況下，假設(shè)每期期初資產(chǎn)持有量為 0，收到的收入 yt 全部作為動(dòng)性資產(chǎn)，并在期內(nèi)將收入以均勻速度全部用于消費(fèi)，那么整個(gè)考察期內(nèi)動(dòng)性資產(chǎn)的平均值應(yīng)為 yt /2。如果動(dòng)性資產(chǎn)水平滿足 mt yt /2 時(shí)，則消會(huì)在可性資性約束，即為 HtM 消;如果動(dòng)性資產(chǎn)充足，滿足 mt yt /2，則消期內(nèi)以實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑，即為非 HtM 消。因此，HtM 消的臨界值 mt = yt /2。而低產(chǎn) ht 區(qū)分了有房( ht 0) 和無房消( ht 0) ，分別定義為富裕型和貧

25、窮型消。在具體數(shù)據(jù)選擇方面，本文假設(shè)樣本家庭以年度為決策周期，選擇年收入的 1 /2 作為 HtM 消的識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)選擇 1 /3、1 /4 以及 3 /4 等不同識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。資產(chǎn)方面，以扣除負(fù)債后的資產(chǎn)凈值反映資產(chǎn)真實(shí)水平，即以扣除非住房后的金融資產(chǎn)凈值衡量動(dòng)性資產(chǎn) mt ，以扣除住房后的住房資產(chǎn)凈值衡量低性資產(chǎn) ht 。 Kaplan (2014) 在區(qū)分 HtM 消時(shí)，分別以兩個(gè)和一作為決策周期。而本文使用的 CFPS 數(shù)據(jù)以年度為周期，考慮到收入季節(jié)性波動(dòng)的影響，以年收入的 1 /12 衡量月收入進(jìn)行分析，可能會(huì)產(chǎn)生一定的偏差，而且我們也無法獲得收入支付時(shí)點(diǎn)對(duì)應(yīng)的資產(chǎn)水

26、平，因此以年度為決策周期。25: 中庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消行為分析三、異質(zhì)性消為了檢驗(yàn)資產(chǎn)的性質(zhì)與結(jié)構(gòu)對(duì)異質(zhì)性消行為差異的檢驗(yàn)方法行為的影響，我們借助暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向，來估計(jì)異質(zhì)性消的性約束程度，以驗(yàn)證動(dòng)性資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)平滑的作用。同時(shí)，為了主動(dòng)積累的行為對(duì)性約束的影響，我們以預(yù)防性儲(chǔ)蓄為例，估計(jì)了不確定性對(duì)積累的影響，以此為異質(zhì)性消性約束程度存在差異的提供一種解釋。( 一) 暫時(shí)性收入沖擊下邊際消費(fèi)傾向估計(jì)方法借鑒 Blundell (2008) 的方法，假設(shè)消i 在時(shí)期 t 的收入主要由持久性部分 P 和服從均值回復(fù)( mean-reverting) 的暫時(shí)性部分 v 組成，即收入

27、過程( income process) 表示為:(10)狀況、受教育lnYi，t =其中，Z'i，t表示在時(shí)期 t 可以觀測(cè)到的影響消Z'i，t t + Pi，t + vi，t收入的特征，如數(shù)。那么，不可觀測(cè)收入表示為 yi，t = lnYi，t Z'i，tt，即實(shí)際程度等，t 為特征對(duì)收入的收入的對(duì)數(shù)值扣除受到個(gè)人可觀測(cè)特征影響的部分。持久性部分 Pi，t服從鞅過程( martingale process) ，滿足 Pi，t = Pi，t 1 + i，t，其中 i，t為序列不相關(guān);q暫時(shí)性部分 vi，t服從 MA( q) 過程，滿足 vi，t = j i，t j ，0

28、 = 1。j 0根據(jù)以上假設(shè)，不可觀測(cè)收入變化 yi，t由持久性收入沖擊 i，t和暫時(shí)性收入沖擊 vi，t組成，即:(11)yi，ti，t + vi，t=與 yi，t類似，定義不可觀測(cè)的消費(fèi)為 ci，t = lnCi，t Z'i，tt，即實(shí)際消費(fèi)的對(duì)數(shù)值扣除受到個(gè)人可觀測(cè)特征影響的部分。那么，持久性收入沖擊 i，t 和暫時(shí)性收入沖擊 i，t 對(duì)不可觀測(cè)的消費(fèi)增長ci，t的影響為 ci，t = i，ti，t + i，ti，t + i，t。其中，i，t和 i，t 分別為持久性收入沖擊和暫時(shí)性收入沖擊對(duì)消費(fèi)變化的影響程度，反映了消對(duì)收入沖擊的保險(xiǎn)程度( Blundell，2008) ，例如

29、i，t 越大，說明消對(duì)暫時(shí)性收入沖擊的反應(yīng)越敏感，保險(xiǎn)程度越低。i，t 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，反映了消費(fèi)增長不受到收入影響的部分，如個(gè)人偏好改變等。為了簡(jiǎn)化分析，我們?cè)俅渭僭O(shè) i，t、i，t、i，t 互不相關(guān)，由收入變化之間、消費(fèi)變化之間以及消費(fèi)變化與收入變化之間協(xié)方差的以得到，暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向可表示為:cov( ct，yt+1 )(12)MPCt =tcov( y ，y)tt +1當(dāng)消對(duì)未來收入沖擊沒有預(yù)見性，即 cov( ct，vt +1 ) = cov( ct，t +1 ) = 0 時(shí)，(12) 式為暫時(shí)cov( ct，vt)的一致估計(jì)量，即暫時(shí)性收入的邊際消費(fèi)傾向可性收入沖擊下的

30、邊際消費(fèi)傾向 MPCt =var( v )t以表示為以 t + 1 期收入變化量 yt +1 為工具變量，t 期消費(fèi)變化 ct 對(duì)同期收入變化 yt 的回歸系數(shù)。由(11) 式 t 期不可觀測(cè)收入變化，t + 1 期不可觀測(cè)收入變化 yt +1 表示為:(13)yt +1t +1 + vt +1t +1 + vt +1= vt可以看出，yt +1 與 t 期的暫時(shí)性收入沖擊相關(guān)，而與 t 期的持久性收入沖擊無關(guān)。由此，我們現(xiàn)有研究中，暫時(shí)性收入沖擊對(duì)應(yīng)的邊際消費(fèi)傾向主要有三種測(cè)度方法( Jappelli Pistaferri，2010) 。其一，建立準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)環(huán)境，例如美國臨時(shí)退稅政策( Kapl

31、an Violante，2014) 。其二，在假設(shè)收入過程的基礎(chǔ)上，根據(jù)不可收入變化與消費(fèi)變化之間的協(xié)方差關(guān)系計(jì)算( Blundell，2008) 。其三，獲取消的預(yù)期( Kaufman Pistaferri，2009) ，或通過問卷的方式，直接者收入沖擊時(shí)的消費(fèi)情況( Jappelli Pistaferri，2014) 。對(duì)于方法一，我們無法獲得恰當(dāng)?shù)臅簳r(shí)性收入及被變量。同時(shí)，考慮到與被者存在著信息不對(duì)稱的問題，我們無法其有多大的比例用于消費(fèi)的相關(guān)是否到?jīng)_擊的相關(guān)信息，如果被者在決策前到并且被我們指定為未預(yù)期到的暫時(shí)性收入沖擊的變量，那么將影響分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。方法三所需要的數(shù)據(jù)在我國可得性

32、較弱。由此，本文采用方法二估計(jì)邊際消費(fèi)傾向。262018 年第 3 期選用工具變量法，以回歸所得系數(shù)來估計(jì)暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向。( 二) 不確定性對(duì)作為一種主動(dòng)積累積累的影響的估計(jì)方法的行為，預(yù)防性儲(chǔ)蓄來源于謹(jǐn)慎的消為了避免不確定性引致收入波動(dòng)而進(jìn)行的額外儲(chǔ)蓄。如前文所述，這部分主要由動(dòng)性資產(chǎn)，且用于平消費(fèi)路徑，抑制了當(dāng)期的消費(fèi)。為了檢驗(yàn)有無房消的不確定性和預(yù)防性儲(chǔ)蓄方面的差異，我們選擇 Carroll Samwick(1998) 緩沖存貨模型，估計(jì)不確定性對(duì)中預(yù)防性儲(chǔ)蓄份額相對(duì)大小。積累的影響，并以此反映消緩沖存貨理論框架下，消同時(shí)具有謹(jǐn)慎和缺乏耐心的特征，為了實(shí)現(xiàn)最優(yōu)收入比，將根

33、據(jù)的實(shí)際水平與目標(biāo)水平的關(guān)系，調(diào)整消費(fèi)與儲(chǔ)蓄決策。由此，Carroll Samwick(1998) 建立不確定性與收入比之間的關(guān)系:ln( W / P) = a0(14)+ a1 其中，W 為水平，P 為持久收入， 為不確定性。將上式進(jìn)行更一般化的處理，并加入人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量 Z，可得:(15)lnW = a0+ a1 + a2 lnP + a'3 Z + v為進(jìn)一步上式變?yōu)?有房與無房消的行為決策差異，我們引入虛擬變量與不確定性的交叉項(xiàng)，將(16)劃分標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)lnW = a0+ a1 + a2 b*+ a3 lnP + a'4 Z + v其中，b 為是否擁有住房虛擬變量。為了反

34、映資產(chǎn)真實(shí)水平，且與 HtM 消應(yīng)，我們根據(jù)住房資產(chǎn)凈值區(qū)分有無房消，即當(dāng)住房資產(chǎn)凈值為正時(shí)，b = 1 ，為有房消;否則，b = 0 ，為無房消反映了不確定性對(duì)無房消積累的影響程度。a2。a1積累影響的差異。當(dāng) a2 顯著為正值時(shí)，不確定性對(duì)反映了不確定性對(duì)有無房消有房消積累的影響程度高于無房消。當(dāng) a2 顯著為負(fù)值時(shí)，不確定性對(duì)無房消費(fèi)者積累的影響程度高響。消，a1 + a2反映了不確定性對(duì)有房消積累的影的劃分標(biāo)準(zhǔn)也可以看作是收入比的一種形式，我們也以考慮到 HtM 消收入比的對(duì)數(shù)作為被解釋變量，構(gòu)建回歸方程(17) 式，便于與 HtM 消行為分析建立:ln( W / P) = a0(17

35、)+ a1 + a2 b*+ a'3 Z + v具體指標(biāo)選取方面，首先，預(yù)防性儲(chǔ)蓄需要由變現(xiàn)成本低的動(dòng)性資產(chǎn)組成，由此我們分別選用金融資產(chǎn)和儲(chǔ)蓄來衡量水平 W。其次，我們選擇相對(duì)等價(jià)謹(jǐn)慎性溢價(jià)( relativeequivalentprecautionary premium，EPP) 作為不確定性 的變量，并假定效用函數(shù)滿足 CA 形式，沖擊X 引起的不確定性導(dǎo)致了實(shí)際消費(fèi) c 與平均消費(fèi) c 產(chǎn)生偏離，即 c = cX，那么相對(duì)等價(jià)謹(jǐn)慎性溢價(jià) 1 = 1 E ( X) 。其中， 為等價(jià)謹(jǐn)慎性溢價(jià)( equivalent可以表示為 EPP cprecautionarypremium，E

36、PP) ( Kimball，1990) ，滿足 u'( c ) = Eu'( c) ，反映了預(yù)防性儲(chǔ)蓄為 0 時(shí)不確定性引致的積累強(qiáng)度。由于我們主要對(duì)有無房消進(jìn)行，因此選擇住房消費(fèi) ch 來計(jì)()() = c13 t2014c12014算沖擊 X，則 E( X) Samwick(1998) h ch htcht，并以 cht = cht 衡量平均消費(fèi)，參考 Carroll= E3 t20102010和(2016) 等研究，令相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù) = 3。再次，對(duì) 2010 年、2012 年和 2014 年家庭純收入進(jìn)行物價(jià)平減( 以 2010 年為基期) 后，以三年的平均值來衡量持

37、久收入 P。最后，家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量 Z 包括戶主狀況、工作情況等變量，及其平方項(xiàng)用于家庭特征對(duì)積累的影響。27: 中庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消行為分析( 三) 數(shù)據(jù)來源與篩選說明本文選取中庭追蹤( China Family PanelStudies，CFPS) 2010 年、2012 年和 2014 年三個(gè)年度均參與，且滿足三個(gè)年度內(nèi)戶主在 1965 歲之間的家庭數(shù)據(jù)作為樣本。首先，為了排除期內(nèi)家庭發(fā)生變化的樣本，我們剔除了家戶號(hào)( fid) 發(fā)生改變以及戶主年齡變化異常的樣本，獲得覆蓋 3 年 7626 戶家庭 22878 條初始樣本數(shù)據(jù)。其次，考慮數(shù)據(jù)完整性和連續(xù)性，我們分別剔除了存在值或無效

38、值的樣本。再次，為避免異常值影響，我們進(jìn)一步將最高和最低 5% 消費(fèi)和收入水平以及最高 5% 平均消費(fèi)傾向(消費(fèi)與收入的比值)的樣本刪除。最后，獲得 3 個(gè)年度 1993 戶家庭 5979 條的平衡面板數(shù)據(jù)。此外，地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)、居民消費(fèi)水平指年度數(shù)據(jù)，分別用于反映地區(qū)發(fā)展水平和物價(jià)水平。數(shù)以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來源于( 四) 關(guān)鍵變量的選取家庭消費(fèi)( pce):以家庭消費(fèi)性衡量，由食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及日用品、醫(yī)療保健、交通通訊、文教和其他等。家庭收入( income):以家庭純收入衡量，主要包括工資性收入、經(jīng)營性收入性收入和其他收入。本文選擇經(jīng)調(diào)整后的上期可比家庭純收入變量。性收入、

39、轉(zhuǎn)移家庭資產(chǎn):動(dòng)性資產(chǎn)( mt) 以金融資產(chǎn)凈值衡量，即金融資產(chǎn)與非住房負(fù)債之差。低性資產(chǎn)( ht) 主要以住房資產(chǎn)凈值衡量，即家庭總住房資產(chǎn)與住房負(fù)債之差。家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量:主要包括家庭規(guī)模( familysize)數(shù)量( nchd) 、城鄉(xiāng)分類( urban) 以人，選擇了對(duì)家庭收入與消費(fèi)決策行為及成員情況。的潛在影響，包括成員具體情況時(shí)，本文以戶主為家庭( gender) 、受教育水平( edu)( age)、狀況( marriage) 、是否工作( work) 與工作類型( jobtype) 等變量。發(fā)展水平:包括家庭所在省份的生產(chǎn)總值指數(shù)( index gdp) 、居民消費(fèi)水平指數(shù)

40、( indexpce) 和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)( index p) ，用于外部環(huán)境對(duì)于家庭收入與消費(fèi)的影響。四、在確定異質(zhì)性消動(dòng)性資產(chǎn)對(duì)異質(zhì)性消邊際消費(fèi)傾向的影響分析劃分方法與行為檢驗(yàn)方法的基礎(chǔ)上，我們以消費(fèi)對(duì)數(shù)值和收入對(duì)數(shù)值分別對(duì)家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量進(jìn)行回歸，所得的殘差值進(jìn)行一階差分，分別得到殘差消費(fèi)變化 lnct和殘差收入變化 lnyt，用于估計(jì)暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向。由此，我們分別對(duì)比了 HtM與非 HtM、富裕型與貧窮型 HtM、富裕型與貧窮型非 HtM 消行為差異。( 一) HtM 與非 HtM 消行為分析首先，我們分別估計(jì)了不同識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)下的 HtM 和非 HtM 消傾向，結(jié)果如表

41、 1 所示。暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)由估計(jì)結(jié)果可以看出，暫時(shí)性收入沖擊對(duì)非 HtM 消消費(fèi)具有正向影響，但不顯著。而對(duì)于 HtM 消，暫時(shí)性收入沖擊對(duì)消費(fèi)具有顯著的正向影響，邊際消費(fèi)傾向約為 0. 08。而且 受篇幅限制，此處省略了數(shù)據(jù)篩選具體過程以及主要變量的統(tǒng)計(jì)特征需要請(qǐng)作者。 前后兩個(gè)年度戶主變化超過 2 的樣本。CFPS 項(xiàng)目組直接提供家庭資產(chǎn)負(fù)債方面的數(shù)據(jù)，但是每個(gè)年度的統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目略有不同。2010 年數(shù)據(jù)中未提供金融資產(chǎn)，我們根據(jù)其他年度的處理方法，以儲(chǔ)蓄存款( savings) 、股票( stock) 、基金( funds) 和別人欠量。家的錢( debit other) 之和來

42、衡 受篇幅限制，此處省略了獲取殘差收入和殘差消費(fèi)的回歸結(jié)果需要請(qǐng)作者。回歸中，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量主要包括家庭規(guī)模( familysize) 及其平方項(xiàng)( age2)數(shù)量( nchd) 、城鄉(xiāng)分類( urban) 、戶主gender) 、受教育水平虛擬變量( edu2 edu7 )( age)狀況( marriage) 、是否工作( work) 與工作類型( jobtype) 、家庭所在省份的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)( index gdp)、居民消費(fèi)水平指數(shù)( index pce) 以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)( index p) 等變量。282018 年第 3 期在不同識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)下，估計(jì)結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。顯示出由

43、于動(dòng)性資產(chǎn)不足，HtM 消消費(fèi)受到抑制，進(jìn)而性約束，無法實(shí)現(xiàn)跨期最優(yōu)，支持了動(dòng)性資產(chǎn)具有消費(fèi)平滑作用的表 1。HtM 和非 HtM 消暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向估計(jì)結(jié)果注:括號(hào)內(nèi)報(bào)告的為穩(wěn)健的 z 統(tǒng)計(jì)值，* 、 、 分別表示在 10% 、5% 、1% 水平上顯著。其中，NHtM 和 HtM 分別對(duì)應(yīng)非 HtM消和 HtM 消，1、2、3、4 分別對(duì)應(yīng) y /2、y /3、y /4、3y /4 的識(shí)別方法。( 二) 富裕型與貧窮型 HtM 消行為分析性資產(chǎn)凈值區(qū)分富裕型和貧窮型 HtM 消的基礎(chǔ)上，我們對(duì)二者暫時(shí)性收入在根據(jù)低沖擊下的邊際消費(fèi)傾向進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表 2 所示。表 2富裕

44、型和貧窮型 HtM 消暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向估計(jì)結(jié)果注:括號(hào)內(nèi)報(bào)告的為穩(wěn)健的 z 統(tǒng)計(jì)值，* 、 、 分別表示在 10% 、5% 、1% 水平上顯著。其中，WHtM 和 PHtM 分別對(duì)應(yīng)富裕型和貧窮型 HtM 消，1、2、3、4 分別對(duì)應(yīng) y /2、y /3、y /4、3y /4 的識(shí)別方法。實(shí)證結(jié)果反映出，富裕型和貧窮型 HtM 消暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向顯著大于 0，動(dòng)性資產(chǎn)不足將會(huì)引起性約束的結(jié)論。不僅如此，我們還發(fā)現(xiàn)，貧窮型 HtM再次證明了消暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向顯著高于富裕型，二者所的性約束程度不同，反映出住房資產(chǎn)對(duì)尚善的現(xiàn)狀，無房消性約束也會(huì)產(chǎn)生一定的影響

45、?？紤]到中這種差異歸因于住房資產(chǎn)對(duì)不確定性與庭住房消費(fèi)屬性強(qiáng)以及租房市場(chǎng)積累的影響。相比消不確定性高，主動(dòng)積累強(qiáng)，引致性約束程度的提高，表現(xiàn)為暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向較高。對(duì)此( 三) 富裕型與貧窮型非 HtM 消在后文中基于緩沖存貨理論進(jìn)行驗(yàn)證。行為分析此外，我們根據(jù)住房資產(chǎn)凈值，將不受性約束的非 HtM 區(qū)分為富裕型和貧窮型，其暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向估計(jì)結(jié)果如表 3 所示?？梢钥闯?，富裕型非 HtM 消暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向?yàn)檎?，但是不顯著，符合非HtM 消的行為特征，能夠?qū)崿F(xiàn)跨期最優(yōu)決策。而貧窮型非 HtM 消暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向顯著為正，與非 HtM 消

46、行為不一致。但是這恰恰驗(yàn)證了主動(dòng)積累的對(duì)流動(dòng)性約束的提升作用。具體而言，無房消的強(qiáng)，提高了主動(dòng)積累性約束臨界點(diǎn)處29被解釋變量( 1)( 2)( 3)( 4)( 5)( 6)( 7)( 8)lnctWHtM1PHtM1WHtM2PHtM2WHtM3PHtM3WHtM4PHtM4lnyt( lnyt +1 )0. 066*( 1. 71)0. 368( 2. 00)0. 073*( 1. 85)0. 328*( 1. 80)0. 072*( 1. 75)0. 302( 1. 57)0. 068*( 1. 78)0. 406( 2. 23)常數(shù)項(xiàng)0. 057( 2. 94)0. 030(0. 38

47、)0. 061( 2. 93)0. 015( 0. 19)0. 050( 2. 31)0. 022(0. 26)0. 058( 3. 12)0. 006(0. 08)樣本量124172110263101758136981被解釋變量( 1)( 2)( 3)( 4)( 5)( 6)( 7)( 8)lnctNHtM1HtM1NHtM2HtM2NHtM3HtM3NHtM4HtM4lnyt( lnyt +1 )0. 071( 1. 34)0. 080( 2. 14)0. 053( 1. 09)0. 085( 2. 22)0. 065( 1. 43)0. 083( 2. 09)0. 070( 1. 30)

48、0. 083( 2. 24)常數(shù)項(xiàng)0. 119( 4. 19)0. 053( 2. 79)0. 095( 3. 82)0. 058( 2. 89)0. 109( 4. 77)0. 046( 2. 17)0. 129( 4. 01)0. 055( 3. 05)樣本量68091810755431450: 中庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消行為分析的動(dòng)性資產(chǎn)水平，增加了消性約束的可能性。換言之，對(duì)于貧窮型非 HtM 消費(fèi)者而言，盡管動(dòng)性資產(chǎn)水平較高，但是其中有較高比例的部分用消費(fèi)，而用于當(dāng)期消費(fèi)的部分較少。因此，其行為特征與 HtM 消相近，這也從不確定性與主動(dòng)積累的角度，解釋了表 3性 HtM 消(sson

49、Pagel，2016) 的產(chǎn)生。富裕型和貧窮型非 HtM 消暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向估計(jì)結(jié)果注:括號(hào)內(nèi)報(bào)告的為穩(wěn)健的 z 統(tǒng)計(jì)值，* 、 、 分別表示在 10% 、5% 、1% 水平上顯著。其中，WNHtM 和 PNHtM 分別對(duì)應(yīng)富裕型和貧窮型非 HtM 消，1、2、3、4 分別對(duì)應(yīng) y /2、y /3、y /4、3y /4 的識(shí)別方法。五、低性資產(chǎn)對(duì)異質(zhì)性消積累的影響分析作為低性資產(chǎn)的重要組成部分，住房資產(chǎn)在中國居民家庭中被看作是生活必需品，消費(fèi)屬性明顯。是否擁有住房資產(chǎn)可能會(huì)使消性儲(chǔ)蓄積累程度存在差別。預(yù)防性儲(chǔ)蓄作為主動(dòng)積累不同程度的不確定性，進(jìn)而引起預(yù)防的一種形式，其會(huì)提高消面臨

50、的性約束程度。而通過前文對(duì)暫時(shí)性收入沖擊下的邊際消費(fèi)傾向的估計(jì)，本文也發(fā)現(xiàn)有房與無房消在性約束程度上確實(shí)存在著顯著不同，并嘗試從主動(dòng)積累行為方面對(duì)其進(jìn)行解釋。為了證明這種解釋的合理性，本文將估計(jì)不確定性對(duì)有 的影響差異。無房消積累( 一) 有房與無房消不確定性的比較在中國，擁有住房資產(chǎn)往往被作為生活穩(wěn)定的標(biāo)志之一，如戶籍教育等制度多與住房資產(chǎn)相關(guān)，而且租房市場(chǎng)尚處于發(fā)展中，無房消著房租上漲、尋找住房、未來購房房源和房價(jià)等不確定性，住房需求難以得到充分保障。特別是近年來住房資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)提高了住房的不確定性，這種效應(yīng)對(duì)無房消的作用尤為顯著。由此我們推斷，無房消所的不確定性程度高消。的不確定性程度差異，我們計(jì)算并對(duì)比了二者相對(duì)等價(jià)謹(jǐn)慎為了檢驗(yàn)有房與無房消性溢價(jià)( EPP)。結(jié)果顯示，無房消EPP 平均值為 0. 288，高消(0. 206) ，支持了無房消的不確定性程度高消的。( 二) 有房與無房消不確定性對(duì)積累影響的估計(jì)的基礎(chǔ)上，本文借鑒 Carroll Samwick