【正文】 不一定存在比率關(guān)系，只有持久收入與持久消費之間存在著固定比率[59]。按照弗里德曼的解釋，消費者的總收入tY和總消費tC可以分別表述為：T pt t tY =Y +Y（）其消費函數(shù)的基本形式是：()1p1t t t tC cY cθ Y c θY?==+?(0?c,θ?1)（）其中tY為當年收入，t1Y?為上年收入；θ為收入增量中的持久性收入（用PY表示）的比率,θ與持久性收入預(yù)期最為相關(guān)，如果收入變化實際上是持久的或者長期的，那么消費者在他們收入發(fā)生變化時將相信這種變化大多數(shù)是持久的，將具有較高的θ值，反之θ值較低。而θ的變化，直接影響MPC（我們在消費函數(shù)式中用c表示）的變化，或者說消費信心的變化。在房地產(chǎn)市場比較成熟的國家，從長期來看，房產(chǎn)收益比股市收益更加穩(wěn)定。房產(chǎn)價格反轉(zhuǎn)的次數(shù)與可能性都明顯小于股市，價格波動也弱得多。剔除房地產(chǎn)市場泡沫的影響，房價一般是只升不降的（即可以維持持續(xù)的繁榮），因為土地的稀缺特性和人口的不斷膨脹，住房需求的彈性遠遠大于供給的彈性。因此，受35房地產(chǎn)價格持續(xù)上漲的影響，消費者得自于房地產(chǎn)的收益包括租金和出售收益或再融資數(shù)額的增加，都可以看作是長期或持久性的收入。由持久收入假說的分析思路出發(fā)，如果某種收益增長被視為持久性的，則更有可能促進長期消費，于是經(jīng)濟體系中就有了較高的θ值。θ在原基礎(chǔ)上增加?θ，MPC擴大，消費者信心不斷增強，且收入Y亦持續(xù)擴大，社會消費因此而越來越旺盛，經(jīng)濟景氣指數(shù)持續(xù)上升，從而持久收入理論為我們提供了財富效應(yīng)的轉(zhuǎn)化渠道。（i1954，1979）等人提出來的生命周期理論(Lifecycle Hypothesis，LCH)認為消費者是具有理性的，個人是在更長的時間范圍內(nèi)計劃他們的消費和儲蓄行為，以在整個生命周期內(nèi)實現(xiàn)消費的最佳配置。其消費函數(shù)的基本形式是：R dC =aW +cY(0?a,θ?1)（）其中RW為實際財富（或稱非勞動收入，包括股票、房地產(chǎn)、債券及儲蓄等），儲蓄sW、股票pW和房地產(chǎn)hW是其主要組成部分，即R s p hW =W +W +W（）前瞻性消費者將根據(jù)一生財富的現(xiàn)值來安排現(xiàn)期消費，儲蓄的作用就在于平滑各期消費，為購買耐用消費品做準備。住宅金融市場和住宅消費信貸的發(fā)展為家庭住宅消費提供了重要的便利渠道?？梢哉f住房信貸平滑了家庭一生的住宅消費支出，減少了其為購房所進行的儲蓄，一定程度上刺激了住宅和非住宅消費的增長。房地產(chǎn)作為居民財富的重要組成部分將對消費產(chǎn)生重要的影響。持續(xù)繁榮的房地產(chǎn)，通過推動hW增加，帶動消費增長，進而推動經(jīng)濟增長。 LC－PIH模型的綜合分析Hall（1978）和Flavin（1981）集中探討了理性預(yù)期理論和生命周期以及持久收入假說的綜合性內(nèi)涵。他們的研究成果構(gòu)成了LC－PIH模型，把PIH對未來預(yù)期的強調(diào)和LCH對財富和人口統(tǒng)計變量的強調(diào)結(jié)合起來，把財富當作總消費重要的決定因素。在LCPIH分析框架下，財富是家庭可用于消費的源泉，財富的增長能增加居民一生財富資源，而且可能永久性增加家庭一生的消費。只考慮兩期的簡化形式如下所示：()11t R d dC aW κθY κθY?=++?0a,κ,θ1（）其中dY為當年可支配勞動收入，d?1Y為上一年可支配勞動收入，RW、a的含義同式（）,κ約等于方程（）的c，不過要比c小一些，與c相比較，主要是受到了約束系數(shù)θ的影響。θ為與持久收入消費者信心相關(guān)的系數(shù)。根據(jù)收入－支出均衡式：Y =AD =C +I +G +NX（）36假設(shè)G=0，NX=0，設(shè)家庭財富除hW以外，均不發(fā)生變動。受房地產(chǎn)市場持續(xù)繁榮的影響，消費函數(shù)（）改變?yōu)橄M函數(shù)（），即RW在原基礎(chǔ)上增加h?W，θ在原基礎(chǔ)上增加?θ，也即消費者信心增強，MPC增大，這幾方面的共同作用，使消費支出C進一步擴大，于是產(chǎn)出增大，形成經(jīng)濟與房地產(chǎn)市場協(xié)同發(fā)展的良性循環(huán)。()1()()1t R h d dC a W W κθθY κθθY?=+?++?+??+????0a,κ,θ1()當然，如果房地產(chǎn)市場持續(xù)縮水，將通過負的財富效應(yīng)，增加了人們持久收入減少的預(yù)期和對未來經(jīng)濟發(fā)展的不確定性預(yù)期，大幅度減少消費支出，導(dǎo)致經(jīng)濟萎縮。在信用體系發(fā)達的國家，如果住房消費信貸比例較大，這一趨勢將更加嚴重。從消費函數(shù)理論分析，根據(jù)LCPIH模型，持續(xù)下跌的房地產(chǎn)使消費函數(shù)式（）改變?yōu)橄M函數(shù)式（）：()1()()1t R h d dC a W W κθθY κθθY?=??+??+???????0a,κ,θ1（）即RW在原基礎(chǔ)上減少h?W，θ在原基礎(chǔ)上減少?θ，也即消費者信心減弱，MPC相對減少，這幾方面的共同作用，使消費支出C進一步縮減，于是產(chǎn)出減少，形成經(jīng)濟與房地產(chǎn)市場相互牽制的惡性循環(huán)，20世紀90年代的日本經(jīng)濟衰退就是很好的例子?？偨Y(jié)來看，把財富（資產(chǎn)）作為重要的變量納入消費行為的分析，是持久收入假說和生命周期假說的最重要貢獻之一，其理論思路對分析房地產(chǎn)價格波動對消費行為的影響提供了重要的啟發(fā)。生命周期理論將房地產(chǎn)財富作為非人力財富納入消費函數(shù)；持久收入理論則為闡述房地產(chǎn)與消費之間的轉(zhuǎn)換關(guān)系提供了理論依據(jù)；綜合的LC—PIH模型，亦突出了對消費支出有重要影響的房產(chǎn)財富效應(yīng)。從已有文獻來看，學(xué)者們在研究資產(chǎn)與消費的相關(guān)性時所用的模型大同小異。Ludwing和Slok（2001）提供了一個適用于所有國家關(guān)于長期消費與收入、股票資產(chǎn)和房地產(chǎn)財富之間有代表性的計量模型（可參見第一章）。在本部分的實證研究中，我們將運用如下的計量模型來研究我國房產(chǎn)財富波動與居民收入、消費、股市財富之間的長期內(nèi)在關(guān)系。0 1 2 3 4,1,2,...rs hSS St pt iC =α+αW +αW +αW +αY +εt =T()其中，1 2 3 4α,α,α,α分別代表儲蓄、股票財富、房地產(chǎn)財富與居民可支配收入的邊際消費傾向。（1）樣本數(shù)據(jù)的選取我們的居民消費總額tC、居民可支配收入tY、股票財富SSW、房地產(chǎn)財富hSW與居民儲蓄財富rSW的總量數(shù)據(jù)主要來源于：19912003年數(shù)據(jù)引自高鐵梅（2005）；2004和2005年的居民消費數(shù)據(jù)由社會消費品零售總額代替。城鄉(xiāng)居民儲蓄存在總額來源于中國統(tǒng)計網(wǎng)各年統(tǒng)計公報，其中2002－2004年儲蓄存款只包括人民幣存款。2004年和2005年居民可支配收入、股票資產(chǎn)與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)系筆者根據(jù)國家統(tǒng)計局報告《2005年國民經(jīng)濟繼續(xù)保持平穩(wěn)較快發(fā)展》整理后的估算值()。為了避免偽回歸，在協(xié)整分析前對各變量時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性使用ADF檢驗進行必要的單位根檢驗。由于本樣本量偏小，結(jié)果可能有所偏頗。從下表，大多數(shù)情況下，原序列無法拒絕非平穩(wěn)假設(shè)。即使進行差分處理后，居民儲蓄余額變量仍是非平穩(wěn)的，因此我們不能直接用普通線性回歸。通過上表可知，除rSW外，其余變量都是一階單整I(1)的，可以進行協(xié)整分析。由于居民消費和居民儲蓄余額的單整階數(shù)不同，所以不宜協(xié)整。另外，居，存在較高的自相關(guān)性，因此我們選擇剔除居民儲蓄變量，把居民可支配收入等其他變量納入消費函數(shù)。37說明：表中原序列都包括常數(shù)項與時間趨勢項，一階差分序列一般僅包括常數(shù)項，其中SSdW兩項都不包括，而hSdW兩項都包括。滯后長度在SIC標準下自動選取。下面我們采用Johansen檢驗來確定各變量是否存在協(xié)整關(guān)系。在小樣本的情況下，協(xié)整檢驗階數(shù)的可靠性并不理想，往往存在夸大協(xié)整階數(shù)的趨勢。不過我們從特征值來看，特征根跡檢驗和最大特征值檢驗結(jié)果中的2個特征值（1和）明顯較大，說明在5%的顯著性水平下，tC、tY、SSW、hSW這4個變量之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。標準化的協(xié)整方程如下（括號內(nèi)為t統(tǒng)計值）：tC=tSSW+hSW()（）()()從標準化的協(xié)整方程可以看出，收入和房地產(chǎn)對消費的影響呈正相關(guān)，而股票資產(chǎn)則與消費負相關(guān)。本檢驗的局限性很明顯：一是樣本數(shù)據(jù)偏小，影響檢驗的準確性；二是樣本數(shù)據(jù)是總量數(shù)據(jù)，采用當年價格表示，可能會產(chǎn)生異方差。下面我們進行人均數(shù)據(jù)的實證分析。38一般來說，用人均和對數(shù)形式表示變量可以降低異方差；真實值表示的變量更能反映實際情況，因此我們對數(shù)據(jù)進行了真實值換算（用居民消費價格指數(shù)1991年=1換算）和對數(shù)處理（）。lcep、ldip、lsp和lhp分別表示城鎮(zhèn)居民人均消費支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均股票資產(chǎn)和城鎮(zhèn)居民人均房地產(chǎn)，原始數(shù)據(jù)均來源于國研網(wǎng)和中國統(tǒng)計年鑒。，lcep、ldip、lsp和lhp的原序列均為平穩(wěn)序列，我們可以直接進行線性回歸。只有人均儲蓄ldp的原序列非平穩(wěn)，我們在回歸中將該變量剔除。根據(jù)線性回歸結(jié)果可知回歸方程如下（括號內(nèi)為t統(tǒng)計值）：lcep = + ldip ? lsp ?()（）（）()()2R= .W==檢驗結(jié)果表明，人均消費的變動主要依賴于人均收入因素，人均股票資產(chǎn)的估計系數(shù)為負數(shù),但數(shù)值較小,且最不具有統(tǒng)計顯著性，房地產(chǎn)財富的估計系數(shù)則從正。這意味著當前我國房市和股市的財富效應(yīng)并沒有發(fā)揮出來，以住宅資產(chǎn)為主的房地產(chǎn)財富與消費呈明顯的負相關(guān)關(guān)系，房價波動對消費表現(xiàn)出明顯的擠出效應(yīng)。我國股市財富效應(yīng)發(fā)揮受到制約的原因很多，股市持續(xù)攀升產(chǎn)生的賺錢效應(yīng)對社會資金的巨大吸引力是重要原因之一。投資者在股價上漲和未來更多收益回報的誘導(dǎo)下，不斷將更多地資金投入股市，從而抑制了現(xiàn)期消費。在股價持續(xù)上漲的時候，財富膨脹可能會誘發(fā)增量資金源源不斷地進入股市，以獲得更大的超額收益。一些原來不參與股市投資的消費者在股票高額回報的誘惑下參與到股市中來；而原有的投資者為了獲得更多的盈利，不但不會把股票市場上取得的財富用于現(xiàn)期消費，反而可能會把更多的資金轉(zhuǎn)投到股市。44(,,)d b e eM =f r r r πY P Wμ（）dM為貨幣需求量，r為實際利率，br為預(yù)期債券收益率，er為預(yù)期股票收益率，eπ為預(yù)期通貨膨脹率，Y為實際持久收入，P為物價水平，W為名義財富存量，μ為其他不確定因子等。方程（）表明，資產(chǎn)的收益率和名義財富存量影響貨幣需求。由于房地產(chǎn)與債券資產(chǎn)、股票資產(chǎn)一樣均是可供選擇的資產(chǎn)，所以也是構(gòu)成財富的重要組成部分。加之房地產(chǎn)同時具備投資與消費雙重特性，往往成為居民投資的首選，因此預(yù)期房地產(chǎn)收益率（即房租）hr也應(yīng)納入弗里德曼的貨幣需求函數(shù)中，即貨幣需求函數(shù)修改為(,,)d b e h eM =f r r r r πY P Wμ（）房價波動通過影響房地產(chǎn)的預(yù)期收益率和名義財富存量，從而影響貨幣需求。當房價上升時，房地產(chǎn)的預(yù)期收益率較高，包含房地產(chǎn)在內(nèi)的名義財富存量也將增加，更多的人投資于房地產(chǎn)市場，而更多的房地產(chǎn)投資又提高了貨幣需求?？梢姺康禺a(chǎn)價格與貨幣需求之間存在明顯的相關(guān)性，貨幣政策的制定應(yīng)該考慮房價變動。（3）房地產(chǎn)市場與貨幣政策傳導(dǎo)機制房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導(dǎo)機制中起著重要作用。房地產(chǎn)價格主要通過如下三個途徑傳導(dǎo)貨幣政策并影響總產(chǎn)出。1）住房消費與住房投資渠道由于房地產(chǎn)兼具消費品與投資品的雙重屬性，房地產(chǎn)價格上升除了促進消費性住宅支出上升之外，也會吸引閑散資金進入房地產(chǎn)領(lǐng)域，從而增加投資性住房支出。因此，貨幣政策的變化也通過住房消費與住房投資從兩個渠道進行傳導(dǎo)。其中，住房消費渠道就是購房成本下降的直接效應(yīng)，而住房投資渠道為信貸政策松緊的直接效應(yīng)。具體來說，貨幣擴張（M↑）將降低利率，降低購買房地產(chǎn)融資的成本（hB↓），激發(fā)消費者與投資者的購房熱情，從而提高房地產(chǎn)價格（hP↑），推進消費性房地產(chǎn)支出上升（hC↑），投資性房地產(chǎn)支出亦上升（iC↑），總需求也將上升（Y↑）。這一傳導(dǎo)機制表述如下：M B P C amp。C Yh h h i↑→↓→↑→↑↑→↑（）2）房地產(chǎn)財富效應(yīng)所謂房地產(chǎn)財富效應(yīng)，是指由于房產(chǎn)價格上漲（或下跌），導(dǎo)致房產(chǎn)所有者財富的增長（或減少），其資產(chǎn)組合價值增加（或減少），進而產(chǎn)生增加（或減少）消費，擴大（或縮?。┒唐谶呺H消費傾向（Marginal Propensity to Consume，MPC），促進（或抑制）經(jīng)濟增長的效應(yīng)（劉建江，2005）。房地產(chǎn)財富效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道是：擴張性貨幣政策（M↑）將促使房地產(chǎn)價格上升（hP↑），居民房地產(chǎn)財富增加(Wh個)，從而增加消費支出(C,個)和總需求(Y個)。當然，房地產(chǎn)財富效應(yīng)也將導(dǎo)致房地產(chǎn)自身消費的增長，這也是上一個傳導(dǎo)渠道所反映的內(nèi)容。這一傳導(dǎo)機制表述如下: M個。只個。嘰個。C個。Y個( 3)資產(chǎn)負債表效應(yīng) 貨幣政策傳導(dǎo)機制的信貸觀點認為，由于銀行能較好地解決信貸市場的信息非對稱問題，因而銀行在金融市場上發(fā)揮著特殊作用，不少銀行從事大量的房地產(chǎn)借貸業(yè)務(wù)，其中房地產(chǎn)作為借款抵押品。擴張性貨幣政策導(dǎo)致房地產(chǎn)價格上升，一方面銀行借款損失將下降，銀行資本金因此增加，銀行借貸能力也上升，由此投資和總需求也將上升。另一方面，對于那些已擁有住宅的消費者來說，房地產(chǎn)價格的上升也意味著其進一步融資的能力上升。于是在這雙重作用之