【正文】 不一定存在比率關(guān)系，只有持久收入與持久消費(fèi)之間存在著固定比率[59]。按照弗里德曼的解釋，消費(fèi)者的總收入tY和總消費(fèi)tC可以分別表述為：T pt t tY =Y +Y（）其消費(fèi)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(dāng)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(shí)際上是持久的或者長(zhǎng)期的，那么消費(fèi)者在他們收入發(fā)生變化時(shí)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?cè)谙M(fèi)函數(shù)式中用c表示）的變化，或者說(shuō)消費(fèi)信心的變化。在房地產(chǎn)市場(chǎng)比較成熟的國(guó)家，從長(zhǎng)期來(lái)看，房產(chǎn)收益比股市收益更加穩(wěn)定。房產(chǎn)價(jià)格反轉(zhuǎn)的次數(shù)與可能性都明顯小于股市，價(jià)格波動(dòng)也弱得多。剔除房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫的影響，房?jī)r(jià)一般是只升不降的（即可以維持持續(xù)的繁榮），因?yàn)橥恋氐南∪碧匦院腿丝诘牟粩嗯蛎洠》啃枨蟮膹椥赃h(yuǎn)遠(yuǎn)大于供給的彈性。因此，受35房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)上漲的影響，消費(fèi)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(zhǎng)期或持久性的收入。由持久收入假說(shuō)的分析思路出發(fā)，如果某種收益增長(zhǎng)被視為持久性的，則更有可能促進(jìn)長(zhǎng)期消費(fèi)，于是經(jīng)濟(jì)體系中就有了較高的θ值。θ在原基礎(chǔ)上增加?θ，MPC擴(kuò)大，消費(fèi)者信心不斷增強(qiáng)，且收入Y亦持續(xù)擴(kuò)大，社會(huì)消費(fèi)因此而越來(lái)越旺盛，經(jīng)濟(jì)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(cái)富效應(yīng)的轉(zhuǎn)化渠道。（i1954，1979）等人提出來(lái)的生命周期理論(Lifecycle Hypothesis，LCH)認(rèn)為消費(fèi)者是具有理性的，個(gè)人是在更長(zhǎng)的時(shí)間范圍內(nèi)計(jì)劃他們的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為，以在整個(gè)生命周期內(nèi)實(shí)現(xiàn)消費(fèi)的最佳配置。其消費(fèi)函數(shù)的基本形式是：R dC =aW +cY(0?a,θ?1)（）其中RW為實(shí)際財(cái)富（或稱非勞動(dòng)收入，包括股票、房地產(chǎn)、債券及儲(chǔ)蓄等），儲(chǔ)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(fèi)者將根據(jù)一生財(cái)富的現(xiàn)值來(lái)安排現(xiàn)期消費(fèi)，儲(chǔ)蓄的作用就在于平滑各期消費(fèi)，為購(gòu)買(mǎi)耐用消費(fèi)品做準(zhǔn)備。住宅金融市場(chǎng)和住宅消費(fèi)信貸的發(fā)展為家庭住宅消費(fèi)提供了重要的便利渠道?？梢哉f(shuō)住房信貸平滑了家庭一生的住宅消費(fèi)支出，減少了其為購(gòu)房所進(jìn)行的儲(chǔ)蓄，一定程度上刺激了住宅和非住宅消費(fèi)的增長(zhǎng)。房地產(chǎn)作為居民財(cái)富的重要組成部分將對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生重要的影響。持續(xù)繁榮的房地產(chǎn)，通過(guò)推動(dòng)hW增加，帶動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 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(shuō)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(duì)未來(lái)預(yù)期的強(qiáng)調(diào)和LCH對(duì)財(cái)富和人口統(tǒng)計(jì)變量的強(qiáng)調(diào)結(jié)合起來(lái)，把財(cái)富當(dāng)作總消費(fèi)重要的決定因素。在LCPIH分析框架下，財(cái)富是家庭可用于消費(fèi)的源泉，財(cái)富的增長(zhǎng)能增加居民一生財(cái)富資源，而且可能永久性增加家庭一生的消費(fèi)。只考慮兩期的簡(jiǎn)化形式如下所示：()11t R d dC aW κθY κθY?=++?0a,κ,θ1（）其中dY為當(dāng)年可支配勞動(dòng)收入，d?1Y為上一年可支配勞動(dòng)收入，RW、a的含義同式（）,κ約等于方程（）的c，不過(guò)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(fèi)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(cái)富除hW以外，均不發(fā)生變動(dòng)。受房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)繁榮的影響，消費(fèi)函數(shù)（）改變?yōu)橄M(fèi)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(fèi)者信心增強(qiáng)，MPC增大，這幾方面的共同作用，使消費(fèi)支出C進(jìn)一步擴(kuò)大，于是產(chǎn)出增大，形成經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)市場(chǎng)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(dāng)然，如果房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)縮水，將通過(guò)負(fù)的財(cái)富效應(yīng)，增加了人們持久收入減少的預(yù)期和對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不確定性預(yù)期，大幅度減少消費(fèi)支出，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)萎縮。在信用體系發(fā)達(dá)的國(guó)家，如果住房消費(fèi)信貸比例較大，這一趨勢(shì)將更加嚴(yán)重。從消費(fèi)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(fèi)函數(shù)式（）改變?yōu)橄M(fèi)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(fèi)者信心減弱，MPC相對(duì)減少，這幾方面的共同作用，使消費(fèi)支出C進(jìn)一步縮減，于是產(chǎn)出減少，形成經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)市場(chǎng)相互牽制的惡性循環(huán)，20世紀(jì)90年代的日本經(jīng)濟(jì)衰退就是很好的例子?？偨Y(jié)來(lái)看，把財(cái)富（資產(chǎn)）作為重要的變量納入消費(fèi)行為的分析，是持久收入假說(shuō)和生命周期假說(shuō)的最重要貢獻(xiàn)之一，其理論思路對(duì)分析房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)消費(fèi)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(cái)富作為非人力財(cái)富納入消費(fèi)函數(shù)；持久收入理論則為闡述房地產(chǎn)與消費(fèi)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(duì)消費(fèi)支出有重要影響的房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。從已有文獻(xiàn)來(lái)看，學(xué)者們?cè)谘芯抠Y產(chǎn)與消費(fèi)的相關(guān)性時(shí)所用的模型大同小異。Ludwing和Slok（2001）提供了一個(gè)適用于所有國(guó)家關(guān)于長(zhǎng)期消費(fèi)與收入、股票資產(chǎn)和房地產(chǎn)財(cái)富之間有代表性的計(jì)量模型（可參見(jiàn)第一章）。在本部分的實(shí)證研究中，我們將運(yùn)用如下的計(jì)量模型來(lái)研究我國(guó)房產(chǎn)財(cái)富波動(dòng)與居民收入、消費(fèi)、股市財(cái)富之間的長(zhǎng)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(chǔ)蓄、股票財(cái)富、房地產(chǎn)財(cái)富與居民可支配收入的邊際消費(fèi)傾向。（1）樣本數(shù)據(jù)的選取我們的居民消費(fèi)總額tC、居民可支配收入tY、股票財(cái)富SSW、房地產(chǎn)財(cái)富hSW與居民儲(chǔ)蓄財(cái)富rSW的總量數(shù)據(jù)主要來(lái)源于：19912003年數(shù)據(jù)引自高鐵梅（2005）；2004和2005年的居民消費(fèi)數(shù)據(jù)由社會(huì)消費(fèi)品零售總額代替。城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存在總額來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)網(wǎng)各年統(tǒng)計(jì)公報(bào)，其中2002－2004年儲(chǔ)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(guó)家統(tǒng)計(jì)局報(bào)告《2005年國(guó)民經(jīng)濟(jì)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(duì)各變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性使用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行必要的單位根檢驗(yàn)。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(wú)法拒絕非平穩(wěn)假設(shè)。即使進(jìn)行差分處理后，居民儲(chǔ)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(guò)上表可知，除rSW外，其余變量都是一階單整I(1)的，可以進(jìn)行協(xié)整分析。由于居民消費(fèi)和居民儲(chǔ)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(chǔ)蓄變量，把居民可支配收入等其他變量納入消費(fèi)函數(shù)。37說(shuō)明：表中原序列都包括常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，一階差分序列一般僅包括常數(shù)項(xiàng)，其中SSdW兩項(xiàng)都不包括，而hSdW兩項(xiàng)都包括。滯后長(zhǎng)度在SIC標(biāo)準(zhǔn)下自動(dòng)選取。下面我們采用Johansen檢驗(yàn)來(lái)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(yàn)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(shì)。不過(guò)我們從特征值來(lái)看，特征根跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果中的2個(gè)特征值（1和）明顯較大，說(shuō)明在5%的顯著性水平下，tC、tY、SSW、hSW這4個(gè)變量之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程如下（括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值）：tC=tSSW+hSW()（）()()從標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程可以看出，收入和房地產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響呈正相關(guān)，而股票資產(chǎn)則與消費(fèi)負(fù)相關(guān)。本檢驗(yàn)的局限性很明顯：一是樣本數(shù)據(jù)偏小，影響檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性；二是樣本數(shù)據(jù)是總量數(shù)據(jù)，采用當(dāng)年價(jià)格表示，可能會(huì)產(chǎn)生異方差。下面我們進(jìn)行人均數(shù)據(jù)的實(shí)證分析。38一般來(lái)說(shuō)，用人均和對(duì)數(shù)形式表示變量可以降低異方差；真實(shí)值表示的變量更能反映實(shí)際情況，因此我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了真實(shí)值換算（用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)1991年=1換算）和對(duì)數(shù)處理（）。lcep、ldip、lsp和lhp分別表示城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)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(lái)源于國(guó)研網(wǎng)和中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(jìn)行線性回歸。只有人均儲(chǔ)蓄ldp的原序列非平穩(wěn)，我們?cè)诨貧w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(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值）：lcep = + ldip ? lsp ?()（）（）()()2R= .W==檢驗(yàn)結(jié)果表明，人均消費(fèi)的變動(dòng)主要依賴于人均收入因素，人均股票資產(chǎn)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)數(shù),但數(shù)值較小,且最不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，房地產(chǎn)財(cái)富的估計(jì)系數(shù)則從正。這意味著當(dāng)前我國(guó)房市和股市的財(cái)富效應(yīng)并沒(méi)有發(fā)揮出來(lái)，以住宅資產(chǎn)為主的房地產(chǎn)財(cái)富與消費(fèi)呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)表現(xiàn)出明顯的擠出效應(yīng)。我國(guó)股市財(cái)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(qián)效應(yīng)對(duì)社會(huì)資金的巨大吸引力是重要原因之一。投資者在股價(jià)上漲和未來(lái)更多收益回報(bào)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(fèi)。在股價(jià)持續(xù)上漲的時(shí)候，財(cái)富膨脹可能會(huì)誘發(fā)增量資金源源不斷地進(jìn)入股市，以獲得更大的超額收益。一些原來(lái)不參與股市投資的消費(fèi)者在股票高額回報(bào)的誘惑下參與到股市中來(lái)；而原有的投資者為了獲得更多的盈利，不但不會(huì)把股票市場(chǎng)上取得的財(cái)富用于現(xiàn)期消費(fèi)，反而可能會(huì)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(shí)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(shí)際持久收入，P為物價(jià)水平，W為名義財(cái)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(cái)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(cái)富的重要組成部分。加之房地產(chǎn)同時(shí)具備投資與消費(fèi)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?jī)r(jià)波動(dòng)通過(guò)影響房地產(chǎn)的預(yù)期收益率和名義財(cái)富存量，從而影響貨幣需求。當(dāng)房?jī)r(jià)上升時(shí)，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(cái)富存量也將增加，更多的人投資于房地產(chǎn)市場(chǎng)，而更多的房地產(chǎn)投資又提高了貨幣需求。可見(jiàn)房地產(chǎn)價(jià)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?jī)r(jià)變動(dòng)。（3）房地產(chǎn)市場(chǎng)與貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中起著重要作用。房地產(chǎn)價(jià)格主要通過(guò)如下三個(gè)途徑傳導(dǎo)貨幣政策并影響總產(chǎn)出。1）住房消費(fèi)與住房投資渠道由于房地產(chǎn)兼具消費(fèi)品與投資品的雙重屬性，房地產(chǎn)價(jià)格上升除了促進(jìn)消費(fèi)性住宅支出上升之外，也會(huì)吸引閑散資金進(jìn)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(guò)住房消費(fèi)與住房投資從兩個(gè)渠道進(jìn)行傳導(dǎo)。其中，住房消費(fèi)渠道就是購(gòu)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(lái)說(shuō)，貨幣擴(kuò)張（M↑）將降低利率，降低購(gòu)買(mǎi)房地產(chǎn)融資的成本（hB↓），激發(fā)消費(fèi)者與投資者的購(gòu)房熱情，從而提高房地產(chǎn)價(jià)格（hP↑），推進(jìn)消費(fèi)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(jī)制表述如下：M B P C amp。C Yh h h i↑→↓→↑→↑↑→↑（）2）房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)所謂房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，是指由于房產(chǎn)價(jià)格上漲（或下跌），導(dǎo)致房產(chǎn)所有者財(cái)富的增長(zhǎng)（或減少），其資產(chǎn)組合價(jià)值增加（或減少），進(jìn)而產(chǎn)生增加（或減少）消費(fèi)，擴(kuò)大（或縮小）短期邊際消費(fèi)傾向（Marginal Propensity to Consume，MPC），促進(jìn)（或抑制）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)（劉建江，2005）。房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道是：擴(kuò)張性貨幣政策（M↑）將促使房地產(chǎn)價(jià)格上升（hP↑），居民房地產(chǎn)財(cái)富增加(Wh個(gè))，從而增加消費(fèi)支出(C,個(gè))和總需求(Y個(gè))。當(dāng)然，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)也將導(dǎo)致房地產(chǎn)自身消費(fèi)的增長(zhǎng)，這也是上一個(gè)傳導(dǎo)渠道所反映的內(nèi)容。這一傳導(dǎo)機(jī)制表述如下: M個(gè)。只個(gè)。嘰個(gè)。C個(gè)。Y個(gè)( 3)資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng) 貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的信貸觀點(diǎn)認(rèn)為，由于銀行能較好地解決信貸市場(chǎng)的信息非對(duì)稱問(wèn)題，因而銀行在金融市場(chǎng)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(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)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(duì)于那些已擁有住宅的消費(fèi)者來(lái)說(shuō)，房地產(chǎn)價(jià)格的上升也意味著其進(jìn)一步融資的能力上升。于是在這雙重作用之