中国居民家庭收入结构、金融资产配置与消费(共13页).doc

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1、精选优质文档-倾情为你奉上中国居民家庭收入结构、金融资产配置与消费中国居民家庭收入结构、金融资产配置与消费 ( ) 中国居民家庭收入结构、金融资产配置与消费 Mai;(，2015 (Vo1(29。No(3) 支出增加n。资产的变化与消费之间有着较强的相关 性乜 ，而且不可预期的资产变动冲击会使得家庭持久收 入发生变化，进而影响其在生命周期内的消费与储蓄行 为 b。国内学者主要从房地产和股票市场两个方面研究 了资产价格对消费的影响，如田青 (201 1)认为收入与 习惯是决定居民消费的主要因素，资产的增加对消费有 正向的促进作用 。然而，易宪容 (2009)提出了高 房价对扩大内需已经产生了挤出

2、效应 ，资产价格的 过度上涨会使其对消费的作用降低。 b5E2RGbCAPPaiella等 (2009)指出消费对不同类型资产变 动的反应也是不同的，通过将家庭资产进行分类， 国内学者分别研究了不同类型资产变动对家庭消费 的影响 。解垩 (2012)利用中国健康与养老追踪 调查的微观数据，分析了住房资产和金融资产对消 费的影响，结果发现金融资产的消费弹性远低于住 房资产的消费弹性，而且老年家庭、城镇家庭住房p1EanqFDPw的消费弹性分别高于年轻家庭和农村家庭 。与他 们的研究结果大致相同，张五六和赵昕东 (2012) 也认为金融资产对消费支出存在较弱的抑制作用， 而实物资产虽然长期看对消费

3、的促进作用有限，但 是短期内有较强的促进作用随。 DXDiTa9E3dModigliani和Brumberg(1954)的生命周期假说 认为，消费者在其整个生命周期中规划其收人与财 产，财产带来的收人作为影响消费的可变因素 。消 费者通过积累或消耗其财富来平滑生命期内的消费， 当前消费线性地依赖于当前收人生命期内的平均收入 预期和当前的资产持有量。将家庭收入划分为劳动收 人和财产收入，得到如下所示的家庭消费函数: RTCrpUDGiTC=aWR+fYL 其中，WR为财产性收人 ;YL为劳动收入 ; 参数 a、f分别表示财产收入和劳动收入的边际消费 倾向。国内外学者主要从资产价格 (房地产价格与

4、 股票价格)的角度研究其对消费需求的影响，而关 于财产性收入对消费影响的研究并不多。本文将根 据以上理论模型，并在测算财产性收人与非财产性 收入的基础上 ，实证分析我国居民的财产性收入是 否对消费形成了促进作用。5PCzVD7HxA二、中国居民收入结构及其与消费的关系 现阶段，我国居民消费占GDP的比例较低 ，通 过对居民收人结构进行剖析来分析造成这一结果的 原因。同时，对我国财产性收入在居民家庭收人中 的地位进行刻画，进而将家庭资产分为金融资产和 非金融资产，得到家庭资产配置概况，为后文实证 分析和政策建议提供数据支持。 jLBHrnAILg(一)提 高我国居民财产性收入对促进消费的 重要性

5、 根据国民收人核算恒等式，消费主要取决于收 人与储蓄，这一规律同样适用于居民消费。为了说 明财产性收人对促进我国居民消费的作用，本文对 比了中美两国在居民收入、消费以及储蓄占GDP比 重上的差异，其中，两国居民收入与储蓄占GDP比 重的差异一定程度导致了两国居民消费率的较大差 异，结果见表1所列。 xHAQX74J0X表1 中美居民收入、消费、储蓄占GDP比重 (2013年) , 项目 中国 美国 差异 居民初次分配总收入 60(34 65(15 4(81劳动者报酬 48(46 52(75 4 28 财产性收入 4(6O 12(40 7(81 利息 3(87 7(749 3(62 红利 0(3

6、2 4(92 4(59 居民储蓄 24(71 3(63 -21(08 居民消费 36(17 68(49 32(32 注:1(数据来源于Wind资讯、中国资金流量表、美国国 民经济核算的国民收入账户;2(本文仅计算居民初次分配总 收入，若加上税收及转移支付将等于居民消费与储蓄之和。 LDAYtRyKfE由表 1可以看出，中美两国居民消费占GDP的 比重差异为32(32个百分点。首先 ，我国居民储蓄 占GDP比重为24(71,大幅高于美国的3(63,，储蓄 与消费的此消彼长使得我国居民消费率处于较低水 平。其次，我国居民初次分配总收入占GDP比例低 于美国，而对这种差异贡献最大的是两国居民财产 性

7、收入占GDP比重上的差异。因此，要提升中国居 民消费，一方面要降低居民储蓄率 ，另一方面要提 高居民财产性收入。 Zzz6ZB2Ltk(二)财产性收入在我 国居民家庭收入结构中 的地 位国家统计局 中国统计年鉴将财产性收入列 示在城镇居民人均总收入或农村居民家庭人均纯收 人项下，与工资性收人、经营性收入和转移性收人 并列。由于我国仍处于明显的城乡二元经济结构 下，城镇居民与农村居民的收人结构差异明显，因 此统计部f-J x两者进行分类统计。本文整理了城镇 与农村居民家庭人均收入的结构，见表2所列。 表2 我国居民家庭收入结构 项目 1995年 2000芷 2005笠 2010芷 2012芷 2

8、013笠 城镇居民人均总收 4 279 6 296 11 321 21 033 26959 29 547 入(元) 工薪收入(,) 79(23 71(17 68(88 65(17 64(30 64(O7 财产性收入(, 2(11 2(04 1(70 2(47 2(62 2(74 dvzfvkwMI1农村居民人均纯收 1 578 2 253 3 255 5 919 7 917 8 896 入(元) 经营性收入(,: 71(36 63(34 56(67 47(86 44(63 42(64 工资性收入(,: 22(42 31(17 36(08 41(07 43(55 45 25 财产性收入(,) 2

9、(6O 2(OO 2(72 3(42 3(15 3(29 rqyn14ZNXI住户部门财产性收 2 971 3 065 4481 12 957 24 337 入(亿元) 利息(,) 98(89 93(61 83(31 79(08 84(13红利(,) 1(04 4(14 9(83 8(22 7(03 其他(,) O(07 2(26 6(86 12(70 8(84 EmxvxOtOco数据来源:Wind资讯、各年度中国统计年鉴，财产性收入 来源于我国资金流量表的实物部分(2013年度该数据不可得)。 SixE2yXPq5一 7 一 ( ) 中国居民家庭收入结构、金融资产配置与消费 Mar(，20

10、15 (Vo1(29，No(3) ，从城镇家庭人均收入结构来 19952013年 看 ，工薪性收入 占比最大但逐年降低，以年均 0(9 个百分点的比例下降;财产性收入占比稳定且很 低，占比总体上处于上升趋势。从农村家庭看，长 期以来 ，经营性收入 (从事农作物生产获得的收 入 )始终是其纯收入的主要部分 ，但 占比以年均 1(8,的速度下降至 2013年的42(64,;与此 同时， 工资性收入占比大幅上升至2013年的45(25,，年均 提高 1(3,，主要源于农村外出务工人员所获取的劳 动报酬。值得注意的是 ，2013年，农村居民的工资 性收入首次超过经营性收入，成为农村居民的第一 收入来源

11、。同样，财产性收入占比长期处于较低水6ewMyirQFL平，虽然有所提高，但是提高速度非常缓慢，至 2012年也只占到总收入的2(27,。 另外，从对中国住户部门财产性收入结构进行 的分解可以看出，利息收入仍然是财产性收入的主 要部分，2012年占比达到了84(13,，但是，红利和 其他收人的占比有了较明显的提升，财产性收人结 构逐步优化，收人来源不断拓宽。 kavU42VRUs(三)我国居民金融资产结构 居民家庭资产是财产性收入的基础，资产可分 为非金融资产和金融资产。居民金融资产是指居民持 有的金融债权及权益性凭证形式的资产，按照国际货 币经济组织 (IMF)的定义，金融资产包括通货和存

12、款、非股票证券、贷款、股票和其他股权、保险准备 金、货币黄金和特别提款权 、金融衍生产品和其他 应收应付账款。从统计资料看，我国没有完整的居 民资产负债数据 (刘向耘等，2009) ，2013年中 国社科院发布了2004201 1年的国家资产负债表，其 中对居民总资产进行了具体测算，结果见表3所列。 y6v3ALoS89表3 我国居民家庭总资产结构 , 项 目 2004正 2005正 2006正 2007正 2008笠 2009芷 2O1O年 2011年M2ub6vSTnP2013庄 非金融资产(万亿元) 35(2 43(2 48(3 60(6 62 2 79(2 87(2 104 4 142

13、 5 0YujCfmUCw房地产 93(O 93(3 93(1 93(6 92(9 93 4 92 8 92(2 92(O 城市 79(4 79 6 79 8 81 9 8O(7 82(9 82 5 77(3 76 7 农村 13 6 13 7 13-4 1 1 7 12 2 1O 5 1O(3 14 9 1 5 3 汽车 3(9 3(7 4(O 3 9 4 5 4 4 5 1 5 2 5 6 农村生产性固定资产 3(1 3(O 2(9 2 5 2 6 2(2 2 1 2 6 2 5 金融资产(万亿元) 18 O 2O 9 25 2 33(6 34(3 41(1 49 5 57(8 80(6

14、eUts8ZQVRd通货 9 9 9 5 8 9 7(5 8 3 7 8 7 6 7 4 6(7 存款 71(8 72 O 68 3 54(2 66 6 65 4 63 8 62 9 55(3 债券 3 5 3 1 2 8 2 O 1(5 O 6 0 5 O(3 O(3 股票 4(9 3(8 6(8 15(4 5 9 1 1(5 1 1 4 1O 3 1 1 8 基金 1 1 1 2 2-2 8(9 5 0 2(O 1 5 1 4 1 5 保险准备金 7(8 8(8 9(O 8 1 1 1 O 11(3 10 6 1O(2 1O 9 其他 1(0 1 6 2(O 4(O 1 7 1(4 4(5

15、 7 5 13(5 注:1(数据来源于Wind资讯、中国社科院有关资料 ;2(金融资产中的 “其他”项 包括证券公司客户保证金、金融机构理 sQsAEJkW5T财产品、结算资金等;3(2013年 表示按20042011年的年复合增长率预测的2013年数值 (2012年略)GMsIasNXkA在我国，货币化过程与金融市场发展拓宽了 居民金融资产的配置渠道 ，居民金融资产配置由 单一的现金和存款为主向多元化转变 ，而这种转 变过程又与我国金融改革及金融市场表现息息相 关 。20042006年 ，存款占比高达70,左右，通货 和保险次之，债券、股票和基金占比较小。2007 年股票牛市对居民金融资产配

16、置影响巨大 ，存款 降至 50,左右 ，取而代之的是股票和基金的占比 提升，保险和债券的配比相对稳定。但是，随着 股市走熊，股票资产配置比例有所下降。值得注 意的是，“其他”金融资产 占比提升较大，主要是 由于近年来不断推进的利率市场化过程中银行理 财产品的大规模发行 ，截至2013年末 ，银行理财 余额已达 10(24万亿元，其中个人客户占比达到 70,，假设 2013年居 民金融资产以历年复合增长 率增加 ，则当年居民家庭金融资产配置中银行理 财占比达到8(9,，仅次于存款 、股票和保险准备 金。而美 国在利率市场化完成后 ，居民金融资产 TIrRGchYzg一 8 一 配置发生了较大的变

17、化 ，并逐渐稳定下来，根据 美 国经济分析局 (BEA)的数据 ，2012年 ，美国 居民保险资产占金融资产配置的比例已达35,， 成为居民持有最多的金融资产。此外 ，债券和共7EqZcWLZNX同基金 占比均 已达到 10,的水平 ，股票资产 占比 15,左右 ，居 民定期和储蓄存款占比仅为 10,左 右。与成熟市场相比，我国居民金融资产配置有 较大优化空间，随着利率市场化的推进和资本市 场的完善 ，存款 占比将大幅下 降 ，相应 的权益 类、投资类产品的占比将有较大幅度提升。 lzq7IGf02E三、居民财产性收入对消费影响的实证分析 为测算居民财产性收入在扩大内需中的作用， 本文实证分析

18、了居民财产性收入对消费的影响，考 虑到中国 “二元”经济结构特征，分别对城镇与农 村居民家庭两个样本进行分析，量化研究其各 自的 财产性收入对居民消费产生的影响。 zvpgeqJ1hk(一 )变量选取与数据处理 根据数据可得性 ，本文选取 城镇居民家庭 ( ) 中国居民家庭收入结构、金融资产配置与消费 20002013年、农村居民家庭 19992012年的家庭人 均消费支出与收入数据。为了说明财产性收入对居 民消费支出的影响，将收入分解为财产性收入和非NrpoJac3v1财产性收入 ，将城镇 、农村居民家庭人均年总收人 中除财产性收入之外的部分作为非财产性收入。为 了剔除物价的影响，用通货膨胀

19、率对以上数据进行 处理，城市 CPI与农村 CPI数据均为定基数据，基 数年分别为2000年和1999年。表4为未经通胀调整 的消费与收人数据。 表4 中国居民家庭人均消费、收入 (可变价) 元 城镇居民家庭 农村居民家庭 年份 非财产性 财产性 年份 非财产性 财产性 消费支出 消费支出 收入 收入 收入 收入 O0 6167(53 128(38 1999 1 57742 2 955(9O 31(54 200O 4998(1nowfTG4KI2OO1 5309 O1 6 73426 134(62 2000 1 670 13 3 1O1 17 45(04 fjnFLDa5Zo2002 6O29

20、_88 8075_28 1O2(12 2001 1 741(09 3259(95 46(97 tfnNhnE6e52003 6 510(94 8926(24 134(98 2002 1 83431 3397(94 50(68 HbmVN777sL2Oo4 71821O 9967(36 161(15 2O03 1 943(3O 3 516 67 65(75 V7l4jRB8Hs2O05 7 942(88 11 127 86 192(91 2O04 3 962(99 76(6183lcPA59W92006 8696(55 244O1 2005 2 555(40 4542_76 88(45 mZkk

21、lkzaaP2OO7 1456OO8 348(53 20O6 2 829(O2 4924 58 1O0 5O AVktR43bpw2008 11 242(85 16 680(76 387(O2 2OO7 3 223(85 5662(90 128_22 ORjBnOwcEd20O9 12 264(55 18426 25 431 84 2008 6552(61 148(O8 2MiJTy0dTT2010 13471 45 2O 513(O9 520(33 2OO9 3 993(45 167 2O gIiSpiue7A2011 15 16O(89 23 330_20 649(OO 2010 4381

22、 82 7917_26 202(25 uEh0U1Yfmh2012 16 674(32 26252 03 70696 2011 5 221 13 9604(57 228(57 IAg9qLsgBX2013 18 022(6O 28 737_2O 8O9(9O 2012 1O741 62 249(O5 WwghWvVhPE数据来源:Wind资讯、各年度 中国统计年鉴。 (二)数据检验 由于非平稳时间序列建模易导致谬误回归，数 据的平稳性依然是进行时间序列分析、实证检验的 重要前提。为保证回归结果的无偏性、有效性和稳 健性，本文用ADF检验方法对各变量进行序列平稳 性的单位根检验 ，结果见表 5所

23、列。由表 5可知，在5,的显著性水平下，各原始变量均不平稳，而其 一 阶差分序列均拒绝具有单位根的原假设，可以用 来建立时间序列模型。 asfpsfpi4k表5 序列的平稳性检验 原序列 一阶差分 类型 变量 f统计量 p值 平稳性 f统计量 p值 平稳性 C 一1(88 O(61 否 一6 16 O(OO? 城镇 家庭 YL 一1(O6 O(90 否 一5(1O O(O1? W R -2(23 0(44 否 一3 74 O 06 C 一1 96 O 56 否 一4(87 0 0r 农村 YL O 51 1 (O0 否 一3(69 O O7 家庭 W R 一1 23 O(85 否 一4(62

24、O O2 注 :1( 、料、 分别表示在 10,、5,、1,显著性水 平下显著;2(检验过程均设定含截距项和趋势项。 ooeyYZTjj1由于G、wR、YLI均为1阶单整，采用Johansen协整方法检验三者之间是否存在长期的关系，结果 由表6所列。由表6可知，无论是迹统计量还是最大 特征根统计量，都显示居民消费、非财产性收入与 财产性收入三者之间存在两个协整关系，长期看三 者的线性组合存在一个向均衡状态收敛的趋势。 BkeGuInkxI表6 协整检验结果 原假设 特征值 迹统计量 p值 最大特征根 (协整关系数量) 统计量 p值 不存在* O(92 54 91 O(O0 29(76 O(OO

25、 88 0 OO 至多一个* O 86 25 15 O(OO 23(至多两个 0(1O 1(27 0 26 1 27 O(26 注: 表示拒绝原假设。 (三)模型建立与结果分析 根据前文所述理论模型，本文建立如下的实证 模型: Cf=Co+ YL,+btW R,+其中，C。表示人均 自发性消费;WR，和YL， 分别为t期城镇 (或农村)居民的人均财产性收入 和人均非财产收入;, 为扰动项;a、b分别表示非 财产性收入和财产性收人的边际消费倾向。 PgdO0sRlMo由于经过协整检验三个变量之间存在长期的均 衡关系，使用VAR模型估计会出现错误，因而建立 误差修正模型 (VECM)对其关系进行检

26、验，利用 Eviews软件得到如下所示的城镇与农村各两个协整 方程: 3cdXwckm15ecm ，fCf_19(51WRf 1， ecm 2 ， = YLt 115(60WR l; ecm l ， C，_117(93WR l， ecru 2，f=YLt 132(45WR,一1。由协整方程估计结果可知，城镇与农村居民家 庭财产性收入对居民消费的影响系数分别为0(1 1和 0(06，意味着长期而言，财产性收入对居民消费支 出有正向的推动作用，但是弹性系数比较低。居民 消费主要决定于可支配收入与消费倾向，在居民消 费倾向相对固定不变的情况下，可支配收入便成为 居民消费支出的主要决定因素。进而，得到

27、了城镇 与农村家庭含有误差修正项的误差修正模型: h8c52WOngMAC，= 1(84ecm1 l_31ecm2 ( f+1 043(271(75AC 1+ 0(76AYLt,13(32AWRfl AC,=0(79ecm1 ( f一 1(24ecm2 ( f+268(250(94AC 1+ O(77AYL,一115(13AWR l 由误差修正模型估计结果可知，城镇与农村财 产性 收入误差修正项 的长期调整系数为 1(84和 0(79，说明当偏离均衡状态时，模型系统将以 1(84v4bdyGious和0(79的调整力度由非均衡状态调整至均衡状态。 短期而言 ，非财产性收人的边际消费倾向 (MP

28、C) 分别为 0(76和0(77，而财产性收入的MPC为一3(32 J0bm4qMpJ9一 q 一 ( ) 中国居民家庭收入结构、金融资产配置与消费 Mar(，2015 (Vo1(29。No(3) 和一l5(13，后者之所以有悖于理论，主要是由于我 国城镇居民财产性收入占总收入比重不高，短期内 尚未对居民消费形成正向的促进作用。另外，根据 非财产性收人的系数值可知，城镇居民家庭的边际 消费倾向低于农村，主要由于我国城镇居民家庭总 收人远高于农村，基数的差异使得两者MPC不同， 但是差异不大。 XVauA9grYP(四)财产性收入对消费影响较弱的原因分析 上述实证结果说明居民的非财产性收入是消费

29、 需求的主要决定因素，财产性收人对消费的促进作 用并不显著，从居民非金融资产和金融资产两方面 对此种现象可以得到解释。根据表3可知，非金融资bR9C6TJscw产以住房资产为主，股票资产是除存款外的主要金 融资产，下文分别针对住房和股票资产进行解释。 ?住房资产方面。对于仅有一套住房的居民家庭， 若其在房价上涨时存在改善性需求，无论其选择卖 掉原住房再买新房，还是保留原住房的同时购买新 房，都需要付出更多，因此房价上涨并不能促进其 增加现时消费，财富效应较小;对于拥有两套及以 上住房的家庭 ，房价上涨则会形成很大的财富效 应，但一方面这种家庭尚属少数，且一部分房产不 具备上市流通的条件，另一方

30、面高收入群体的边际 消费倾向较低，住房的财富效应并未导致其消费相 应的增加。?股票资产方面。2011年我国居民股票 财富和保险资产占金融资产的比重基本相同，仅各 占金融资产的10,左右，基金投资更是少至 1(4,， 这使得股票市场的财富效应很难传导至居民家庭。 另外，我国股票市场的剧烈波动也在一定程度上对 投资者造成了损失，以至于形成负的财富效应。我 国股票市场发展尚不完善，可投资品种较少，市场 的波动性使得投资者对股市的预期并不乐观，投机 动机的增加使得个人投资者很难通过股票投资获得 稳定的投资回报，加之我国股票市场分红率普遍较 低，这都使得股票市场财富效应没有对居民产生正 面影响，进而对居

31、民消费形成促进作用。 pN9LBDdtrd四、政策建议我国住户部门的金融资产主要是存款，虽然安 全性很高，但是收益也相应地较低，这不利于提高 居民的财产性收入，也使得居民财产性收人占可支 配收入的比例过低。导致这一现象的原因主要是 : 一 方面是由于居民理财意识不强，对金融产品的认 识程度较低;另一方面由于我国风险性金融资产的 DJ8T7nHuGT一 10 一 供给结构单一，主要是股票资产，无法多元化投资 分散风险，进而无法获得稳健的投资收益。要提高 居民金融资产 ，首先要增加居民的财富积累，同样 QF81D7bvUA重要的是要提高持有资产的收益率，这取决于居民对 金融资产的风险偏好以及我国金

32、融市场的发展状况。 要提高居民金融资产的收人，需要适度扩大存 4B7a9QFw9h款利率的浮动范围，保护存款人的利益，同时要规 范资本市场的发展，保护投资者尤其是中小投资者 的合法权益。通过金融体系创新，让更多居民拥有 金融理财工具和相关产品，尤其要对上市公司加强 监管，督促其建立规范的分红制度。最终通过提高 居民持有的风险资产的比重、增强金融资产的流动 性来提高其财富效应。要提高居民实物资产的收 入，须在明晰不动产产权的基础上，建立实物资产ix6iFA8xoX交易流通市场。另外要坚持房地产调控政策，抑制 房价不合理上涨对居民消费形成的挤出效应，真正 使得实物资产的财富效应发挥作用。 参考文献

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