中国家庭资产配置与异质性消费者行为分析_臧旭恒.pdf

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1、中国家庭资产配置与异质性消费者行为分析*臧旭恒张欣内容提要: 中国居民家庭存在 “资产规模增长、 结构多元化” 与“消费需求相对不足”共存的现象。在此背景下， 研究资产结构对消费者行为的影响显得尤为重要。本文根据资产结构识别异质性消费者， 综合了流动性约束和预防性储蓄理论， 通过估计暂时性收入冲击下的边际消费倾向， 以及不确定性引致的财富积累， 探讨了不同资产结构下异质性消费者行为的差异。本文不仅验证了资产变现难易程度对消费路径平滑和流动性约束的作用， 同时发现了住房资产通过影响预防性储蓄行为， 导致了流动性约束程度的差异。本文从资产流动性和住房资产需求角度， 结合家庭“住房资产占总资产比重高

2、与需求刚性较强” 的典型事实， 为中国居民消费需求相对不足的原因提供了一种解释， 有助于把握消费刺激政策的着力点， 进而增强消费对经济发展的基础性作用。关键词: 资产流动性边际消费倾向预防性储蓄异质性消费者*臧旭恒， 山东大学消费与发展研究所、 山东师范大学经济学院， 邮政编码: 250100， 电子信箱: xhzang sdu edu cn; 张欣( 通讯作者) ， 山东大学经济学院博士研究生， 邮政编码: 250100， 电子信箱: zx808618 126 com。本文研究得到了国家社科基金重大项目( 17ZDA038) 和国家自然科学基金面上项目( 71773063) 的资助。作者感谢

3、匿名审稿人的建设性意见， 文责自负。一、引言中国经济发展进入新常态以来， 消费对经济增长的贡献日益凸显， 正逐渐成为经济增长的主要驱动力。近些年来， 政府一直致力于扩大居民消费需求， 强调调整投资和消费的关系， 加快建立扩大消费需求长效机制， 逐步提高消费占 GDP 的比重， 促进经济增长向依靠消费、 投资、 出口协同拉动转变。然而， 居民消费需求潜力仍有待进一步发挥。居民消费水平与人均 GDP 之比由 2000 年的 46. 9%持续下降至 2010 年的 35. 4%， 近年来虽略有回升， 2016 年为 39. 3%， 但仍远低于 60%左右的世界平均水平。2013 年以来， 人均消费支

4、出累计同比实际增速也呈下降趋势， 由 7. 5% 下降至2016 年的 6. 8%， 2017 年这一数值降至 5. 4%。显然， 在中国经济由高速增长转向高质量发展过程中， 居民消费率偏低且增速放缓制约了消费对经济发展的基础性作用。探究消费率偏低、 增速放缓的原因， 有助于实现党的十九大报告明确提出的“完善促进消费的体制机制， 增强消费对经济发展的基础性作用” 的重要目标。进一步地， 党的十九大报告指出 : “中国特色社会主义进入新时代， 我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。我国稳定解决了十几亿人的温饱问题， 总体上实现小康， 不久将全面建成小

5、康社会， 人民美好生活需要日益广泛， 不仅对物质文化生活提出了更高要求， 而且在民主、 法治、 公平、 正义、 安全、 环境等方面的要求日益增长。同时， 我国社会生产力水平总体上显著提高， 社会生产能力在很多方面进入世界前列， 更加突出的问题是发展不平衡不充分， 这已经成为满足人民日益增长的美好生活需要的主要制约因素。 ” 从中我们可以看出， 中国经济发展过程中， 总量增长及其速度已经无法满足高质量发展的要求 ， “不平衡不充分的发展” 的问题日益突出， 有必要对个体禀赋分布与行为差异状况予以重视。同时， 随着中国经济的快速崛起和金融市场的逐步完善， 居民家庭资产规模不断增长。20111220

6、18 年第 3 期年至 2015 年， 家庭资产和净资产年均复合增长率分别达 8. 8% 和 9. 1%。不仅如此， 在资产配置结构上， 投资空间得到了扩展， 不再局限于银行存款， 股票、 债券等金融资产和住房等实物资产的比重逐渐增加。家庭资产规模增长、 结构多元化不仅直接提升了居民财富存量水平， 而且有助于拓宽财产性收入渠道， 提高居民收入水平， 进而对居民消费行为产生显著影响。有鉴于此， 本文尝试从家庭资产配置与异质性消费者行为的角度， 探讨如何完善促进消费的体制机制， 增强消费对经济发展的基础性作用。不难发现， 在家庭资产呈现规模增长与结构多元化的趋势下， 中国居民消费需求依然没有显著提

7、升， 这与传统的生命周期 持久收入假说的解释发生偏离。因而， 研究资产的性质与结构对消费行为的影响显得尤为重要。与之相关的研究打破了传统消费理论中关于代表性消费者的假定， 在异质性消费者的分析框架下展开， 发现资产的性质与结构差异有可能使消费者遵循不同的消费路径。例如， 消费者持有高流动性资产较少时， 更易受到流动性约束， 暂时性收入冲击下的边际消费倾向( marginal propensity to consume out of transitory income shocks) 显著为正( Kaplan Violante，2014; Carroll et al， 2014; Jappell

8、i Pistaferri， 2014) ， 这方面的研究强调了资产流动性， 而非资产水平对消费路径平滑的作用， 为消费决策受到当期收入影响的“消费者” ( spender) ( Campbell Mankiw， 1989) 产生的内在机制提供了一种新的解释， 拓展了异质性消费者的相关研究。Kaplan et al ( 2014) 将因为高流动性资产不足而受到流动性约束的消费者界定为 HtM( hand-to- mouth) 消费者，与传统生命周期 持久收入理论框架下持有充足高流动性资产的消费者( nonhand- to- mouth) 进行区分， 并根据低流动性资产( 住房资产) 净值将 Ht

9、M 消费者细分为贫穷型( poorhand- to- mouth) 和富裕型( wealthy hand- to- mouth) 。一些学者在对日本、 韩国、 中国等国家相关数据的测算中， 证实了 HtM 消费者的存在， 但所占比例存在国别差异( Hara et al， 2016; Park， 2017; 贺洋和臧旭恒， 2016) 。Olafsson Pagel( 2016) 发现， 当预期到未来有可能面临流动性约束时， 具有充足高流动性资产的消费者也可能表现为 HtM 消费者的特征， 将其定义为流动性 HtM( liquid hand- to-mouth) 消费者。而对于低流动性资产而言，

10、 尽管由于变现成本高， 在短期内抑制了消费平滑的能力， 但收益性较高的特点， 使其在长期内有助于消费水平的提升。作为低流动性资产的重要组成部分， 住房资产的财富效应得到了大量研究的证实( Campbell Cocco， 2007) 。但是一些针对中国家庭的研究却发现， 住房资产的财富效应不显著， 且将其归因于消费属性( 李涛和陈斌开， 2014; 余新平和熊德平， 2017) 。进一步的研究围绕住房资产的消费、 投资和抵押等多重属性展开， 并发现在有房与无房( Aladangady， 2017) 、 一套房与多套房( 杨赞等， 2014; 张浩等， 2017) 、 储蓄型与借贷型自有住房( 赵

11、昕东和王勇， 2016) 等不同情况下， 消费者行为存在显著差异。Li Yao( 2007) 的研究证明了无房与有房消费者所面临的不确定性和预防性储蓄行为存在差异。鉴于预防性储蓄主要以高流动性资产为主( Carroll Samwick， 1998; 宋明月和臧旭恒， 2016) ， 我们推断住房资产与高流动性资产积累之间存在一定的联系， 进而对消费者面临的流动性约束程度以及消费行为产生影响。有鉴于此， 本文综合考虑了资产流动性和住房资产需求的影响， 对不同资产结构下异质性消费者行为差异及其原因进行探讨。首先， 从理论上证明了主动积累财富行为对消费平滑能力和流动性约束的影响， 这也反映了资产结构

12、对异质性消费者行为的影响， 以揭示异质性消费者行为差异产生的原22臧旭恒、 张欣: 中国家庭资产配置与异质性消费者行为分析数据来源 : 中国家庭金融资产配置风险报告 2016 ， 中国家庭金融调查与研究中心( CHFS) 。“HtM 消费者” 与 Campbell Mankiw( 1989) 提出的 “消费者” ( spender) 等价， 消费决策遵循经验法则( rule of thumb) ， 受到当期收入的影响。一些研究中也围绕 “HtM 消费者” 资产定价( Weil， 1992) 、 风险共担( Kollmann， 2008) 等问题展开分析。而Kaplan et al ( 2014

13、) 主要从资产流动性角度解释 HtM 消费者产生的机理。如无特殊说明， 本文中 “HtM 消费者” 指因高流动性资产不足而受到流动性约束的消费者。因。其次， 分别以金融资产和住房资产衡量高流动性和低流动性资产， 根据既定的资产结构识别异质性消费者。再次， 为了检验不同资产结构下异质性消费者行为的差异， 我们利用中国家庭追踪调查( CFPS) 数据， 借鉴 Blundell et al ( 2008) 的方法， 通过估计暂时性收入冲击下的边际消费倾向， 验证了高流动性资产对流动性约束程度的作用。为了解释流动性约束程度差异产生的原因， 我们以住房资产对不确定性以及财富积累的影响为传导机制， 借助

14、Carroll Samwick( 1998) 的方法， 考察异质性消费者当前财富中预防性储蓄的比例差异， 反映其主动积累财富的程度， 并使用分位数回归的方法， 借助财富收入比这一变量， 分析了流动性约束与预防性储蓄之间的相互作用对异质性消费者行为的影响。本文的贡献在于， 综合流动性约束和预防性储蓄理论， 探究了不同资产结构下异质性消费者行为的变异。本文不仅验证了高流动性资产对当期消费与流动性约束的作用， 还结合其对未来消费路径的平滑作用， 以不确定性与财富积累为传导机制， 分析了住房资产对高流动性财富积累的影响， 并为异质性消费者面临的流动性约束程度差异的原因提供了一种解释。本文的现实意义在于

15、，结合中国家庭 “住房资产占总资产比重高与需求刚性较强” 的典型特征， 从资产流动性和住房资产消费属性角度， 揭示了中国家庭 “财富水平高” 与“消费需求相对不足” 共存现象背后的原因， 有助于把握消费刺激政策的着力点， 进而增强消费对经济发展的基础性作用。二、资产配置与异质性消费者行为( 一) 资产配置与消费决策: 一个理论模型本部分我们构建两期跨期最优的消费决策模型， 考虑消费者在平滑消费路径时， 对当期消费与未来消费之间的权衡并将高流动性资产区分为用于当期消费的部分和用于平滑未来消费路径的部分， 以探讨主动积累财富的行为对流动性约束以及消费行为的影响。假设消费者只生存两期， 无法进行借贷

16、， 不存在效用的主观贴现率，最优消费路径下消费者希望期末的消费水平稳定。期初( t = 0) 将初始高流动性资产 分为两部分， 一部分 m1用于第 1期( t =1) 消费， 另一部分 a 为主动积累的财富， 用于维持第 2 期( t =1) 消费水平。第 1 期( t =1) ，获得收入 y1， 进行消费 c1， 期末持有高流动性资产数量为 m2( m20) 。第2 期( t =2) ， 将收入 y2和资产 m2、 a 全部用于消费 c2。生命周期内总效用为 U = u( c1)+ u( c2)+ v( a) 。其中， u( ct) 为 t 期消费的效用水平， v( a) 为主动积累财富维持

17、 t =2 期消费水平所引致的效用。在 t =0 时， 消费者面临资产( m1， a) 配置问题为:v0= maxm1， au( c1)+ u( c2)+ v( a)( 1)s t a + m1= ; c1+ m2= y1+ m1; c2= y2+ m2+ a; m1 0， a 0( 2)为了简化分析， 我们将 v( a) 以资产收益率 的形式反映在跨期约束中，换言之， 令主动积累财富行为引致的效用与 t =2 期消费变化至 c2引起的效用变化相等， 即 v( a)= u( c2) u( c2) 。基于上述假设， 在 t =0 时， 消费者面临资产( m1， a) 配置问题转化为:v0= ma

18、xm1， au( c1)+ u( c2)( 3)s t a + m1= ; c1+ m2= y1+ m1; c2= y2+ m2+ a; m1 0， a 0( 4)322018 年第 3 期本文将 “主动积累财富行为” 界定为， 为了平滑未来消费路径而积累高流动性资产的行为。借贷限额仅放松了预算约束， 看作是对高流动性资产的一种补充， 降低了消费者面临流动性约束的资产临界值。贴现率主要影响两期消费相对价格和水平。二者均不改变消费者在 m2达到最低值时面临流动性约束的状况， 不会对我们的结论产生影响。因而， 为了简化分析， 我们假设消费者不能进行借贷， 且不考虑其主观贴现率。这样分析还将资产流动

19、性与收益性权衡的情形包括在内， 即将 a 看作是低流动性资产， 短期内不能变现， 而长期内有助于财富水平的提高。由跨期预算约束和效用函数可得:u( c1)1 +m2a u( c2) +m2a( 5)其中，m2a反映了主动积累财富对 t =1 期高流动性资产 m2的影响。用于 t =1 期消费的高流动性资产 m1在这一期被决定， 满足 m1= a。那么， 当 t =1 时:v1= maxc1， m2u( c1)+ u( c2)( 6)s tc1+ m2= y1+ a; c2= y2+ m2+ a; m1 0( 7)由跨期预算约束和效用函数可得:u( c1) u( c2)( 8)( 8) 式可以看

20、作是在 t =1 期决策的短期欧拉方程， 即由于短期内主动积累的财富不能变现， 消费者只能通过高流动性资产平滑消费 m1， 最大化效用水平。而从长期来看， 主动积累的财富可以变现， 由( 5) 式和( 8) 式可得长期欧拉方程:u( c1) u( c2)( 9)至此， 我们可以得到如下结论:首先， 高流动性资产 m2的水平反映了消费者是否实现跨期最优。当 m2 0 时， u( c1)= u( c2) ， 消费者可以实现跨期最优; 而当 m2=0 时， u( c1) u( c2) ， 当期收入 y1和高流动性资产 m1无法满足跨期最优消费水平， 消费者有动机通过提高 t =1 期消费， 进而提高

21、总效用水平。其次， 消费者面临着短期消费与长期消费路径平滑的权衡， 主动积累财富的动机提高了短期内受到流 动 性 约 束 的 程 度。由 短 期 欧 拉 方 程 ( 8)式 可 得， 高 流 动 性 资 产 水 平 m2= max0，y1+ y2 ( 1 + ) a2， 当 y1+ y2 ( 1 + ) a0 时， m2=0， 则面临流动性约束， 而消费者实际持有的高流动性资产水平为 ， 主动积累财富动机的存在( a0) 导致消费者面临流动性约束的程度提高。换言之， 用于平滑未来消费路径而进行主动积累财富的行为对短期内高流动性资产水平产生挤出作用。由长期欧拉方程( 9) 式， 在效用函数满足

22、u( ct)= ln( ct) 的情形下， 主动积累的财富水平 a = max 0，( y1+ ) y22， 即当 y2y1+ 时， 相比于当期消费， 消费者更偏好于未来消费路径的平滑， 将会选择主动积累财富 a 0。再次， 对于受到流动性约束的消费者而言， 暂时性收入冲击下的边际消费倾向为正。当高流动性资产不足时， 消费者面临流动性约束， 无法实现跨期最优决策。如果获得暂时性收入， t =1 期消费 c1的边际效用高于 t =2 期消费 c2， 消费者会将其用于增加 t =1 期消费， 释放消费需求， 提高效用水平， 对应的边际消费倾向为正; 如果面临负向暂时性收入冲击， 消费需求受到抑制的

23、程度加剧，消费水平下降， 边际消费倾向依然为正。最后， 跨期选择模型也反映出资产流动性与收益性的权衡。即将 a 看作是高收益低流动性资产， 在短期内由于无法变现， 提高了消费者所面临的流动性约束程度， 而长期内财富水平较高。( 二) 异质性消费者的界定依据与划分方法由跨期选择模型可以得出， 消费者对高流动性资产进行配置时， 会在当期消费与未来消费路径平滑之间进行权衡， 这将对消费者持有的用于短期内消费的高流动性资产具有重要的影响， 能够反42臧旭恒、 张欣: 中国家庭资产配置与异质性消费者行为分析当 m2=0 时， 主动积累的资产不会引起 m2的变化， 即m2a=0; 当 m20 时， u(

24、c1)= u( c2) 。映其受到流动性约束的水平。换言之， 主动积累财富的行为在短期内抑制了消费需求， 提高了面临流动性约束的可能性， 且主动积累财富动机越强， 消费在短期内受到抑制的程度越大， 暂时性收入冲击对消费者效用的影响越明显， 表现出更高的边际消费倾向。鉴于不同资产结构下消费者行为的差异， 我们首先通过图 1 综合分析资产的性质差异对消费者行为决策的影响， 以此为异质性消费者的界定提供依据。这里我们以预防性储蓄为例， 来反映主动积累财富的行为。具体而言， 高流动性资产变现成本低， 对消费路径具有平滑的作用， 主要表现在两个方面: 一是在跨期决策时， 用于调整当期消费， 以实现跨期最

25、优， 缓解流动性约束; 二是作为预防性储蓄， 在未来不确定性发生时， 平滑消费路径。低流动性资产主要由住房资产构成， 同时具有消费和投资属性。消费属性下， 住房资产作为生活必需品和生活基本保障条件， 而房地产市场的不确定性会在预防性储蓄的作用下对高流动性资产的积累产生影响， 进而导致有房和无房消费者面临的流动性约束程度存在差异; 而投资属性下， 住房资产被视为高收益低流动性资产， 在长期内有助于增加财富水平， 但是对高流动性资产产生挤出作用， 增加了消费者面临流动性约束的可能性。图 1资产的性质差异对消费者行为决策的影响考虑到资产的性质与结构差异对消费的影响， 我们根据资产结构区分了异质性消费

26、者， 如图 1 上侧虚线框所示。首先， 根据高流动性资产情况， 区分非 HtM 消费者和 HtM 消费者。前者为传统生命周期持久收入理论框架下， 持有充足高流动性资产的消费者， 能够实现跨期最优决策， 不受暂时性收入冲击的影响。而 HtM 消费者由于高流动性资产不足， 面临流动性约束， 有动机将暂时性收入冲击获得的收入用于消费， 以缓解流动性约束， 释放消费需求， 表现为对应的边际消费倾向为正。其次， 根据住房资产情况， 区分有房消费者和无房消费者。考虑到住房资产消费属性明显和租房市场不确定性的影响， 有房和无房消费者在面临的不确定性和预防性储蓄动机方面可能存在着差异。作为一种主动积累财富的行

27、为， 这种预防性储蓄动机的差异导致了消费者面临的流动性约束程度不同。在具体划分方法方面， 借鉴 Kaplan et al ( 2014) 的做法， 根据高流动性资产与收入的比例关系， 对 HtM 消费者进行界定。具体而言， 在不考虑借贷的情况下， 假设每期期初资产持有量为 0， 收到的收入 yt全部作为高流动性资产， 并在考察期内将收入以均匀速度全部用于消费， 那么整个考察期内高流动性资产的平均值应为 yt/2。如果高流动性资产水平满足 mtyt/2 时， 则消费者会在考察期内面临流动性约束， 即为 HtM 消费者; 如果高流动性资产充足， 满足 mt yt/2， 则消费者可以实现消费平滑，

28、即为非 HtM 消费者。因此， HtM 消费者的判断临界值 mt= yt/2。而低流动性资产 ht区分了有房( ht0) 和无房消费者( ht0) ， 分别定义为富裕型和贫穷型消费者。在具体数据选择方面， 本文假设样本家庭以年度为决策周期，选择年收入的 1/2 作为 HtM 消费者的识别标准， 同时选择 1/3、 1/4 以及 3/4 等不同识别标准， 进行稳健性检验。资产方面， 以扣除负债后的资产净值反映资产真实水平， 即以扣除非住房贷款后的金融资产净值衡量高流动性资产 mt， 以扣除住房贷款后的住房资产净值衡量低流动性资产 ht。522018 年第 3 期Kaplan et al ( 20

29、14) 在区分 HtM 消费者时， 分别以两个星期和一个月作为决策周期。而本文使用的 CFPS 数据以年度为调查周期， 考虑到收入季节性波动的影响， 以年收入的 1/12 衡量月收入进行分析， 可能会产生一定的偏差， 而且我们也无法获得收入支付时点对应的资产水平， 因此以年度为决策周期。三、异质性消费者行为差异的检验方法为了检验资产的性质与结构对异质性消费者行为的影响， 我们借助暂时性收入冲击下的边际消费倾向， 来估计异质性消费者面临的流动性约束程度， 以验证高流动性资产对消费平滑的作用。同时， 为了考察主动积累的行为对流动性约束的影响， 我们以预防性储蓄为例， 估计了不确定性对财富积累的影响

30、， 以此为异质性消费者流动性约束程度存在差异的原因提供一种解释。( 一) 暂时性收入冲击下边际消费倾向估计方法借鉴 Blundell et al ( 2008) 的方法， 假设消费者 i 在时期 t 的收入主要由持久性部分 P 和服从均值回复( mean- reverting) 的暂时性部分 v 组成， 即收入过程( income process) 表示为:lnYi， t= Zi， tt+ Pi， t+ vi， t( 10)其中， Zi， t表示在时期 t 可以观测到的影响消费者收入的个体特征， 如年龄、 性别、 婚姻状况、 受教育程度等， t为个体特征对收入的影响系数。那么， 不可观测收入表

31、示为 yi， t= lnYi， t Zi， tt， 即实际收入的对数值扣除受到个人可观测特征影响的部分。持久性部分 Pi， t服从鞅过程( martingale process) ， 满足 Pi， t= Pi， t 1+ i， t， 其中 i， t为序列不相关;暂时性部分 vi， t服从 MA( q) 过程， 满足 vi， t= qj =0ji， t j， 0=1。根据以上假设， 不可观测收入变化 yi， t由持久性收入冲击 i， t和暂时性收入冲击 vi， t组成， 即:yi， t= i， t+ vi， t( 11)与 yi， t类似， 定义不可观测的消费为 ci， t= lnCi， t Z

32、i， tt， 即实际消费的对数值扣除受到个人可观测特征影响的部分。那么， 持久性收入冲击 i， t和暂时性收入冲击 i， t对不可观测的消费增长ci， t的影响为 ci， t= i， ti， t+ i， ti， t+ i， t。其中， i， t和 i， t分别为持久性收入冲击和暂时性收入冲击对消费变化的影响程度， 反映了消费者对收入冲击的保险程度( Blundell et al， 2008) ， 例如 i， t越大， 说明消费者对暂时性收入冲击的反应越敏感， 保险程度越低。i， t为随机扰动项， 反映了消费增长不受到收入影响的部分， 如个人偏好改变等。为了简化分析， 我们再次假设 i， t、

33、i， t、 i， t互不相关， 由收入变化之间、 消费变化之间以及消费变化与收入变化之间协方差的关系可以得到， 暂时性收入冲击下的边际消费倾向可表示为:MPCt= t=cov( ct， yt+1)cov( yt， yt+1)( 12)当消费者对未来收入冲击没有预见性， 即 cov( ct， vt +1)= cov( ct， t +1)=0 时， ( 12) 式为暂时性收入冲击下的边际消费倾向 MPCt=cov( ct， vt)var( vt)的一致估计量， 即暂时性收入的边际消费倾向可以表示为以 t +1 期收入变化量 yt +1为工具变量， t 期消费变化 ct对同期收入变化 yt的回归系数

34、。由( 11) 式 t 期不可观测收入变化， t +1 期不可观测收入变化 yt +1表示为:yt+1= t+1+ vt+1= t+1+ vt+1 vt( 13)可以看出， yt +1与 t 期的暂时性收入冲击相关， 而与 t 期的持久性收入冲击无关。由此， 我们62臧旭恒、 张欣: 中国家庭资产配置与异质性消费者行为分析现有研究中， 暂时性收入冲击对应的边际消费倾向主要有三种测度方法( Jappelli Pistaferri， 2010) 。其一， 建立准实验环境， 例如考察美国临时退税政策( Kaplan Violante， 2014) 。其二， 在假设收入过程的基础上， 根据不可预测收入

35、变化与消费变化之间的协方差关系计算( Blundell et al， 2008) 。其三， 获取消费者的主观预期( Kaufman Pistaferri， 2009) ， 或通过调查问卷的方式， 直接记录被调查者面临收入冲击时的消费情况( Jappelli Pistaferri， 2014) 。对于方法一， 我们无法获得恰当的暂时性收入及其有多大的比例用于消费的相关代理变量。同时， 考虑到与被调查者存在着信息不对称的问题， 我们无法判断被调查者在决策前是否预测到冲击的相关信息， 如果预测到并且被我们指定为未预期到的暂时性收入冲击的代理变量， 那么将影响分析结果的准确性。方法三所需要的数据在我国

36、可得性较弱。由此， 本文采用方法二估计边际消费倾向。选用工具变量法， 以回归所得系数来估计暂时性收入冲击下的边际消费倾向。( 二) 不确定性对财富积累的影响的估计方法作为一种主动积累财富的行为， 预防性储蓄来源于谨慎的消费者为了避免不确定性引致收入波动而进行的额外储蓄。如前文所述， 这部分财富主要由高流动性资产构成， 且用于平滑未来消费路径， 抑制了当期的消费。为了检验有房和无房消费者面临的不确定性和预防性储蓄方面的差异，我们选择 Carroll Samwick( 1998) 缓冲存货模型， 估计不确定性对财富积累的影响， 并以此反映消费者财富中预防性储蓄份额相对大小。缓冲存货理论框架下， 消

37、费者同时具有谨慎和缺乏耐心的特征， 为了实现最优财富收入比， 将根据财富的实际水平与目标水平的关系， 调整消费与储蓄决策。由此， Carroll Samwick( 1998) 建立不确定性与财富收入比之间的关系:ln( W/P)= a0+ a1( 14)其中， W 为财富水平， P 为持久收入， 为不确定性。将上式进行更一般化的处理， 并加入人口统计学变量 Z， 可得:lnW = a0+ a1 + a2lnP + a3Z + v( 15)为进一步考察有房与无房消费者的行为决策差异， 我们引入虚拟变量与不确定性的交叉项， 将上式变为:lnW = a0+ a1 + a2b* + a3lnP + a

38、4Z + v( 16)其中， b 为是否拥有住房虚拟变量。为了反映资产真实水平， 且与 HtM 消费者划分标准相对应， 我们根据住房资产净值区分有房和无房消费者， 即当住房资产净值为正时， b = 1， 为有房消费者; 否则， b = 0， 为无房消费者。a1反映了不确定性对无房消费者财富积累的影响程度。a2反映了不确定性对有房和无房消费者财富积累影响的差异。当 a2显著为正值时， 不确定性对有房消费者财富积累的影响程度高于无房消费者。当 a2显著为负值时， 不确定性对无房消费者财富积累的影响程度高于有房消费者， a1+ a2反映了不确定性对有房消费者财富积累的影响。考虑到 HtM 消费者的划

39、分标准也可以看作是财富收入比的一种形式， 我们也以财富收入比的对数作为被解释变量， 构建回归方程( 17) 式， 便于与 HtM 消费者行为分析建立联系:ln( W/P)= a0+ a1 + a2b* + a3Z + v( 17)具体指标选取方面， 首先， 预防性储蓄需要由变现成本低的高流动性资产组成， 由此我们分别选用金融资产和储蓄来衡量财富水平 W。其次， 我们选择相对等价谨慎性溢价( relative equivalentprecautionary premium， EPP) 作为不确定性 的代理变量， 并假定效用函数满足 CA 形式， 冲击X 引起的不确定性导致了实际消费 c 与平均消

40、费 c 产生偏离， 即 c = cX， 那么相对等价谨慎性溢价可以表示为 EPPc= 1 E( X) 1。其中， 为等价谨慎性溢价( equivalent precautionarypremium， EPP) ( Kimball， 1990) ， 满足 u( c )= E u( c) ， 反映了预防性储蓄为 0 时不确定性引致的财富积累动机强度。由于我们主要对有房和无房消费者进行考察， 因此选择住房消费 ch来计算冲击 X， 则 E( X) = Echc()h=132014t =2010chtc()ht ， 并以 cht=132014t =2010cht衡量平均消费， 参考 Carroll S

41、amwick( 1998) 、 宋明月和臧旭恒( 2016) 等研究， 令相对风险厌恶系数 =3。再次， 对 2010 年、2012 年和 2014 年家庭纯收入进行物价平减( 以 2010 年为基期) 后， 以三年的平均值来衡量持久收入 P。最后， 家庭人口统计学变量 Z 包括户主年龄及其平方项、 性别、 婚姻状况、 工作情况等变量，用于控制家庭特征对财富积累的影响。722018 年第 3 期( 三) 数据来源与筛选说明本文选取中国家庭追踪调查( China Family Panel Studies， CFPS) 2010 年、 2012 年和 2014 年三个年度均参与调查， 且满足三个年

42、度内户主年龄在 1965 岁之间的家庭数据作为样本。首先， 为了排除考察期内家庭人员构成发生重大变化的样本， 我们剔除了家户号( fid) 发生改变以及户主年龄变化异常的样本， 获得覆盖 3 年 7626 户家庭 22878 条初始样本数据。其次， 考虑数据完整性和连续性， 我们分别剔除了存在缺失值或无效值的样本。再次， 为避免异常值影响， 我们进一步将最高和最低5%消费和收入水平以及最高5%平均消费倾向( 消费支出与收入的比值) 的样本删除。最后，获得3 个调查年度1993 户家庭5979 条的平衡面板数据。此外， 地区生产总值指数、 居民消费水平指数以及居民消费价格指数来源于国家统计局年度

43、数据， 分别用于反映地区发展水平和物价水平。( 四) 关键变量的选取家庭消费支出( pce) : 以家庭消费性支出衡量， 由食品、 衣着、 居住、 家庭设备及日用品、 医疗保健、 交通通讯、 文教娱乐和其他等支出构成。家庭收入( income) : 以家庭纯收入衡量， 主要包括工资性收入、 经营性收入、 财产性收入、 转移性收入和其他收入。本文选择经调整后的上期可比家庭纯收入变量。家庭资产:高流动性资产( mt) 以金融资产净值衡量， 即金融资产与非住房负债之差。低流动性资产( ht) 主要以住房资产净值衡量， 即家庭总住房资产与住房负债之差。家庭人口统计学变量: 主要包括家庭规模( fami

44、lysize) 、 子女数量( nchd) 、 城乡分类( urban) 以及成员情况。考察成员具体情况时， 本文以户主为家庭代理人， 选择了对家庭收入与消费决策行为的潜在影响， 包括性别( gender) 、 受教育水平( edu) 、 年龄( age) 、 婚姻状况( marriage) 、 是否工作( work) 与工作类型( jobtype) 等变量。经济发展水平: 包括家庭所在省份的生产总值指数( index_gdp) 、 居民消费水平指数( index_pce) 和居民消费价格指数( index_p) ， 用于控制外部经济环境对于家庭收入与消费的影响。四、高流动性资产对异质性消费者

45、边际消费倾向的影响分析在确定异质性消费者划分方法与行为检验方法的基础上， 我们以消费对数值和收入对数值分别对家庭人口统计学变量进行回归，所得的残差值进行一阶差分， 分别得到残差消费变化 lnct和残差收入变化 lnyt， 用于估计暂时性收入冲击下的边际消费倾向。由此， 我们分别对比了 HtM与非 HtM、 富裕型与贫穷型 HtM、 富裕型与贫穷型非 HtM 消费者行为差异。( 一) HtM 与非 HtM 消费者行为分析首先， 我们分别估计了不同识别标准下的 HtM 和非 HtM 消费者暂时性收入冲击下的边际消费倾向， 结果如表 1 所示。由估计结果可以看出， 暂时性收入冲击对非 HtM 消费者

46、消费具有正向影响， 但不显著。而对于 HtM 消费者， 暂时性收入冲击对消费具有显著的正向影响， 边际消费倾向约为 0. 08。而且82臧旭恒、 张欣: 中国家庭资产配置与异质性消费者行为分析受篇幅限制， 此处省略了数据筛选具体过程以及主要变量的统计特征， 如有需要请联系作者。前后两个年度户主年龄变化超过 2 的样本。CFPS 项目组直接提供家庭资产负债方面的数据， 但是每个调查年度的统计项目略有不同。2010 年数据中未提供金融资产， 我们根据其他年度的处理方法， 以储蓄存款( savings) 、 股票( stock) 、 基金( funds) 和别人欠自己家的钱( debit_other

47、) 之和来衡量。受篇幅限制， 此处省略了获取残差收入和残差消费的回归结果， 如有需要请联系作者。回归中， 人口统计学变量主要包括家庭规模( familysize) 、 子女数量( nchd) 、 城乡分类( urban) 、 户主性别( gender) 、 受教育水平虚拟变量( edu2 edu7) 、 年龄( age)及其平方项( age2) 、 婚姻状况( marriage) 、 是否工作( work) 与工作类型( jobtype) 、 家庭所在省份的地区生产总值指数( index_gdp) 、居民消费水平指数( index_pce) 以及居民消费价格指数( index_p) 等变量。在

48、不同识别标准下， 估计结果具有一定稳健性。显示出由于高流动性资产不足， HtM 消费者消费受到抑制， 进而面临流动性约束， 无法实现跨期最优， 支持了高流动性资产具有消费平滑作用的判断。表 1HtM 和非 HtM 消费者暂时性收入冲击下的边际消费倾向估计结果被解释变量( 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 (

49、 2. 09)0. 070( 1. 30)0. 083 ( 2. 24)常数项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)样本量6801313828116591810755431450注: 括号内报告的为稳健的 z 统计值，*、 、 分别表示在 10%、 5%、 1% 水平上显著。其中， NHtM 和 HtM 分别对应非 HtM消费者和 HtM 消费者， 1、 2、 3、 4 分别对应 y/2、 y/

50、3、 y/4、 3y/4 的识别方法。( 二) 富裕型与贫穷型 HtM 消费者行为分析在根据低流动性资产净值区分富裕型和贫穷型 HtM 消费者的基础上， 我们对二者暂时性收入冲击下的边际消费倾向进行估计， 回归结果如表 2 所示。表 2富裕型和贫穷型 HtM 消费者暂时性收入冲击下的边际消费倾向估计结果被解释变量( 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*(