2018经济研究家庭资产配置与异质性消费者行为分析

1、2018 年第 3 期行为分析*中庭资产配置与异质性消内容提要: 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，综合了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积累，探讨了不同资产结构下异质性消行为的差异。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，导致了性约束程度的差异。本文从资产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与需求刚性较强”的典型事实，为中国居民消费需求相对

2、不足的提供了一种解释，有助于把握消费刺激政策的着力点，进而增强消费对发展的基础性作用。: 资产性 边际消费倾向 预防性储蓄 异质性消一、引言中国发展进入新常态以来，消费对增长的贡献日益凸显，正逐渐成为增长的主要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，加快建立扩驱动力。近些年来大消费需求长效机制，逐步提高消费占 GDP 的比重，促进增长向依靠消费、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 6

3、0% 左右的世界平均水平。2013 年以来，人均消费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发展的基础性作用。探究消费率偏低、增速放缓的，有助于实现党的的基础性作用”的重要目标。报告明确提出的“完善促进消费的体制机制，增强消费对发展进一步地，党的报告指出:“进入，我国主要已经转化为日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的。我国稳定解决了十几亿人的温饱问题，总体上实现小康生活提出了更高要求，而且在美好生活需要日益广泛，不仅对物质

4、将全面建成小康、公平、正义、安全、环境等方面的要求日益增长。同生产能力在很多方面进入世界前列，更加突出的问日益增长的美好生活需要的主要制约因素。”从中我时，我国生产力水平总体上显著提高题是发展不平衡不充分，这已经成为满足们可以看出，中国发展过程中，总量增长及其速度已经高质量发展的要求，“不平衡不充分的发展”的问题日益突出，有必要对禀布与行为差异状况予以重视。同时，随着中国的快速崛起和的逐步完善，居民家庭资产规模不断增长。2011，山东大学消费与发展、山东师范大学学院:250100，电子信箱:xhzang sdu edu cn;*( 通讯作者) ，山东大学大项目(17ZDA038) 和:2501

5、00，电子信箱:zx808618 126 com。本文研究得到了学院博士社科基金重自然科学基金面上项目(71773063) 的资助。作者感谢审稿人的建设性意见，文责自负。21: 中庭资产配置与异质性消行为分析年至 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存量水平，而且有助于拓宽性收入，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行为的角度，探讨

6、如何完善促进消费的体制机制，增强消费对 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的假定，在发异质性消径。例如，消的分析框架下展开，发现资产的性质与结构差异有可能使消遵循不同的消费路动性资产较少时，更易受到性约束，暂时性收入冲击下的边际消费持有倾向( marginal propensityshocks) 显著为正( Kaplan Violante，to consume out of t

7、ransitory income2014;Carroll，2014;Jappelli Pistaferri，2014) ，这方面的研究强调了资产性，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”( spender) ( Campbell 的相关研究。 (2014) 将因为动性资产不足而受到性约束的消界定为 HtM( hand-Kaplanto-mouth) 消，与传统生命周期 持久收入理论框架下持有充足动性资产的消( nonhand-to-mouth) 进行区分，并根据低性资产( 住房资产) 净值将

8、 HtM 消细分为贫穷型( poorhand-to-mouth) 和富裕型( wealthy hand-to-mouth) 。一些学者在对、韩国、中国等相关数据的测算中，证实了 HtM 消的存在，但所占比例存在国别差异( Hara，2016;Park，2017;性约束时，具有充足，2016) 。动性资产的消sson Pagel(2016) 发现，当预期到未来有可能和也可能表现为 HtM 消的特征，将其定义为性 HtM( liquidhand-to-mouth) 消。而对于低性资产而言，尽管由于变现成本高，在短期内抑制了消费平滑的能力，但性较高的特点，使其在长期内有助于消费水平的提升。作为低性资

9、产的重要组成部分，住房资产的效应得到了大量研究的证实( CampbellCocco，2007) 。但是一些中庭的研究却发现，住房资产的效应不显著，且将其归因于消费属性(开，2014;余新平和平，2017) 。进一步的研究住房资产的消费、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(等，2014;等，2017) 、储蓄型与借贷型自有住房(，2016) 等不同情况下，消行为存在显著差异。Li Yao(2007) 的研究证明了无和房与有房消所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动性资产为主( Carroll Samwick，1

10、998;累之间存在一定的，进而对消有鉴于此，本文综合考虑了资产和的，2016) ，我们推断住房资产与动性资产积性约束程度以及消费行为产生影响。性和住房资产需求的影响，对不同资产结构下异质性消行为差异及其进行探讨。首先，从理论上证明了主动积累行为对消费平滑能力和性约束的影响，这也反映了资产结构对异质性消行为的影响，以揭示异质性消行为差异产生的原 数据来源:中庭金融资产配置风险报告 2016，中庭金融与研究中心( CHFS)。”( spender) 等价，消费决策遵循经验法则( rule of thumb) ，受 “HtM 消”与 Campbell Mankiw(1989) 提出的“消”资产定价(

11、 Weil，1992 ) 、风险共担( Kollmann，2008 ) 等问题展开分析。而到当期收入的影响。一些研究中也Kaplan (2014) 主要从资产“HtM 消性角度解释HtM 消产生的机理。如无特殊说明，本文中“HtM 消”指因动性资产不足而受到22性约束的消。2018 年第 3 期因。其次，分别以金融资产和住房资产衡量动性和低性资产，根据既定的资产结构识别异质性消。再次，为了检验不同资产结构下异质性消行为的差异，我们利用中庭追踪(CFPS)数据，借鉴 Blundell (2008)的方法，通过估计暂时性收入冲击下的边际消费倾向，验证了性约束程度差异产生的，我们以住房资产动性资产对

12、对不确定性以及性约束程度的作用。为了解释积累的影响为传导机制，借助 Carroll Samwick(1998)的方法异质性消当前中预防性储蓄的比例差异，反映其主动积累的程度，并使用分位数回归的方法，借助收入比这一变量，分析了性约束与预防性储蓄之间的相互作用对异质性消行为的影响。本文的贡献在于，综合为的变异。本文不仅验证了路径的平滑作用，以不确定性与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行动性资产对当期消费与性约束的作用，还结合其对未来消费积累为传导机制，分析了住房资产对动性积累的影响，并为异质性消性约束程度差异的提供了一种解释。本文的现实意义在于，的结合中庭“住房资产占总资产比重

13、高与需求刚性较强”的典型特征，从资产性和住房资产消费属性角度，揭示了中庭“水平高”与“消费需求相对不足”共存现象背后的，有助于把握消费刺激政策的着力点，进而增强消费对发展的基础性作用。二、资产配置与异质性消( 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，考虑消行为在平滑消费路径时，对当期消费与未来消费之间的权衡并将动性资产区分为用于当期消费的部分和用于平消费路径的部分，以探讨主动积累的行为对性约束以及消费行为的影响。假设消只生存两期，无法进行借贷，不存在效用的贴现率，最优消费路径下消希望期末的消费水平稳定。期初( t = 0) 将初始动性资产 分为两部分，一

14、部分 m1 用于第 1期( t = 1) 消费，另一部分 a 为主动积累的，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 ，期末持有动性资产数量为 m2 ( m2 0)。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) 为主动积累维持 t = 2 期消费水平所引致的效用。在 t = 0 时，消资产( m1 ，a) 配置问题为: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为了简化分析v( a) 以资产率 的形式反映在跨期约束中，换言之，令主动积累行为引致的效用与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，消资产( m1 ，a) 配置问题转化为:= 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 = 本文将“主动积累行为”界定为，为了平消费路径而积累动性资产的行为。 借贷限额仅放松了预算约束，看作是对动性资产的一种补充，降低了消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。二者均不改变消在 m2 达到最低值时性约束的状况对我们的结论产生影响。因而，为了简化分析，我们假设消不能进行借贷，且不考虑其贴现率。性权衡的情形包括在内，即将 a 看作是低性资产，短期内不能变现，而长期内有助 这样分析还将资产水平的提高。性与于23: 中庭资产配置与异质性消行为分析由跨期预算约束和效用函数可得:m2+m2+u'( c ) u'( c&

17、#39; )(5)112aam2其中反映了主动积累， a对 t = 1 期动性资产 m 的影响。用于 t = 1 期消费的动性2资产 m1 在这一期被决定，满足 m1 = a。那么，当 t = 1 时:v1 = max u( c1 ) + u( c'2 )(6)(7)c1，m2s t a;c'2 = y2 + m2+ a;m1 0c1 + m2 = y1+ 由跨期预算约束和效用函数可得:u'( c1 ) u'( c'2 )(8)不能变现，消(8) 式可以看作是在 t = 1 期决策的短期方程，即由于短期内主动积累的只能通过动性资产平滑消费 m1 ，最大化

18、效用水平。而从长期来看，主动积累的变现，由(5) 式和(8) 式可得长期方程:u'( c1 ) u'( c'2 )至此，我们可以得到如下结论:可以(9)首先( c2') ，消动性资产 m2 的水映了消是否实现跨期最优。当 m2 0 时，u' ( c1 )= u'可以实现跨期最优;而当 m2 = 0 时，u'( c1 ) u'( c'2 ) ，当期收入 y1 和动性资产 m1跨期最优消费水平，消有通过提高 t = 1 期消费，进而提高总效用水平。其次，消着短期消费与长期消费路径平滑的权衡，主动积累的提高了短期内方程 ( 8

19、) 式可得，受到性约束的程度。由短期 动性资产水平 m2= maxy1 + y2 (1 + ) a0，当 y + y (1 + ) a0 时，m = 0，则性约束，而消1222实际持有的动性资产水平为 ，主动积累的存在( a0) 导致消性约束动性资产的程度提高。换言之，用于平水平产生挤出作用。由长期消费路径而进行主动积累的行为对短期内方程(9) 式，在效用函数满足 u( ct) = ln( ct) 的情形下，主动积累的水平 a = max0， ( ) y+ yy2 1 2，即当时，相比于当期消费，消 更偏好消2y+ 1费路径的平滑，将会选择主动积累a 0。而言，暂时性收入冲击下的边际消费倾向为

20、正。当再次，对于受到性资产不足时，消性约束的消动性约束，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 ，消用水平，对应的边际消费倾向为正;如果消费水平下降，边际消费倾向依然为正。最后，跨期选择模型也反映出资产产，在短期内由于无法变现，提高了消消费需求，提高效会将其用于增加 t = 1 期消费负向暂时性收入冲击，消费需求受到抑制的程度加剧，性与所性的权衡。即将 a 看作是高低性资的性约束程度，而长期内水平较高。( 二) 异质性消的界定依据与划分方法由跨期选择模型可以得出，消平滑之间进行权衡，这将对消对动性资产进行配置时，会在当期消费

21、与未来消费路径持有的用于短期内消费的动性资产具有重要的影响，能够反m2引起 m 的变化，即= 0;当 m 0 时，u'( c ) = u'( c )。 当 m = 0 时，主动积累的资产22212a242018 年第 3 期映其受到性约束的水平。换言之，主动积累的行为在短期内抑制了消费需求，提高了性约束的可能性，且主动积累越强，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，以此为异质性消的界定提供依据。这里我们以预防性储蓄为例，来反映

22、主动性资产变现成本低，对消费路径具有平滑的作用，主要表现动积累的行为。具体而言在两个方面:一是在跨期决策时，用于调整当期消费，以实现跨期最优，缓解性约束;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。低性资产主要由住房资产，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动性资产的积累产生影响，进而导致有无房消的性约束程度存在差异;而投资属性下，住房资产被视为高低性资产，在长期内有助于性约束的可能性。增加水平，但是对动性资产产生挤出作用，增加了消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

23、质性消费者，如图 1 上侧虚线框所示。首先，根据动性资产情况，区分非 HtM 消和 HtM 消。前者为传统生命周期持久收入理论框架下，持有充足动性资产的消，能够实现跨期最优决策，不受暂时性收入冲击的影响。而HtM 消由于动性资产不足，面临性约束，有将暂时性收入冲击获得的收入用于消费，以缓解性约束消图 1 资产的性质差异对消行为决策的影响费需求，表现为对应的边际消费倾向为正。其。考虑到住房资产消费属性明显和租房市场不次，根据住房资产情况，区分有房消和无房消确定性的影响，有无房消在的不确定性和预防性储蓄方面可能存在着差异。作为一种主动积累的行为，这种预防性储蓄的差异导致了消的性约束程度不同。在具体

24、划分方法方面，借鉴 Kaplan (2014) 的做法，根据动性资产与收入的比例关系，对 HtM 消进行界定。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 全部作为动性资产，并在期内将收入以均匀速度全部用于消费，那么整个考察期内动性资产的平均值应为 yt /2。如果动性资产水平满足 mt yt /2 时，则消会在可性资性约束，即为 HtM 消;如果动性资产充足，满足 mt yt /2，则消期内以实现消费平滑，即为非 HtM 消。因此，HtM 消的临界值 mt = yt /2。而低产 ht 区分了有房( ht 0) 和无房消( ht 0) ，分别定义为富裕型和贫

25、穷型消。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，即以扣除非住房后的金融资产净值衡量动性资产 mt ，以扣除住房后的住房资产净值衡量低性资产 ht 。 Kaplan (2014) 在区分 HtM 消时，分别以两个和一作为决策周期。而本文使用的 CFPS 数据以年度为周期，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

26、平，因此以年度为决策周期。25: 中庭资产配置与异质性消行为分析三、异质性消为了检验资产的性质与结构对异质性消行为差异的检验方法行为的影响，我们借助暂时性收入冲击下的边际消费倾向，来估计异质性消的性约束程度，以验证动性资产对消费平滑的作用。同时，为了主动积累的行为对性约束的影响，我们以预防性储蓄为例，估计了不确定性对积累的影响，以此为异质性消性约束程度存在差异的提供一种解释。( 一) 暂时性收入冲击下边际消费倾向估计方法借鉴 Blundell (2008) 的方法，假设消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

27、过程( income process) 表示为:(10)状况、受教育lnYi，t =其中，Z'i，t表示在时期 t 可以观测到的影响消Z'i，t t + Pi，t + vi，t收入的特征，如数。那么，不可观测收入表示为 yi，t = lnYi，t Z'i，tt，即实际程度等，t 为特征对收入的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;q暂时性部分 vi，t服从 MA( q) 过程，满足 vi，t = j i，t j ，0

28、 = 1。j 0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:(11)yi，ti，t + vi，t=与 yi，t类似，定义不可观测的消费为 ci，t = lnCi，t Z'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，反映了消对收入冲击的保险程度( Blundell，2008) ，例如

29、i，t 越大，说明消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、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以得到，暂时性收入冲击下的边际消费倾向可表示为:cov( ct，yt+1 )(12)MPCt =tcov( y ，y)tt +1当消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cov( ct，vt)的一致估计量，即暂时性收入的边际消费倾向可性收入冲击下的

30、边际消费倾向 MPCt =var( v )t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。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:(13)yt +1t +1 + vt +1t +1 + vt +1= vt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，例如美国临时退税政策( Kapl

31、an Violante，2014) 。其二，在假设收入过程的基础上，根据不可收入变化与消费变化之间的协方差关系计算( Blundell，2008) 。其三，获取消的预期( Kaufman Pistaferri，2009) ，或通过问卷的方式，直接者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被变量。同时，考虑到与被者存在着信息不对称的问题，我们无法其有多大的比例用于消费的相关是否到冲击的相关信息，如果被者在决策前到并且被我们指定为未预期到的暂时性收入冲击的变量，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可得性

32、较弱。由此，本文采用方法二估计边际消费倾向。262018 年第 3 期选用工具变量法，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) 不确定性对作为一种主动积累积累的影响的估计方法的行为，预防性储蓄来源于谨慎的消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，这部分主要由动性资产，且用于平消费路径，抑制了当期的消费。为了检验有无房消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，估计不确定性对中预防性储蓄份额相对大小。积累的影响，并以此反映消缓冲存货理论框架下，消同时具有谨慎和缺乏耐心的特征，为了实现最优收入比，将根

33、据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) 建立不确定性与收入比之间的关系:ln( W / P) = a0(14)+ a1 其中，W 为水平，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:(15)lnW = a0+ a1 + a2 lnP + a'3 Z + v为进一步上式变为:有房与无房消的行为决策差异，我们引入虚拟变量与不确定性的交叉项，将(16)划分标准相对lnW = a0+ a1 + a2 b*+ a3 lnP + a'4 Z + v其中，b 为是否拥有住房虚拟变量。为了反

34、映资产真实水平，且与 HtM 消应，我们根据住房资产净值区分有无房消，即当住房资产净值为正时，b = 1 ，为有房消;否则，b = 0 ，为无房消反映了不确定性对无房消积累的影响程度。a2。a1积累影响的差异。当 a2 显著为正值时，不确定性对反映了不确定性对有无房消有房消积累的影响程度高于无房消。当 a2 显著为负值时，不确定性对无房消费者积累的影响程度高响。消，a1 + a2反映了不确定性对有房消积累的影的划分标准也可以看作是收入比的一种形式，我们也以考虑到 HtM 消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 消行为分析建立:ln( W / P) = a0(17

35、)+ a1 + a2 b*+ a'3 Z + v具体指标选取方面，首先，预防性储蓄需要由变现成本低的动性资产组成，由此我们分别选用金融资产和储蓄来衡量水平 W。其次，我们选择相对等价谨慎性溢价( relativeequivalentprecautionary premium，EPP) 作为不确定性 的变量，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 与平均消费 c 产生偏离，即 c = cX，那么相对等价谨慎性溢价 1 = 1 E ( X) 。其中， 为等价谨慎性溢价( equivalent可以表示为 EPP cprecautionarypremium，E

36、PP) ( Kimball，1990) ，满足 u'( c ) = Eu'( c) ，反映了预防性储蓄为 0 时不确定性引致的积累强度。由于我们主要对有无房消进行，因此选择住房消费 ch 来计()() = c13 t2014c12014算冲击 X，则 E( X) Samwick(1998) h ch htcht，并以 cht = cht 衡量平均消费，参考 Carroll= E3 t20102010和(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

37、久收入 P。最后，家庭人口统计学变量 Z 包括户主状况、工作情况等变量，及其平方项用于家庭特征对积累的影响。27: 中庭资产配置与异质性消行为分析( 三) 数据来源与筛选说明本文选取中庭追踪( China Family PanelStudies，CFPS) 2010 年、2012 年和 2014 年三个年度均参与，且满足三个年度内户主在 1965 岁之间的家庭数据作为样本。首先，为了排除期内家庭发生变化的样本，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值或无效

38、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(消费与收入的比值)的样本删除。最后，获得 3 个年度 1993 户家庭 5979 条的平衡面板数据。此外，地区生产总值指数、居民消费水平指年度数据，分别用于反映地区发展水平和物价水平。数以及居民消费价格指数来源于( 四) 关键变量的选取家庭消费( pce):以家庭消费性衡量，由食品、衣着、居住、家庭设备及日用品、医疗保健、交通通讯、文教和其他等。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。性收入、

39、转移家庭资产: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( familysize)数量( nchd) 、城乡分类( urban) 以人，选择了对家庭收入与消费决策行为及成员情况。的潜在影响，包括成员具体情况时，本文以户主为家庭( gender) 、受教育水平( edu)( age)、状况( marriage) 、是否工作( work) 与工作类型( jobtype) 等变量。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

40、( indexpce) 和居民消费价格指数( index p) ，用于外部环境对于家庭收入与消费的影响。四、在确定异质性消动性资产对异质性消边际消费倾向的影响分析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 消行为差异。( 一) HtM 与非 HtM 消行为分析首先，我们分别估计了不同识别标准下的 HtM 和非 HtM 消倾向，结果如表

41、 1 所示。暂时性收入冲击下的边际消费由估计结果可以看出，暂时性收入冲击对非 HtM 消消费具有正向影响，但不显著。而对于 HtM 消，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 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需要请作者。 前后两个年度户主变化超过 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) 和别人欠量。家的钱( debit other) 之和来

42、衡 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需要请作者。回归中，人口统计学变量主要包括家庭规模( familysize) 及其平方项( age2)数量( nchd) 、城乡分类( urban) 、户主gender) 、受教育水平虚拟变量( edu2 edu7 )( age)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。282018 年第 3 期在不同识别标准下，估计结果具有一定稳健性。显示出由

43、于动性资产不足，HtM 消消费受到抑制，进而性约束，无法实现跨期最优，支持了动性资产具有消费平滑作用的表 1。HtM 和非 HtM 消暂时性收入冲击下的边际消费倾向估计结果注: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消和 HtM 消，1、2、3、4 分别对应 y /2、y /3、y /4、3y /4 的识别方法。( 二) 富裕型与贫穷型 HtM 消行为分析性资产净值区分富裕型和贫穷型 HtM 消的基础上，我们对二者暂时性收入在根据低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

44、型和贫穷型 HtM 消暂时性收入冲击下的边际消费倾向估计结果注: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，WHtM 和 PHtM 分别对应富裕型和贫穷型 HtM 消，1、2、3、4 分别对应 y /2、y /3、y /4、3y /4 的识别方法。实证结果反映出，富裕型和贫穷型 HtM 消暂时性收入冲击下的边际消费倾向显著大于 0，动性资产不足将会引起性约束的结论。不仅如此，我们还发现，贫穷型 HtM再次证明了消暂时性收入冲击下的边际消费倾向显著高于富裕型，二者所的性约束程度不同，反映出住房资产对尚善的现状，无房消性约束也会产生一定的影响

45、。考虑到中这种差异归因于住房资产对不确定性与庭住房消费属性强以及租房市场积累的影响。相比消不确定性高，主动积累强，引致性约束程度的提高，表现为暂时性收入冲击下的边际消费倾向较高。对此( 三) 富裕型与贫穷型非 HtM 消在后文中基于缓冲存货理论进行验证。行为分析此外，我们根据住房资产净值，将不受性约束的非 HtM 区分为富裕型和贫穷型，其暂时性收入冲击下的边际消费倾向估计结果如表 3 所示。可以看出，富裕型非 HtM 消暂时性收入冲击下的边际消费倾向为正，但是不显著，符合非HtM 消的行为特征，能够实现跨期最优决策。而贫穷型非 HtM 消暂时性收入冲击下的边际消费倾向显著为正，与非 HtM 消

46、行为不一致。但是这恰恰验证了主动积累的对流动性约束的提升作用。具体而言，无房消的强，提高了主动积累性约束临界点处29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*( 1. 80)0. 072*( 1. 75)0. 302( 1. 57)0. 068*( 1. 78)0. 406( 2. 23)常数项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)样本量124172110263101758136981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( 2. 09)0. 070( 1. 30)

48、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68091810755431450: 中庭资产配置与异质性消行为分析的动性资产水平，增加了消性约束的可能性。换言之，对于贫穷型非 HtM 消费者而言，尽管动性资产水平较高，但是其中有较高比例的部分用消费，而用于当期消费的部分较少。因此，其行为特征与 HtM 消相近，这也从不确定性与主动积累的角度，解释了表 3性 HtM 消(sson

49、Pagel，2016) 的产生。富裕型和贫穷型非 HtM 消暂时性收入冲击下的边际消费倾向估计结果注: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，WNHtM 和 PNHtM 分别对应富裕型和贫穷型非 HtM 消，1、2、3、4 分别对应 y /2、y /3、y /4、3y /4 的识别方法。五、低性资产对异质性消积累的影响分析作为低性资产的重要组成部分，住房资产在中国居民家庭中被看作是生活必需品，消费属性明显。是否拥有住房资产可能会使消性储蓄积累程度存在差别。预防性储蓄作为主动积累不同程度的不确定性，进而引起预防的一种形式，其会提高消面临

50、的性约束程度。而通过前文对暂时性收入冲击下的边际消费倾向的估计，本文也发现有房与无房消在性约束程度上确实存在着显著不同，并尝试从主动积累行为方面对其进行解释。为了证明这种解释的合理性，本文将估计不确定性对有 的影响差异。无房消积累( 一) 有房与无房消不确定性的比较在中国，拥有住房资产往往被作为生活稳定的标志之一，如户籍教育等制度多与住房资产相关，而且租房市场尚处于发展中，无房消着房租上涨、寻找住房、未来购房房源和房价等不确定性，住房需求难以得到充分保障。特别是近年来住房资产价格的波动提高了住房的不确定性，这种效应对无房消的作用尤为显著。由此我们推断，无房消所的不确定性程度高消。的不确定性程度差异，我们计算并对比了二者相对等价谨慎为了检验有房与无房消性溢价( EPP)。结果显示，无房消EPP 平均值为 0. 288，高消(0. 206) ，支持了无房消的不确定性程度高消的。( 二) 有房与无房消不确定性对积累影响的估计的基础上，本文借鉴 Carroll Samwick