馬亞明，姚 磊，2

（1.天津財經(jīng)大學(xué) 金融系，天津 300222； 2.中國濱海金融協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300222）＊

一、引 言

財富效應(yīng)是指股票、房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格的變動導(dǎo)致資產(chǎn)持有者財富的變化進(jìn)而影響其消費的效應(yīng)。股票市場和房地產(chǎn)市場的發(fā)展改變了部分居民的消費行為是確定無疑的，但我國股票市場和房地產(chǎn)市場財富的變動對消費究竟有沒有影響？股市和房市的財富效應(yīng)力度有多大？厘清這些問題對合理調(diào)控兩大市場以及擴大內(nèi)需，轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟(jì)增長模式具有重要的現(xiàn)實意義。

對財富效應(yīng)的研究可追溯到20世紀(jì)40年代，庇古（1943）認(rèn)為，居民消費除了依賴于人們的收入以外，還依賴于實際財富存量，并且財富存量的增加會進(jìn)一步促進(jìn)消費支出［1］。理論界對財富效應(yīng)的研究主要集中在兩個方面：一是對股票市場財富效應(yīng)的研究；二是對房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)的研究。

關(guān)于股票市場的財富效應(yīng)，國外學(xué)者研究的起步時間比較早。Ludvigson和Steindel（1999）將1953～1997年的美國股市分為了6個時間段，通過建立生命周期模型，確認(rèn)了股票市場財富效應(yīng)的存在，并且認(rèn)為這種財富效應(yīng)在長期中是不穩(wěn)定的［2］。Dynan和 Maki（2001）認(rèn)為，股市財富效應(yīng)的傳導(dǎo)機制可以分為兩種，即直接傳播和間接傳播，并且直接傳播效應(yīng)對于消費的作用更為廣泛［3］。Lettau和Ludvigson（2004）在研究財富效應(yīng)的時候，認(rèn)為在股市價格持續(xù)穩(wěn)定上漲的時候能夠增加居民的長期收入；而在短期中，股價上漲對居民消費的影響十分有限［4］。

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于股市的財富效應(yīng)起步較晚，但也都驗證了我國股市存在一定的財富效應(yīng)。易綱、王召（2002）認(rèn)為，在不同時期，政府應(yīng)通過財政、貨幣政策直接影響金融資產(chǎn)價格，致使收入分配發(fā)生變化，進(jìn)而直接影響居民消費，但在長期中這種做法并不可靠，可能會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)運行不安全［5］。王柏杰（2012）利用2006～2011年月度面板數(shù)據(jù)考察了我國股票收益的居民財富效應(yīng)，認(rèn)為我國股市存在微弱的正效應(yīng)［6］。

關(guān)于房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)的研究方面，Shinner（1989）利用面板數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)市場的財富效應(yīng)存在但很微弱［7］。Ludwing和Slok（2001）對OECD的34個國家進(jìn)行研究認(rèn)為，這些國家的股市和房地產(chǎn)市場都存在財富效應(yīng)［8］。Campbell和Cocco（2005）利用英國居民支出和全國的住房價格數(shù)據(jù)分析得出，房屋價格上漲對年長的住房所有者有顯著影響，但是對年輕的租房者影響不顯著［9］。Carroll和Zhou（2012）對美國居民的消費增長率和房地產(chǎn)財富增長率進(jìn)行了相關(guān)檢驗，發(fā)現(xiàn)當(dāng)期消費增長率和房地產(chǎn)價格的二階增長率之間存在顯著的正向關(guān)系［10］。

因為我國1998年才結(jié)束福利分房制度，所以我國在研究房地產(chǎn)財富效應(yīng)的起步也比較晚。在實證分析方面，黃平（2006）對我國房地產(chǎn)的財富效應(yīng)進(jìn)行了初步檢驗，結(jié)果顯示我國房地產(chǎn)市場存在微弱的財富效應(yīng)［11］。楊天英（2012）對我國房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)進(jìn)行了實證分析，認(rèn)為我國房地產(chǎn)市場在短期和長期內(nèi)存在微弱的正向財富效應(yīng)［12］。

基于近十年來我國居民的收入和消費水平有了顯著提高，固定參數(shù)模型對于近年來這兩個市場財富效應(yīng)的變化情況缺乏研究和說明。本文擬在論述股票和房地產(chǎn)市場對于居民消費影響的基礎(chǔ)上，通過建立狀態(tài)空間模型來估計股票和房地產(chǎn)市場對于居民財富效應(yīng)的實際時變效用，并針對如何進(jìn)一步挖掘我國居民的消費潛力，進(jìn)而拉動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了相關(guān)的參考建議。

二、股票市場和房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)的作用機理分析

（一）居民財產(chǎn)性收入對于消費財富效應(yīng)的作用機理

居民的財產(chǎn)性收入包括股票收益、房地產(chǎn)收益、儲蓄或債券的利息收入以及貴金屬、藝術(shù)品的投資收益等。由于我國存款利率尚未市場化且其它財產(chǎn)性收入占的比例較小，本文僅考慮股票收益和房地產(chǎn)收益，根據(jù) Robert E.Hall（1978）［13］和 Marjorier Flavin（1981）［14］所建立的 LC－PIH 模型，我們考慮如下的居民財產(chǎn)—消費模型：

其中，Wt為居民當(dāng)年可支配勞動收入，Wt－1為居民上一年可支配勞動收入，WE1為居民的股票資產(chǎn)，WE2為居民的房地產(chǎn)資產(chǎn)，a為居民的股票資產(chǎn)收入的邊際消費傾向，b為居民的房地產(chǎn)資產(chǎn)收入的邊際消費傾向，c為居民工資收入的邊際消費傾向，θ為收入增量中的持久性收入的比率，它與持久性收入預(yù)期相關(guān)，反映居民的消費信心。

為進(jìn)一步考察股票市場與房地產(chǎn)的財富效應(yīng)，不失一般性，假設(shè)某一階段股票市場繁榮，而房地產(chǎn)市場保持平穩(wěn)態(tài)勢（其它情況可以類似討論）。譬如，某一階段股票市場出現(xiàn)繁榮，股票價格出現(xiàn)上漲，居民的股票資產(chǎn)增加了△E1，股票市場的持續(xù)繁榮，導(dǎo)致人們對經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)期持續(xù)看好，消費信心增強，因此θ增加了△θ，即：

公式（2）反映了若股票市場繁榮，通過居民股票資產(chǎn)的收益和消費信心的增強，會促使居民消費的不斷增加，股票市場呈現(xiàn)正向的財富效應(yīng)。反之，如果股票市場出現(xiàn)熊市，股價持續(xù)下跌使得居民的股票資產(chǎn)減少了△E1，股市的持續(xù)下跌導(dǎo)致人們對經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)期悲觀，居民的消費信心減弱，因此θ減少了△θ，即：

公式（3）說明若股票市場蕭條，由于居民股票資產(chǎn)的損失和消費信心的減弱，居民消費的不斷減少，股票市場呈現(xiàn)負(fù)向的財富效應(yīng)。同理，可以分析房地產(chǎn)市場的財富效應(yīng)。

（二）股票市場和房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)傳導(dǎo)機制分析

1.通過影響居民的可支配收入來影響消費。居民的消費支出主要由可支配收入和邊際消費傾向決定。在一定時期內(nèi)，在居民邊際消費傾向一定的條件下，由于股票市場或者房地產(chǎn)市場行情的不斷上漲，使得居民財產(chǎn)性收入不斷增加，這部分財產(chǎn)性收入屬于居民的可支配收入。若此時居民邊際消費傾向保持不變，那么居民消費支出會相應(yīng)的有所增加。同理，當(dāng)股票市場或房地產(chǎn)市場行情低迷的時候，也會使得居民的可支配收入不斷減小，從而縮小居民的消費支出。

2.通過影響居民的邊際消費傾向來影響消費。在一定時期內(nèi)，居民的可支配收入穩(wěn)定。若股票市場或者房地產(chǎn)市場的行情較好，使得居民對未來經(jīng)濟(jì)前景有較好的預(yù)期，將會導(dǎo)致居民的邊際消費傾向有所增加。在居民可支配收入不變的前提下，將會使得居民的消費支出相應(yīng)增加。同理，當(dāng)股票市場或者房地產(chǎn)市場比較低迷的時候，將會使得居民的邊際消費傾向有所下降，從而減小居民的消費支出。

3.通過改善企業(yè)的經(jīng)營狀況，增加居民的就業(yè)機會和工資收入，影響消費支出。當(dāng)股票市場或者房地產(chǎn)市場行情較好時，將會豐富相關(guān)企業(yè)的資金來源，從而使得企業(yè)的經(jīng)營情況不斷好轉(zhuǎn)。同時，由于這部分企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的不斷增長，將會促進(jìn)整個行業(yè)逐漸向良性競爭發(fā)展，國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷加快。一方面這會不斷增加居民的就業(yè)崗位，另一方面會使得居民的勞動收入有所提高，這兩方面都會有助于居民消費水平的上漲。同理，若股票市場或者房地產(chǎn)市場行情低迷，將會減少居民的就業(yè)機會，同時，居民相對的勞動收入有所下降，從而導(dǎo)致居民的消費水平有所下降。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源和處理

本文利用2002年1月到2012年6月的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以上證綜指（SP）代表股票的價格，以全國房地產(chǎn)每平方米價格（HP）代表房價，以社會消費品零售總額／全國總?cè)丝跀?shù)（CON）代表居民消費，以城鎮(zhèn)居民可支配收入（INC）代表居民收入。在數(shù)據(jù)的處理方面，由于城鎮(zhèn)居民可支配收入為季度數(shù)據(jù)，對月度數(shù)據(jù)的社會消費品零售總額做加權(quán)處理得到季度數(shù)據(jù)；全國總?cè)丝谟捎跒槟甓葦?shù)據(jù)，且變動幅度相對緩慢，本文默認(rèn)其在每年之中四個季度的全國總?cè)丝跀?shù)是不變的。本文將涉及經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)據(jù)用消費者價格指數(shù)（CPI）進(jìn)行處理，排除了通貨膨脹對于檢驗結(jié)果的影響，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行X－12季節(jié)調(diào)整，最后進(jìn)行對數(shù)處理，得到本文所選的變量：上證綜指（LNSP）、房地產(chǎn)價格（LNHP）、居民收入（LNINC）以及居民消費（LNCON）。

其中，全國房地產(chǎn)每平方米價格由全國房地產(chǎn)銷售額／全國房地產(chǎn)銷售面積得到。這兩個數(shù)據(jù)和全國城鎮(zhèn)社會消費品零售總額、城鎮(zhèn)居民可支配收入以及全國總?cè)丝跀?shù)均來自于WIND數(shù)據(jù)庫，上證綜指來自于新浪通達(dá)信數(shù)據(jù)庫。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

文采用ADF單位根檢驗方法檢驗了四個變量，結(jié)果如表1。

表1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

通過ADF檢驗發(fā)現(xiàn)，上證綜指（LNSP）、房地產(chǎn)價格（LNHP）、居民收入（LNINC）以及居民消費（LNCON）的原序列非平穩(wěn)，但在1%顯著水平下的一階差分之后為平穩(wěn)序列，可以認(rèn)為這四個變量為一階單整序列。

（三）數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

本文采用Johansen極大似然法進(jìn)行了協(xié)整檢驗，結(jié)果表明，這四個變量之間含有三個協(xié)整關(guān)系，即上證綜指（LNSP）、房地產(chǎn)價格（LNHP）、居民收入（LNINC）和居民消費（LNCON）存在長期的均衡關(guān)系。

表2 數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

（四）數(shù)據(jù)的狀態(tài)空間模型估計

由于近十年來中國經(jīng)濟(jì)的飛速增長，我國居民的消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了很大改變，其中食品支出的比重逐步下降，住房、汽車甚至是奢侈品消費成為了新的熱點。若采用固定系數(shù)的參數(shù)模型，并不能有效反應(yīng)近年來我國居民消費結(jié)構(gòu)的變化情況，所以本文采用了狀態(tài)空間模型來估計這些變量。

測量方程：

狀態(tài)方程：

運用卡爾曼濾波為建立的狀態(tài)空間模型進(jìn)行估計，所估計的最終結(jié)果如表3所示。

表3 狀態(tài)空間模型卡爾曼濾波估計值

為了確保狀態(tài)空間模型估計結(jié)果的可靠性，對殘差序列C（2）進(jìn)行單位根檢驗。結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，說明利用狀態(tài)空間模型卡爾曼濾波所估計出來的結(jié)果是可靠的。

表4 殘差序列C（2）的單位根檢驗

從表3輸出的估計結(jié)果來看，目前居民收入對于消費的彈性系數(shù)最高，為1.251947，說明居民收入的增加對于消費有明顯的促進(jìn)作用，而股票市場和房地產(chǎn)市場對于居民消費的彈性系數(shù)分別為－0.071847和0.324638，從側(cè)面也證明了目前我國股票市場的持續(xù)低迷，以及房地產(chǎn)業(yè)對于我國經(jīng)濟(jì)增長不可忽視的拉動作用，這些都基本符合目前我國經(jīng)濟(jì)的運行情況。下面，本文將運用這三個變量對于居民消費彈性系數(shù)的時變特征來做進(jìn)一步分析。

1.股票市場、房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)的時變特征。從總體上看，我國股票市場對于居民消費的彈性系數(shù)自2002年開始便不斷下降，從2003年中旬開始便基本處在負(fù)值的水平。期間盡管經(jīng)歷了2004～2006年小幅調(diào)整，但是對于居民消費的負(fù)向影響沒有消除。因為從2002年開始連續(xù)四年的低迷，使得股票市場對于居民的消費彈性不斷降低，在2005年第二季度達(dá)到了最低值－0.1348，隨后雖然有所上揚，但是仍然未擺脫對居民消費負(fù)系數(shù)的水平。從總體上看，從2007年第三季度開始，股票市場對于居民消費的彈性系數(shù)一直維持在－0.07水平上下平穩(wěn)波動，這主要是由于我國居民的消費需求的很大一部分是剛性需求，而且我國居民特有的儲蓄意愿造成了對于股市的彈性系數(shù)能在2007年的牛市和2008年的熊市中保持穩(wěn)定。我們還可以注意到，2007年我國股票市場的牛市以及2008年的熊市雖然對居民消費彈性的影響不大，卻極其符合期間房地產(chǎn)市場對于消費彈性的影響規(guī)律，我們可以推斷，我國居民在2007年牛市中所獲得的股票收益，并沒有使其相應(yīng)的消費有所提高，而是投入到了房地產(chǎn)市場，使得我國房地產(chǎn)市場的消費彈性從2007年開始有了一波上揚，隨后在2008年末又迎來了一波下跌的過程?？傮w上講，我國股票市場在長期內(nèi)并沒有給居民帶來正向的財富效應(yīng)，而是長期穩(wěn)定微小負(fù)向的財富效應(yīng)。

關(guān)于房地產(chǎn)市場，從圖1中的SV3線可以發(fā)現(xiàn)，自2002年以后，房地產(chǎn)市場對于消費的彈性一直處于震蕩走低的過程，并在2009年以后一直保持在0.35左右的平穩(wěn)走勢，證明我國房地產(chǎn)市場對于居民的財富效應(yīng)一直存在，結(jié)果也較為顯著。具體分析來看，房地產(chǎn)市場的消費彈性從2002～2004年之間的小幅下滑，主要是由于期間房地產(chǎn)市場價格頻繁小幅波動所引起。隨后在2004年，房地產(chǎn)市場的消費彈性有了一波小幅上揚，主要是由于2004年開始的房地產(chǎn)市場改革，使得我國絕大多數(shù)的住房開始在市場交易，導(dǎo)致房價有所上漲。而到2005年中下旬，受到中央宏觀調(diào)控房地產(chǎn)市場價格的影響，房地產(chǎn)市場的消費彈性有所下滑，直到2007年我國股市的牛市來臨，才間接拉動了房地產(chǎn)市場的消費彈性；在隨后而來的2008年熊市又使得彈性有所回落，最終在2009年后保持在0.35左右的穩(wěn)定水平。

盡管這十年間，我國股票市場和房地產(chǎn)市場都經(jīng)歷了快速發(fā)展和壯大的過程，但是我們通過分析得出，目前我國房地產(chǎn)市場的消費彈性要遠(yuǎn)大于股票市場。尤其是最近三年多來，隨著我國經(jīng)濟(jì)運行的逐漸平穩(wěn)以及日益有效的調(diào)控政策，使得股票市場的消費彈性維持在－0.07，而房地產(chǎn)市場的消費彈性維持在0.35左右的水平。

圖1 股票市場和房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)的時變特征圖

2.居民收入對消費彈性的時變特征分析。從圖2居民收入對消費彈性的時變特征的SV1線中，我們可以看到，從2002～2005年，我國居民人均可支配收入的邊際消費彈性系數(shù)不斷上漲，在2006年第四季度達(dá)到了最高值1.28，而后有所降低，并且從2007～2012年第二季度維持在1.20的水平左右浮動。從2002～2006年我國居民消費占收入的比重快速增長，主要是因為自2002年開始，我國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了比較明顯的變化，一是從2001年下半年國家大力推行的最低生活保障制度開始逐步產(chǎn)生作用；二是我國城鎮(zhèn)居民個人通訊產(chǎn)品消費開始顯著發(fā)展和增長；三是計算機的廣泛普及以及互聯(lián)網(wǎng)購物的蓬勃發(fā)展。而從2006年到2007年，由于期間一輪通脹的主要影響，使得2007年12月的物價水平比2006年1月上漲了8.17%，導(dǎo)致居民消費有了小幅下降，但是仍保持在1.0之上的水平發(fā)展。而后盡管受到2008年金融危機的影響，我國居民收入的增速放緩，但是由于國家汽車、家電下鄉(xiāng)政策的大力推動，我國居民消費彈性繼續(xù)保持著平穩(wěn)增長的態(tài)勢。自2011年末爆發(fā)的歐元區(qū)債務(wù)危機，并未對我國居民收入的消費彈性有比較顯著的影響，主要是自2011年以來國家推出了一系列的收入分配改革政策，例如提高個稅的繳納起征點等相關(guān)措施，在一定程度上保障了居民的相對收入，使得我國居民的收入消費彈性并未出現(xiàn)明顯回落，保持了穩(wěn)定的水平。從總體上看，我國城鎮(zhèn)居民人均消費占收入的比重正在不斷增大，在排除通脹的影響下，從2002年初的40%左右，增長到了2012年60%左右的水平，其中在2011年第四季度達(dá)到了最高值67.92%，并且在最近的2012年第二季度，也達(dá)到了63.54%的水平。在這種消費比重不斷上漲的影響下，我國城鎮(zhèn)居民消費對收入彈性的系數(shù)一路上揚，在2006年處于高位后上下波動，于2008年第三季度后處于基本穩(wěn)定的狀態(tài)。

圖2 居民收入消費彈性的時變特征圖

（五）廣義脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)所表現(xiàn)的是對內(nèi)生變量的誤差項施加一個標(biāo)準(zhǔn)大小的沖擊，從而對系統(tǒng)產(chǎn)生的一系列動態(tài)影響，具體分析如下：

圖3 各變量沖擊對于居民消費的影響

在當(dāng)期給居民收入（LNINC）一個正向的沖擊后，居民消費（LNCON）在前6期向上穩(wěn)定增長，在第7期達(dá)到了10%的波動幅度；在當(dāng)期給房地產(chǎn)價格（LNHP）一個正向沖擊后，居民消費（LNCON）在前4期產(chǎn)生了微小的增長，同時在第5期過后迅速回落，直到第8期消失；在當(dāng)期給上證綜指（LNSP）一個正向沖擊后，居民消費（LNCON）產(chǎn)生了負(fù)向的影響。這三個變量對于居民消費（LNCON）的脈沖響應(yīng)分析，也證明了采用狀態(tài)空間模型所論證的結(jié)果，即居民的房地產(chǎn)資產(chǎn)對于居民有正向的財富效應(yīng)，而股票資產(chǎn)對于居民有微小的負(fù)向財富效應(yīng)。

四、結(jié)論和建議

通過建立城鎮(zhèn)居民消費、收入以及股票和房地產(chǎn)資產(chǎn)價格的均衡模型，并通過卡爾曼濾波估計模擬出了股票和房地產(chǎn)市場對于居民消費的時變特征，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這兩個市場的財富效應(yīng)具有非對稱性，房地產(chǎn)市場的財富效應(yīng)長期為正，要大于長期為微小負(fù)值的股票市場。

結(jié)合到我國的具體情況，提出了以下的政策建議：

1.進(jìn)一步完善相關(guān)制度，使股市成為真正的財富創(chuàng)造地。我國股票市場的財富效應(yīng)為微小負(fù)值，正向財富效應(yīng)難以發(fā)揮，一個重要的原因就是我國股市長期以來“重圈錢”、“輕回報”，忽視了對投資者利益的保護(hù)。而股市的持續(xù)繁榮和穩(wěn)定是其財富效應(yīng)發(fā)揮顯著積極作用的基礎(chǔ)，因此，要大力改革股市制度，改變股市圈錢的性質(zhì)，同時，加強對上市公司的監(jiān)管力度，完善退市機制，使股市真正成為優(yōu)化資源配置，為股民創(chuàng)造合理回報的市場，只有這樣，股市的財富效應(yīng)才能不斷增強。

2.合理調(diào)控房地產(chǎn)市場，保持房地產(chǎn)市場價格的平穩(wěn)運行。一方面，要大力打擊投機性購房，抑制房價的過快上漲，防止房地產(chǎn)泡沫的擴大，另一方面，要防止房價在短期內(nèi)跌幅過大，如果房地產(chǎn)價格跌幅過快，則會對居民的收入預(yù)期產(chǎn)生不良影響，進(jìn)而可能會出現(xiàn)一系列羊群效應(yīng)，沖擊我國金融市場的穩(wěn)定性，進(jìn)一步會削弱經(jīng)濟(jì)增長的動力。

［1］Pigou，A.The classical stationary state ［J］.The Economic Journal，1943，（83）：343－354.

［2］Ludvigson S ，C.Steindel，how important is the stock market effect on consumption ？［J］.Economic Policy Review，1999（5）：29－52.

［3］Dynan K ，Maki D .Does stock market wealth matter for con－sumption？［J］.Federal Reserve Board Working Papers，2001：45－49.

［4］Martin Lettau，Sydney C .Ludvigson Understanding trend and cycle in asset values：revaluating the wealth effect on consumption［J］.The American Economic Review，2004，（3）：59－70.

［5］易綱，王召.貨幣政策與金融資產(chǎn)價格［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2002，（3）：13－20.

［6］王柏杰.股票收益的居民消費效應(yīng)考察：2006～2011［J］.消費經(jīng)濟(jì)，2012，（8）：91－94.

［7］Shinner.J.Housing wealth and aggregate saving［J］.Regional Science and Urban Economics，1989（19）：305－324.

［8］Alexander Ludwing，Torsten Slok.The import of stock prices and house prices on consumption in OCED countries［R］.IMF Working Paper，2009.

［9］Campbell.John，Joao Cocco.How do house prices affect consumption？evidence from micro data［R］.National Bureau of Economic Research，2005：75－81.

［10］Zhou X ，C D.Carroll.Dynamic of wealth and consumption：new and improved measures for US states［J］.The B.E.Journal of Macroeconomics，2012，（3）：1－4.

［11］黃平.我國房地產(chǎn)“財富效應(yīng)”與貨幣政策關(guān)系的實證檢驗［J］.上海金融，2006，（6）：32－34.

［12］楊天英.中國房地產(chǎn)與資本市場財富效應(yīng)的協(xié)同變遷路徑－基于誤差修正模型的實證分析［J］.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2012，（2）：47－52.

［13］Robert E.Hall.Stochastic implications of the life cycle－permanent income hypothesis：theory and evidence［J］.Journal of Political Economy，1978，（12）：67－73.

［14］Marjorier Flavin.The adjustment of consumption to changing expectations about future income［J］.Journal of Political Economy，1981，（10）：45－49.