周 利，王 聰

（暨南大學經(jīng)濟學院金融系，廣東廣州510632）

一、引 言

居民消費不足已成為阻礙中國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的最重要因素之一，尤其是步入經(jīng)濟新常態(tài)后，包括居民消費在內(nèi)的整個消費需求一直呈疲軟狀態(tài)。2014年，我國的消費對GDP的貢獻率僅為37.69%，與同年英國的64.57%，日本的61.14%，美國的68.4%消費率相距甚遠；而另一方面，隨著資產(chǎn)市場特別是股票市場的發(fā)展與住房的商品化，以股票、房地產(chǎn)為代表的金融資產(chǎn)和實物資產(chǎn)在居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中所占比重越來越高，相應(yīng)地，這些資產(chǎn)價格的波動對國民經(jīng)濟的影響亦日益明顯。因此，剖析資產(chǎn)價格波動與居民消費的關(guān)系，弄清兩者之間的內(nèi)在作用機理，構(gòu)成了本文的研究主題，相應(yīng)的結(jié)論對如何增加消費、擴大內(nèi)需、促進經(jīng)濟增長與實現(xiàn)經(jīng)濟平穩(wěn)轉(zhuǎn)型具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

資產(chǎn)價格與居民消費的關(guān)系，一直以來都是人們關(guān)注的一個重要問題，并得到了大量學者的研究和探討。依據(jù)持久收入假說[1-2]，未預期到的資產(chǎn)價格上升將導致家庭財富上升，進而造成居民消費水平的提高，此即為財富效應(yīng)[3]。理論上，財富效應(yīng)是否存在依賴于居民的預期：如果資產(chǎn)價格的波動完全被預期到，居民消費就不會調(diào)整；即使資產(chǎn)價格波動沒有被預期到，如果居民預期價格波動是暫時性的，即未來資產(chǎn)價格會回調(diào)到之前水平，居民消費的調(diào)整也會很小[4]。參照Ando和Modigliani生命周期模型的基本理論框架，國內(nèi)外學者主要由兩條線索展開：一是資產(chǎn)價格波動能否帶來消費支出的變動，即資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的存在性及其程度的估算和檢驗；二是分析資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的形成機理與中介傳導機制[5]。Zandi(1999)，Gale和 Sabellhaus(1999)，Parker(1999)等細致考察了資產(chǎn)價格是否具有財富效應(yīng)，盡管就財富效應(yīng)的大小方面并未達成一致意見，但均肯定了資產(chǎn)價格對促進消費的重要性[6-7]。在單類資產(chǎn)價格與消費關(guān)系的研究中，房價或者股價的財富效應(yīng)基本得到確認[8-11]。鑒于股價與房價波動的相互聯(lián)系，僅考察某一資產(chǎn)價格的財富效應(yīng)都是不全面的。因此，更多的學者兼顧股價與房價波動對消費的影響，并對兩者財富效應(yīng)的大小進行比較。就二者財富效應(yīng)的大小比較上，有兩類主流觀點：第一種認為，房價的財富效應(yīng)小于股價的財富效應(yīng)，原因是房地產(chǎn)的流動性要弱于股票，在資產(chǎn)價格上漲時，房地產(chǎn)難以變現(xiàn)從而不利于其財富效應(yīng)的發(fā)揮[12-13]；第二種觀點則認為，房價較股價波動小，且房地產(chǎn)供給缺乏彈性，使得在資產(chǎn)價格上漲時，人們更多地將房屋的預期增值收益用于增加消費，導致房價的財富效應(yīng)大于股價的財富效應(yīng)[14-15]。

不可否認的是，居民消費、收入與資產(chǎn)價格波動間存在一個穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，財富效應(yīng)在許多國家都是顯著存在的，只是影響資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的因素各有不同。經(jīng)濟體的市場化程度、金融體系、貧富差距、文化傳統(tǒng)、財稅政策及消費者面臨的流動性約束和未來的不確定性等，都可能影響資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的發(fā)揮[16-18]。事實上，資產(chǎn)價格波動與消費間的中介影響機制是造成財富效應(yīng)程度不同的重要因素，不同的中介機制產(chǎn)生的財富效應(yīng)程度可能存在差異，例如實際收入效應(yīng)和預期收入效應(yīng)引起的消費變動程度就不同[19]。

資產(chǎn)價格變化對消費的傳導機制主要有兩類：一是直接財富效應(yīng)，直接帶動居民資產(chǎn)財富的變動進而刺激消費，主要指實際收入效應(yīng)、流動性約束效應(yīng)；二是間接財富效應(yīng)，影響消費者的預期進而間接刺激消費，主要包括貨幣政策效應(yīng)、消費者信心效應(yīng)、替代效應(yīng)等。除定性分析外，多數(shù)學者從消費者信心等間接影響渠道實證分析資產(chǎn)價格財富效應(yīng)[20-21]。李明揚、唐建偉發(fā)現(xiàn)，股價變化通過五種不同的渠道影響消費[22]。胡勝、劉旦指出，房價主要通過微觀、中觀和宏觀三個作用渠道，帶動消費擴張，促進經(jīng)濟增長[23]。劉林川分階段實證檢驗股市與房市財富效應(yīng)的影響機制，認為2006年9月之前的資產(chǎn)價格財富效應(yīng)主要借助替代效應(yīng)，之后則主要借助直接財富效應(yīng)機制[24]。

觀察對資產(chǎn)價格財富效應(yīng)傳導機制實證分析的文獻，發(fā)現(xiàn)較多側(cè)重分析單一的影響機制，如消費者信心效應(yīng)，且未報告其在資產(chǎn)價格財富總效應(yīng)中的相對大??；在實證方法的選擇上，研究者從資產(chǎn)價格與不同傳導機制間的Granger因果檢驗說明消費與資產(chǎn)價格、影響機制間的協(xié)整關(guān)系，以此說明不同的傳導機制對資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的影響。但此估計方法的局限性在于：首先，Granger因果檢驗的結(jié)論對滯后期的選擇非常敏感；其次，Granger因果檢驗僅是對統(tǒng)計上顯著性的檢驗，并未考慮經(jīng)濟意義上的顯著性，而后者恰是該檢驗更應(yīng)該關(guān)注的[25-26]。

相較于以往的研究，本文的主要貢獻在于：理論上，對資產(chǎn)價格波動影響居民消費的內(nèi)在機理進行了探索性研究，拓展了研究視角；方法上，創(chuàng)新性地將中介效應(yīng)模型引入到資產(chǎn)價格波動與居民消費關(guān)系的研究中，以貨幣政策、實際收入與消費者信心作為中介傳導變量，細致考察其對資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的傳導路徑，且給出各中介傳導機制的相對貢獻。這三種中介機制的選取主要基于以下考慮：一、收入是影響消費的最重要因素[27]。二、當前我國以房地產(chǎn)與股票為代表的資產(chǎn)價格波動劇烈，與政府對市場的不斷干預、央行實施的貨幣政策緊密相關(guān)，房市與股市呈現(xiàn)明顯的“政策市”現(xiàn)象。而一項貨幣政策是否有效，則需觀察貨幣供給量、利率與信貸規(guī)模是否發(fā)生相應(yīng)變動。同時，利率市場化這一金融改革的推行，勢必對消費、進而整個經(jīng)濟帶來影響。三、作為經(jīng)濟系統(tǒng)的指示燈，資產(chǎn)價格的趨勢性變動反映了相關(guān)經(jīng)濟主體對未來收入與經(jīng)濟前景的預期，而消費者信心是度量預期最合適的指標?？紤]到以往實證方法設(shè)計上的缺陷，本文運用有向無環(huán)圖方法（DAG）及基于DAG結(jié)果的遞歸預測方差分解技術(shù)，研究各傳導機制與資產(chǎn)價格、消費之間的同期因果關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上分析各傳導機制與資產(chǎn)價格、消費之間的相互影響及其動態(tài)關(guān)系。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分為理論框架，探索各中介機制對資產(chǎn)價格波動與居民消費的中介效應(yīng)；第三部分為變量選取、研究方法與模型設(shè)定，闡述各變量的選取依據(jù)、有向無環(huán)圖方法（DAG）與GMM方法的估計原理，并構(gòu)建相應(yīng)的計量模型；第四部分是描述性統(tǒng)計與實證分析；最后是結(jié)論與政策啟示。

二、理論框架

根據(jù)Blanchard和Fischer(1989)的生命周期-持久收入假說(LC-PIH)，一個人在任一時刻的消費決策，涉及消費效用函數(shù)和時間偏好率，對自身壽命的預期，對現(xiàn)有資產(chǎn)和非資產(chǎn)收入的預期以及預期壽終時留有多少遺產(chǎn)等[28]。因此，本文對一個標準的多期消費-儲蓄的決策問題做出如下假定：

（1）效用函數(shù) U(Ct)時際可加，且有 U′＞0，U″＜0；

（2）個體生命周期為T，無遺產(chǎn)動機，AT=0；

（3）消費者的時間偏好恒定，即δt≡δ(t=1,…,T)；

（4）對未來收入、支出存在不確定性預期，即Ct、Yt是隨機變量。

一個理性決策者的消費目標是使各個時期的消費效用值之和最大，則消費者在時刻t的目標函數(shù)是：

給定消費Ct，消費者擁有總儲蓄(At+Yt-Ct)。資產(chǎn)收益率恒定為r。于是在時刻t+1，資產(chǎn)At+1與期初的資產(chǎn)At、勞動收入Yt、當期消費Ct應(yīng)當滿足：

在預算約束下，推導消費函數(shù)問題就變成求解拉格朗日函數(shù)的極值問題。因此，構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，并分別對Ct、Ct+1與At+1一階求導，整理后得消費的歐拉方程為：

式（2）說明：假設(shè)消費者在t時減少消費dCt，將dCt投資于生息資產(chǎn)，在t+1時將其收益消費掉。t時效用的減少為U′(Ct)，則t+1時期望效用的增加必然等于 (1+r)(1+δ)-1EU′(Ct+1)，即兩期消費之間的邊際替代率必須等于邊際轉(zhuǎn)移率。

消費者具有常絕對風險厭惡，系數(shù)為α，效用函數(shù)（CARA）為：

聯(lián)立式（1）、（2）、（3），最終可得消費函數(shù) Ct：

進一步地，式（4）可簡化為：

這表明當期消費主要由三大因素所驅(qū)動：家庭所持有的當期資產(chǎn)At、當期勞動收入Yt以及預期未來收入。 βi為相應(yīng)的影響系數(shù)(i=1,2,3)，D則為式（4）中的剩余項。

由于家庭總資產(chǎn)等于資產(chǎn)存量與資產(chǎn)價格的乘積，資本存量在短期內(nèi)變動較小（比如房地產(chǎn)短期內(nèi)供給增長緩慢，新股發(fā)行或股市擴容都有政策限制），而資產(chǎn)價格變動相對頻繁，因而資產(chǎn)價值的變動更多是由資產(chǎn)價格變動所引起的。此外，資產(chǎn)價格通過改變預期勞動收入增長率進而對當期勞動、預期勞動收入的邊際消費傾向產(chǎn)生影響。因此，我們有：

式（6）即為本文研究的理論基礎(chǔ)。資產(chǎn)價格變動主要通過貨幣政策效應(yīng)A′(P)、實際收入Y′(P)和預期收入Y′e(P)三種渠道影響消費變動。于是我們有下列命題。

命題1：A′(P)為貨幣政策傳導機制，β1＞0。

資產(chǎn)價格上漲，消費者的投資組合價值增加，信貸獲得能力提升，并會左右央行貨幣政策的制定，最終帶來當期消費的增加。本文以貨幣供給量、利率與信貸規(guī)模來度量貨幣政策的變動。

命題2：Y′(P)為實際收入傳導機制，β2＞0。

資產(chǎn)價格上漲，消費者所持有的資產(chǎn)組合財富收益增加。以股票、債券、基金等這些金融資產(chǎn)為例，利息、溢價及分紅收益迅速增加，帶來消費者當期收入的提升，進而增加消費。

命題3：Y′e(P)為預期收入傳導機制，β3＞0。

資產(chǎn)價格上漲，消費者所持的資產(chǎn)組合價值增加，由此使其預期未來的經(jīng)濟前景良好，而這種對未來的樂觀預期同時又會支撐資產(chǎn)價格不斷上漲，兩者相互作用，最終帶來消費的增加。而預期作為一種心理狀態(tài)，難以直接度量，常以消費者信心指數(shù)替代。

圖1 資產(chǎn)價格波動對居民消費的中介效應(yīng)模型

圖1清晰地闡釋了實際收入、貨幣政策與消費者信心三種中介傳導機制對資產(chǎn)價格波動與居民消費的中介效應(yīng)。

三、變量選取、研究方法與模型設(shè)定

（一）變量選取及數(shù)據(jù)說明

本文所使用的主要數(shù)據(jù)為2000年第一季度至2015年第三季度?？紤]城鎮(zhèn)化的進程、對資產(chǎn)價格變動的敏感性，因此變量的選取上統(tǒng)一為城鎮(zhèn)居民。各變量數(shù)據(jù)主要來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

擇取股票價格和房地產(chǎn)價格作為資產(chǎn)價格的代理變量，主要基于以下考慮：第一，從現(xiàn)有研究財富效應(yīng)的文獻看，大多數(shù)學者都選取股票和住房這兩類最重要的資產(chǎn)作為研究對象，較少涉及其它資產(chǎn)；第二，從資產(chǎn)價格與消費的聯(lián)系來看，股票和住房是與消費具有緊密聯(lián)系的資產(chǎn)，相比之下，大宗商品和債券等資產(chǎn)與投資的聯(lián)系較為緊密，與消費的聯(lián)系不明顯；第三，由于我國城鎮(zhèn)居民所持有的資產(chǎn)主要包含房屋與股票，而這兩類資產(chǎn)是家庭財富的主要形式，它們自身的變動會通過各種中介機制最終影響到消費上。

居民消費與實際收入分別以城鎮(zhèn)居民人均消費支出、人均可支配收入來度量；直接以消費者信心指數(shù)衡量消費者信心。

作為央行貨幣政策的中介目標，貨幣供給量M2對宏觀經(jīng)濟的解釋能力遠優(yōu)于其它貨幣變量，而信貸規(guī)模又是M2的決定變量（盛松成、吳培新，2008）。因此，數(shù)量型指標選取廣義貨幣供給量M2和貸款余額LOAN；利率是貨幣政策發(fā)揮作用的中樞，而銀行間同業(yè)拆借市場是我國利率市場化程度最高的市場（國債規(guī)模較小，不能引導市場利率），其利率水平能較為迅速地反映貨幣市場上資金的供求狀況，更能體現(xiàn)資金的真實價格[29]。結(jié)合現(xiàn)實，采用銀行間同業(yè)拆借加權(quán)利率進行實證。

為消除季節(jié)、價格因素的影響，對各變量進行價格平減（同除以1978年為基準的居民消費價格指數(shù)），并運用Census X12方法對各時間序列進行季節(jié)調(diào)整。同時，本文對各變量的ADF單位根檢驗表明：各變量的水平值非平穩(wěn)，而一階差分序列均平穩(wěn)。

（二）研究方法

1.傳導機制和傳導效應(yīng)

傳導機制是自變量對因變量發(fā)生影響的媒介，它主要是指一種內(nèi)部機制，通過該機制自變量對因變量發(fā)揮作用。在探討自變量X對因變量Y的作用時，若X通過變量M來影響Y，則M即為傳導機制。

假設(shè)已對變量進行去中心化處理（即變量減去其均值）。圖2上部分是傳導機制的路徑圖，c是X對Y的總效應(yīng)，ab是經(jīng)過傳導機制M的傳導效應(yīng)（Mediating Effect），c′是直接效應(yīng)，e1,e2,e3為誤差項。當只有一個傳導變量時，效應(yīng)之間有如下關(guān)系：

傳導效應(yīng)的大小可以用c-c′=ab來衡量。

圖2下部分是傳導效應(yīng)的檢驗程序[30]。

圖2 傳導機制示意圖與傳導效應(yīng)的檢驗程序

2.廣義矩估計（GMM）

傳統(tǒng)的計量估計方法（如普通最小二乘法、工具變量法和極大似然法等）要求其參數(shù)估計量須滿足某些假設(shè)，比如模型的隨機誤差項服從正態(tài)分布或某一已知分布。而廣義矩估計則對隨機誤差項的分布無具體要求，因而在模型參數(shù)的估計中得以廣泛推廣。其基本估計思路是假定有如下回歸方程：

式中：解釋變量 xt=(x1t,x2t,…,xkt)′，參數(shù)向量β=(β1,β2,…,βk)′，T 為樣本個數(shù)。對于 k 維單方程參數(shù)向量β的GMM估計，由于解釋變量向量xt與隨機擾動項εt可能相關(guān)，因此可以假設(shè)存在含有L(L≥K)個分量的工具變量向量zt與隨機擾動項不相關(guān)，t時刻含有L個變量的向量zt與εt滿足L個正交的矩條件為：

因此，目標函數(shù)為：

對式（10）進行迭代，求其最小值，可得到參數(shù)b的GMM估計量。

3．統(tǒng)計學處理：應(yīng)用SAS 9.0軟件進行統(tǒng)計學分析。計數(shù)資料應(yīng)用χ2檢驗或精確χ2檢驗，計量資料采用非參數(shù)統(tǒng)計方法(Wilcoxon檢驗)進行分析。變化趨勢應(yīng)用阻尼趨勢指數(shù)平滑方法進行時間序列分析。P<0.05為差異具有統(tǒng)計學意義。

3.有向無環(huán)圖方法（Directed Acyclic Graphs，DAG）

Granger因果關(guān)系的真實含義是時間上的先后關(guān)系，并非經(jīng)濟意義上的因果關(guān)系[31]?；诖?，Spirtes et al提出了“有向無環(huán)圖”以考察變量間與時間次序無關(guān)的因果關(guān)系[32]。

通過無條件相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)，DAG能夠有效地辨識變量之間的同期因果關(guān)系，并借助圖形生動地展示這種關(guān)系的存在性和指向性。識別步驟分為去邊和定向。在“去邊”階段，DAG從一個無向完全圖出發(fā)，先檢驗變量之間的無條件相關(guān)系數(shù)，去掉系數(shù)顯著為零的邊，再對1階偏相關(guān)系數(shù)進行分析。在“定向”階段，借助于“相鄰”和“隔離集”兩個概念，依據(jù)相應(yīng)的判別準則確定因果關(guān)系的方向。對于兩個變量X和Y，其識別結(jié)果有以下五種可能情形：“X Y”為二者獨立，沒有邊連接；“X→Y”為存在X到Y(jié)的單向因果關(guān)系；“Y→X”為存在Y到X的單向因果關(guān)系；“X?Y”為雙向因果；“X-Y”意味著存在因果關(guān)系，但無法明確這種關(guān)系的指向性。通常選用Fisher’s的z統(tǒng)計量以檢驗條件相關(guān)系數(shù)是否顯著不等于零：

遵循Spirtes et al(1993)提出的PC算法，本文運用TetradⅣ中內(nèi)嵌的PC算法得到最終的DAG分析圖。

（三）模型設(shè)定

依據(jù)理論框架（6），可以構(gòu)建下列計量模型：

上式中，C、Y、CCI、Mon依次表示消費、收入、消費者信心指數(shù)與貨幣政策變量，其中，Mon又包含利率 R、貨幣供給量 M2、貸款余額LOAN。

為分析資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的傳導機制，本文進一步考察資產(chǎn)價格和模型（12）中貨幣政策、實際收入與消費者信心指數(shù)的關(guān)系，進而建立如下計量模型：

四、傳導機制的檢驗結(jié)果與分析

(一)傳導機制的檢驗

資產(chǎn)價格波動對居民消費是否有顯著的同期因果關(guān)系，是本文探討貨幣政策、實際收入與消費者信心這三種傳導機制的基礎(chǔ)?？紤]到我國房地產(chǎn)市場起步、發(fā)展較晚，時間序列數(shù)據(jù)較短，而較高的顯著水平有益于發(fā)現(xiàn)小樣本情形下變量之間的同期因果關(guān)系[33]。因此，本文以20%的顯著性水平來進行DAG分析(見圖3)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：房價波動與居民消費間存在同期因果關(guān)系，是資產(chǎn)價格財富效應(yīng)存在的基礎(chǔ)；房價與貨幣政策、實際收入、消費者信心這三個傳導機制同期相關(guān)；貨幣政策、實際收入、消費者信心指數(shù)的變動會帶來當期消費的變動，由此證實了資產(chǎn)價格波動與居民消費間財富效應(yīng)的存在性以及三種主要傳導機制的作用，奠定了下文分析的前提。

DAG結(jié)果僅僅給出上述各變量間同期因果關(guān)系，為進一步考查貨幣政策、實際收入與消費者信心這三種傳導機制對資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的影響方向與大小，本文運用GMM對各傳導機制進行估計。

表1 方程（13）至方程（16）的GMM估計結(jié)果

表2表明，回歸方程加入貨幣政策、實際收入與消費者信心這三個變量后，資產(chǎn)價格波動對居民消費引入模型對居民消費的回歸系數(shù)在10%的水平下還顯著，說明這三種機制在資產(chǎn)價格波動對居民消費提升中起著部分傳導作用。同時結(jié)合方程(14)至方程(16)的回歸，我們可分別得出貨幣政策、實際收入與消費者信心這三種傳導機制相對總效應(yīng)的比例。

圖3 資產(chǎn)價格、人均消費支出與各影響機制的DAG分析

表2 對方程（12）的GMM估計

首先，實際收入①實際收入對資產(chǎn)價格總財富效應(yīng)的貢獻為82.63%(1.30×0.75/1.18=82.63%)，貨幣政策（以信貸規(guī)模為例）對資產(chǎn)價格總財富效應(yīng)的貢獻為16.27%(1.92×0.10/1.18=16.27%)，消費者信心指數(shù)的貢獻僅為1.4%(0.11×0.15/1.18=1.4%)。這一傳導變量與總效應(yīng)的比值為0.8263，這說明實際收入可以有效地解釋資產(chǎn)價格波動對居民消費提升作用的82.63%，遠高于貨幣政策與消費者信心的傳導效用。對此可能的解釋是，根據(jù)LC-PIH的理論模型，居民收入包括持久性收入與暫時性收入兩部分，而持久性收入對居民消費的影響較大；當資產(chǎn)價格變動帶來持久性收入增加時，消費便會有較大的提升。

其次，貨幣政策相對于總效應(yīng)的比值是0.1627，這說明貨幣政策能解釋資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的16.27%。當前我國政府較多運用貨幣政策對房市與股市進行干預，即這兩類市場呈明顯的“政策市”的現(xiàn)象。這說明，以信貸規(guī)模和貨幣供給量為中介目標的貨幣政策擴張對拉動內(nèi)需產(chǎn)生了一定的效果，且房地產(chǎn)本身所具有的抵押性質(zhì)，使得房價上漲的同時也增強了房產(chǎn)價值，進而推動信貸規(guī)模的擴張；而作為價格型調(diào)控工具的利率，其對財富效應(yīng)的作用效果雖較小，但卻顯著，主要原因是我國利率市場化的進程正緩慢進行。

最后，資產(chǎn)價格的波動也可能通過“信心效應(yīng)”這一傳導渠道影響家庭消費行為，模型中股價對消費者信心的影響顯著，但程度上依然小于房價。這是因為：第一，股票價格具有領(lǐng)先指標的特性，其價格的上升是未來經(jīng)濟向好的晴雨表，從而堅定消費者的信心，增加消費；第二，股票等高度波動的資產(chǎn)價格具有不確定性，使得居民難以形成穩(wěn)定的預期，因此通過消費者信心對資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的傳導作用有限。

此外，方程（12）與方程（13）的截距項可反映除資產(chǎn)價格變動、三種傳導機制以外的其它變量對消費的影響。以信貸規(guī)模為例，截距項由方程（13）中的-1.70上升為方程（12）中的-0.48，資產(chǎn)價格變動與三種影響機制對消費波動的解釋達到72%，進一步驗證本文選取這三種傳導機制解釋資產(chǎn)價格波動與居民消費間內(nèi)在作用機理的合理性和代表性。

進一步地，為分析貨幣政策、實際收入、消費者信心這三種傳導機制對資產(chǎn)價格財富效應(yīng)的動態(tài)影響及其影響程度，我們基于DAG的分析進行了預測誤差方差分解（見表3）。

表3 基于DAG分析結(jié)果的預測誤差方差分解（%）

表3表明：首先，房價對消費、信貸規(guī)模、實際收入與消費者信心的影響始終超過股票市場。兩個季度后股價沖擊僅能解釋我國消費波動的0.91%左右，1年后到2年間股價沖擊對消費波動的解釋也只是2%左右；而房價對消費沖擊的解釋在1年即到達將近23%。由此說明股價對消費的拉動作用有限，且與房地產(chǎn)市場相比，消費對股價沖擊的反應(yīng)相對較慢。

其次，短期內(nèi)，房價對信貸規(guī)模的解釋乏力，而股價對其的解釋接近15%。這說明信貸規(guī)模對于我國股票市場的反應(yīng)較敏感，時滯較短，而對同期房地產(chǎn)市場反應(yīng)緩慢。而造成我國信貸規(guī)模對房市和股市短期反應(yīng)不同的原因，可能在于股票和房地產(chǎn)作為投資品的流動性和資金規(guī)模門檻的不同。

隨著我國股票市場的發(fā)展，信貸資金增加后企業(yè)和居民可以將多余的資金投資于流動性較好、資金規(guī)模門檻相對較低的股票市場，而當信貸緊縮、資金不足時，可以變現(xiàn)流動性較好的權(quán)益投資，從而使得股票市場的變化能迅速影響信貸的變化；而房地產(chǎn)因為流動性相對較差、要求的資金門檻相對較高，因此信貸很難立即對房地產(chǎn)市場價格的變動做出反應(yīng)。但隨著預測期的延長，房價對信貸規(guī)模的影響最終超過股票市場。

最后，消費沖擊對自身波動的解釋力較大，其中，2年后消費沖擊對自身波動的解釋仍超過60%，隨后依次是實際收入、信貸規(guī)模與消費者信心，與GMM逐步回歸的結(jié)果相一致。這說明，我國消費的波動主要來自于自身的慣性變動，而導致這種累積性的慣性變動因素包括示范效應(yīng)等。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗本文基于有向無環(huán)圖（DAG）技術(shù)識別的同期因果關(guān)系在樣本區(qū)間內(nèi)是否穩(wěn)健，本文基于DAG分析的結(jié)果進行了遞歸的預測方差分解分析。由于我國房地產(chǎn)價格增長率在2003年發(fā)生了較大的變化（圖2），因此，本文在預測方差分析中以2000年第1季度至2003年第4季度為基期，作第一次方差分解分析，以2000年第1季度到2004年第1季度作第二次方差分析，以此類推，直到整個樣本期2000年第1季度到2015年第3季度，并把每次回歸的第10個季度的預測誤差方差分解繪成如圖4所示。

圖4 資產(chǎn)價格財富效應(yīng)與貨幣政策、實際收入、消費者信心的預測誤差方差分解

由對消費基于DAG的遞歸預測方差分解可知，消費波動的80%以上由其自身解釋，信貸規(guī)模與收入、消費者信心對于消費的影響大約為14%左右，房價與股價的貢獻大約僅有6%左右。這說明了信貸規(guī)模（貨幣政策）、實際收入與消費者信心對消費的影響依然有限。

而觀察對貸款余額（信貸規(guī)模）的遞歸預測方差分解可知，在2008年第3季度前房價、股價對信貸規(guī)模的影響波動較大；2008年第4季度以后，房價對信貸規(guī)模變動的影響有所增加，且趨于穩(wěn)定，基本在10%左右；股票價格對信貸規(guī)模的解釋小于房地產(chǎn)市場，甚至低于5%，信貸規(guī)模波動的90%以上由其自身解釋；由此表明，短期內(nèi)，股價對信貸規(guī)模的影響較高，但長期內(nèi)解釋力會不斷降低。相應(yīng)地，實際收入的沖擊的80%以上由其自身解釋，房價對其的影響較強，約為18%左右，而股價僅能解釋其中的2%左右。

最后，消費者信心指數(shù)的遞歸預測方差分解說明，在遞歸期內(nèi)股價對我國消費者信心影響較小，而房價對其的影響則相對較強，尤其是2008年后我國股票價格對消費者信心的影響基本小于1%，而房地產(chǎn)價格對消費者信心變動的影響在20%左右，說明在經(jīng)歷2007年房地產(chǎn)泡沫后，我國的金融信貸政策可能存在事實上的關(guān)注房地產(chǎn)資產(chǎn)價格。

五、結(jié)論及政策啟示

本文的主要研究結(jié)論是，近20年來居民消費有明顯的起伏波動，這在一定程度上歸因于資產(chǎn)價格的波動。貨幣政策、實際收入與消費者信心是資產(chǎn)價格波動對居民消費的傳導機制，其中，以實際收入的影響作用最大，占總效應(yīng)的80%以上，隨后依次為貨幣政策、消費者信心。房市與股市呈現(xiàn)明顯的“政策市”現(xiàn)象，信貸規(guī)模仍然是貨幣政策的主導機制，但利率對財富效應(yīng)影響顯著，且這一機制將伴隨我國利率市場化進程的完成而逐步增強，并成為貨幣政策的主要調(diào)控工具?；诖?，本文得出以下政策啟示：

（1）以住房為代表的實物資產(chǎn)在消費財富中所占比重越來越高，住房價格的波動會顯著影響貨幣供給與消費者信心指數(shù)，由此改變住房持有者的消費支出；但注意到房市財富效應(yīng)與宏觀經(jīng)濟變量的變化緊密相連，具有較大的不穩(wěn)定性。因此，政府在調(diào)控房價時，考慮到我國房地產(chǎn)市場在制度規(guī)則、市場化程度等方面不完善的同時，也需兼顧住房價格與消費間的內(nèi)在作用機理，恰當使用各種宏微觀工具，以此促進房地產(chǎn)市場的健康穩(wěn)定發(fā)展。

（2）我國以債券與股票為代表的金融市場發(fā)展相對落后，使得金融資產(chǎn)未能在消費財富中發(fā)揮應(yīng)有的作用，最終導致股市財富效應(yīng)小于房市財富效應(yīng)。為此，需有步驟逐步實施我國金融體制改革，完善我國證券市場在制度框架、監(jiān)管、信息披露、投資者保護等方面存在的不足；同時，豐富金融市場尤其是股票市場的產(chǎn)品，提高直接融資比重，滿足各種居民對風險與收益的選擇，以此達到通過股價促進內(nèi)需的目的。

（3）消費者心理和預期在財富效應(yīng)影響機制中起著關(guān)鍵性作用：資產(chǎn)價格的上升對消費者未來收入的預期有正面效應(yīng)，消費者對經(jīng)濟前景有信心，這一積極的預期心理最終會帶來消費的增加。為此，需大力推進居民的消費信心體系建設(shè)，完善社會保障制度，消除居民以往因循守舊的保守心理，以此促使居民的消費層次升級。

（4）利率對財富效應(yīng)的影響效力雖較小，但卻顯著。這一方面說明了我國當前推進利率市場化這一金融改革的合理性和預見性，另一方面也說明利率市場化從其實施到最終利率調(diào)控框架的完全建立并非一蹴而就，而是一個逐漸遞進日趨完善的過程，在這一過程中，就要求央行密切關(guān)注資產(chǎn)價格波動，明晰財富效應(yīng)變化趨勢，準確引導市場利率，并對資產(chǎn)價格的波動做出適度反應(yīng)。