中國(guó)城鎮(zhèn)住宅財(cái)富效應(yīng)的微觀檢驗(yàn)

劉　旦　姚玲珍

〔摘要〕在生命周期假說的基礎(chǔ)上，文章構(gòu)造了一個(gè)城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)關(guān)系的模型，并利用1978-2006年的數(shù)據(jù)，分階段實(shí)證研究了我國(guó)城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)的影響。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)城鎮(zhèn)房地產(chǎn)市場(chǎng)不具有財(cái)富效應(yīng)。住宅供給結(jié)構(gòu)不合理和住宅市場(chǎng)信息不對(duì)稱是造成我國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)不具有財(cái)富效應(yīng)的重要原因。

〔關(guān)鍵詞〕住宅資產(chǎn)；消費(fèi)函數(shù)；生命周期假定；財(cái)富效應(yīng)

〔中圖分類號(hào)〕F014.5〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕 A〔文章編號(hào)〕1008-2689（2008）01-0033-07

一

消費(fèi)不足是中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的一個(gè)重要制約性因素。中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴投資和出口的局面很難長(zhǎng)期維持，這一增長(zhǎng)方式在未來的幾年里將不可避免地面臨重要調(diào)整。這樣的調(diào)整對(duì)快速發(fā)展中的中國(guó)經(jīng)濟(jì)將產(chǎn)生負(fù)面的影響，其影響程度如何完全取決于消費(fèi)。屆時(shí)，如果消費(fèi)不能成長(zhǎng)為代替投資和出口的增長(zhǎng)支柱，中國(guó)經(jīng)濟(jì)很難排除硬著落的可能。刺激消費(fèi)增長(zhǎng)是中國(guó)政府最近提出的經(jīng)濟(jì)“又好又快”發(fā)展的根本之所在，也是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵。

一般認(rèn)為，兩大因素直接影響了消費(fèi)，即收入效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)。收入對(duì)消費(fèi)的影響更多地體現(xiàn)在就業(yè)率和收入分配的不平等。相反地，中國(guó)居民消費(fèi)中的財(cái)富效應(yīng)卻沒有明顯地發(fā)揮出來。因此，充分發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)對(duì)刺激消費(fèi)的積極作用非常重要。

財(cái)富通常包括真實(shí)財(cái)富（如商業(yè)資產(chǎn)和房地產(chǎn)）和金融財(cái)富（如證券和銀行存款）兩大類型。目前，國(guó)家仍然是土地、重要資源和壟斷行業(yè)企業(yè)的實(shí)際所有者和支配者，中國(guó)居民能夠?qū)嶋H擁有的財(cái)富主要是銀行存款、房地產(chǎn)、私營(yíng)企業(yè)和其他金融資產(chǎn)。因?yàn)楝F(xiàn)金和銀行存款、債券等資產(chǎn)價(jià)值變化很小，一般人們主要討論股票市場(chǎng)和住宅房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)。但是，關(guān)于中國(guó)股市是否具有財(cái)富效應(yīng)，大量實(shí)證研究得出的結(jié)論是中國(guó)股市存在較弱的財(cái)富效應(yīng)。這種較弱的影響不僅存在于股市上漲時(shí)對(duì)消費(fèi)支出的積極影響，也同樣存在于股市低迷時(shí)對(duì)消費(fèi)支出的消極影響。因此，在目前，一個(gè)健康的、良好發(fā)展的房地產(chǎn)市場(chǎng)所產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)以及帶給房屋居住者穩(wěn)定未來預(yù)期的作用對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)至關(guān)重要。因此，本文從城鎮(zhèn)住宅財(cái)富效應(yīng)視角出發(fā)，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行綜合分析，目的是為政府制定正確的宏觀調(diào)控政策提供理論指導(dǎo)，從而促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)和我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。

二

經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出過若干個(gè)用于經(jīng)驗(yàn)研究的消費(fèi)函數(shù)，具有穩(wěn)態(tài)性質(zhì)的只有Modigliani等提出的消費(fèi)函數(shù)。按照 Modigliani 和Brunbeng（1954）、Modigliani 和 Steindel（1977）和 Steindel（1977，1981）等人的消費(fèi)行為理論，在資產(chǎn)收益率（利率）不變，人口年齡結(jié)構(gòu)不變的輔助假設(shè)下，存在如下的生命周期假說宏觀消費(fèi)函數(shù)：

方程（1）或（3）的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)提出了幾個(gè)問題。首先是不能直接觀察期望的未來勞動(dòng)收入，信息滯后的存在導(dǎo)致當(dāng)期收入和財(cái)富無法觀察（Goodfriend，1986）。為簡(jiǎn)化過程，假定期望的未來勞動(dòng)收入與當(dāng)期勞動(dòng)收入成比例。此外，我們還假定當(dāng)期收入和財(cái)富是未知的，計(jì)劃消費(fèi)取決于他們的預(yù)期價(jià)值，假定消費(fèi)者在（t-1）期間內(nèi)通過自己能夠獲得的信息形成當(dāng)期收入和財(cái)富的預(yù)期，即收入和財(cái)富的預(yù)期是理性的。通過這些假設(shè)，通過必要的推導(dǎo)，可以得到包含當(dāng)期和滯后收入及財(cái)富變量的短期消費(fèi)方程：

在方程（6）、（7）中，XF代表城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)，Y代表城鎮(zhèn)居民收入，JR代表城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)，F(xiàn)J代表城鎮(zhèn)居民實(shí)物資產(chǎn)。

1、城鎮(zhèn)居民實(shí)物資產(chǎn)。實(shí)物資產(chǎn)包括家用電器、家具等耐用消費(fèi)品和住宅。這類資產(chǎn)由于公開性差，數(shù)據(jù)獲取不易，一般只能通過抽樣調(diào)查取得。即使得到了有關(guān)數(shù)據(jù)，也因其種類繁多、形態(tài)和品質(zhì)各異及市場(chǎng)價(jià)值的變化，難以進(jìn)行折舊和估價(jià)。因此，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取住宅資產(chǎn)代表實(shí)物資產(chǎn)。按照孫鳳（2002年）[1](148)的觀點(diǎn)，住宅資產(chǎn)以城鎮(zhèn)和工礦區(qū)工人建房竣工住宅價(jià)值代替，按上一年存量額2.5%折舊后，再加上當(dāng)年竣工住宅價(jià)值，為當(dāng)年住宅存量。

2、城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)。城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)是指城鎮(zhèn)居民持有的以貨幣、銀行存款、包括各類債券和股票在內(nèi)的有價(jià)證券、保險(xiǎn)儲(chǔ)金等各種形態(tài)存在的有形財(cái)富，它是城鎮(zhèn)居民可支配收入在用于消費(fèi)和固定資產(chǎn)投資后的余額?？紤]到數(shù)據(jù)收集的困難，又由于在我國(guó)城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)構(gòu)成中，儲(chǔ)蓄存款是一個(gè)充滿影響力的核心構(gòu)成因子。因此，我們以銀行存款作為金融資產(chǎn)的替代指標(biāo)。

3、城鎮(zhèn)居民收入。在經(jīng)濟(jì)分析中，常常以居民可支配收入作為收入的標(biāo)志性指標(biāo)。考慮到通貨膨脹因素對(duì)購(gòu)買力的影響，為保證數(shù)據(jù)具有可比性，這里將城鎮(zhèn)居民家庭的名義人均可支配收入用1978年為基期的全國(guó)商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，得到實(shí)際人均可支配收入。

4、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)。Edelsteina等（2003）、Case等（2001）和Catte（2004）等人在實(shí)證研究中，利用人均消費(fèi)支出，并用CPI平減指數(shù)消去通貨膨脹影響，以實(shí)際人均消費(fèi)支出作為消費(fèi)支出的樣本數(shù)據(jù)。因此，在實(shí)際分析中，我們利用城鎮(zhèn)地區(qū)的消費(fèi)者商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減以獲得人均實(shí)際消費(fèi)支出。

此外，在實(shí)際分析中還加入利率指標(biāo)。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，利率變化會(huì)引起平均消費(fèi)傾向的相反方向變動(dòng)。然而M.D.Shapiro等認(rèn)為，利率對(duì)消費(fèi)的影響是不確定的。[2]國(guó)內(nèi)的學(xué)者對(duì)上述兩種觀點(diǎn)都有贊同者和持異議者。[3](180)但可以肯定的是，隨著收入水平提高和金融市場(chǎng)的發(fā)展，尤其是資本市場(chǎng)的迅速發(fā)展，居民的資產(chǎn)選擇空間越來越大，居民的儲(chǔ)蓄、投資和消費(fèi)行為對(duì)利率的敏感性將逐步提高。另一方面，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌中收入預(yù)期的不穩(wěn)定性以及住房、醫(yī)療、教育等制度改革所造成的預(yù)期支出增加又可能會(huì)降低居民對(duì)利率的敏感性，從而保持儲(chǔ)蓄的相對(duì)穩(wěn)定增加。因此，盡管利率在我國(guó)尚未完全市場(chǎng)化，但利率作為一個(gè)重要的資產(chǎn)價(jià)格變量，究竟是否影響消費(fèi)，這種影響如何變化，不能不加以分析。本文使用一年期存款名義利率作為利率（R）的代表變量。

本文的時(shí)間跨度為1979-2006年，數(shù)據(jù)均來源與中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)景氣月報(bào)。此外，在實(shí)際分析中，對(duì)上述各變量取對(duì)數(shù)，利率指標(biāo)因?yàn)槭前俜謹(jǐn)?shù)，直接進(jìn)入方程。

三

（一）長(zhǎng)期消費(fèi)方程的回歸分析和協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰、紐博爾特（1974）、菲利普（1986）指出當(dāng)使用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時(shí)，會(huì)造成虛假回歸，并且沃深（1989）也證明當(dāng)變量存在著單位根時(shí)，即非平穩(wěn)時(shí)，傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量，如t值、F值、DW值和R2將出現(xiàn)偏差。因此，要分析經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，首先要檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，然后才能進(jìn)行協(xié)整分析。[4]只有具有相同的單整階數(shù)，才能構(gòu)造成協(xié)整變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用基于殘差和滯后項(xiàng)分析的ADF檢驗(yàn)方法[5]來檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征。

利用Eviews5.0軟件分別對(duì)各變量的水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方程的選取根據(jù)相應(yīng)的圖形來確定，檢驗(yàn)過程中滯后項(xiàng)的確定采用SIC原則，結(jié)果見表1。從表1可以看出各序列在5%的顯著水平下都是一階差分平穩(wěn)的，也就是都屬于序列I(1)。因此， XF、Y、FJ和R之間可能存在協(xié)整關(guān)系，此外，為避免多重共線性采用Stepwise進(jìn)行自變量篩選，銀行存款指標(biāo)被剔除。對(duì)余下各變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表2。

從模型的回歸結(jié)果可以看出：第一，各項(xiàng)變量系數(shù)所對(duì)應(yīng)的T值，擬合優(yōu)度R2值，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量等都非常理想，DW值顯示可近似看作不存在一階自相關(guān)性；第二，城鎮(zhèn)居民實(shí)際收入與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)具有統(tǒng)計(jì)上顯著的正向影響，并且城鎮(zhèn)居民可支配收入是影響城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)最重要的因素；其次是一年期存款利率，但利率對(duì)消費(fèi)的影響很?。坏谌?，城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)將減少0.368285百分點(diǎn)。此外，銀行存款沒有通過我們的檢驗(yàn)。

回歸得到殘差序列E，對(duì)之進(jìn)行ADF檢驗(yàn)得：

由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-4.272060小于顯著性水平5%時(shí)的臨界值-2.986225，因此可認(rèn)為估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明上述變量具有協(xié)整關(guān)系。

（二）短期消費(fèi)方程的回歸分析和協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表4中，QC、LY、LFJ、LR分別代表上期消費(fèi)、上期收入、上期住宅資產(chǎn)和上期存款利率；DFJ、YY、DR代表住宅資產(chǎn)、居民可支配收入和一年期存款利率的一階差分。

表4顯示短期消費(fèi)方程（7）的估計(jì)，從模型的回歸結(jié)果可以看出：第一，方程的擬合優(yōu)度很高，R2高達(dá)0.935348，并且調(diào)整R2的也達(dá)到0.911529；其次DW統(tǒng)計(jì)量為2.01，說明方程不存在一階自相關(guān)性；第二，上期收入對(duì)消費(fèi)的影響最大；其次是上期消費(fèi)，上期消費(fèi)對(duì)本期消費(fèi)的影響也很大，說明消費(fèi)的棘輪效應(yīng)起著重要的作用；再次是上期利率；最后，上期住宅資產(chǎn)與消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，上期住宅資產(chǎn)每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致人均消費(fèi)支出減少0.42個(gè)百分點(diǎn)。第三，上期收入的一階差分對(duì)人均消費(fèi)的影響依然是最大；其次是利率的一階差分，但利率的一階差分對(duì)消費(fèi)的影響非常??；最后，居民住宅資產(chǎn)的的一階差分與居民人均消費(fèi)存在微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

四

1998年，國(guó)務(wù)院發(fā)出了《關(guān)于進(jìn)一步深化城市住房制度改革加快住房建設(shè)的通知》，這一政策的出臺(tái)對(duì)住房制度改革具有里程碑意義。它一方面促進(jìn)了住宅商品市場(chǎng)的發(fā)育；另一方面極大地調(diào)動(dòng)了城市居民個(gè)人購(gòu)房的積極性，大幅提高了城市居民住房的自有率。但從1998年到1999 年，真正的住房實(shí)物分配總體上并沒有停止。同時(shí)由于土地市場(chǎng)的滯后約束了中國(guó)住宅市場(chǎng)的全面建立。在土地招拍掛制度實(shí)施之前，住宅市場(chǎng)在中段產(chǎn)品的銷售等方面市場(chǎng)化程度很高；但是在土地方面卻幾乎完全是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)。上述原因的存在導(dǎo)致2000年之前，中國(guó)住宅業(yè)市場(chǎng)化程度很低。從2000 年開始，以住房分配制度改革為核心，中國(guó)住宅業(yè)的市場(chǎng)化程度才得以快速地提升。因此，下面我們以2000年為界對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)住宅財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行分段分析。

（一）對(duì)第一時(shí)段數(shù)據(jù)的分析（1979～1999年）

如前所述，本文利用Eviews5.0軟件分別對(duì)各變量的水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。從表5可以看出各序列在5%的顯著水平下都是一階差分平穩(wěn)的，也就是都是屬于序列I(1)。因此， XF、Y、FJ和R之間可能存在協(xié)整關(guān)系，具體回歸結(jié)果見表6。

從模型的回歸結(jié)果可以看出，第一，方程的擬合優(yōu)度R2值，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量等都非常理想，DW值顯示可近似看作不存在一階自相關(guān)性；第二，城鎮(zhèn)居民可支配收入依然是影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)最重要的因素，其次是一年期存款利率，但利率對(duì)消費(fèi)的影響很小；住宅資產(chǎn)與消費(fèi)呈較小的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但住宅資產(chǎn)的T檢驗(yàn)值不顯著。原因可能在于1999年以前我國(guó)住宅市場(chǎng)還沒有進(jìn)行市場(chǎng)化改革，國(guó)家包住房、包教育、包醫(yī)療、包就業(yè)，使居民形成無風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。因此，住宅資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)沒有發(fā)揮出來。

（二）對(duì)第二時(shí)段數(shù)據(jù)的分析（2000～2006年）

2000～2006年樣本期過短，因此，我們采用季度數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，同樣我們也進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這樣做是為了避免“偽回歸”。此外，住宅按其價(jià)值構(gòu)成可分為：經(jīng)濟(jì)適用房、普通住房和高檔住宅。因此，進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證分析的方程可設(shè)定為：

其中JJ代表經(jīng)濟(jì)適用房銷售價(jià)格指數(shù)取對(duì)數(shù)，BS代表高檔住宅、別墅價(jià)格指數(shù)取對(duì)數(shù)，PT代表普通住宅價(jià)格指數(shù)取對(duì)數(shù)，R和XF同上。

1、變量的單位根檢驗(yàn)

如前所述，利用Eviews5.0軟件分別對(duì)方程（8）中各變量的水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表7。從表7可以看出各序列在5%的顯著水平下都是一階差分平穩(wěn)的，也就是都是屬于序列I(1)。因此，它們滿足構(gòu)造VAR模型的必要條件。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

由于上述變量都是單整的，因此，我們可以利用Johansen檢驗(yàn)判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號(hào)關(guān)系。運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）選擇滯后階數(shù)，本文中滯后二階的SC和 AIC值最小，所以確定滯后階數(shù)為二階來構(gòu)建VAR模型。接下來由表8給出Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

根據(jù)表8中的LR統(tǒng)計(jì)值，只有第一個(gè)似然比統(tǒng)計(jì)量大于在顯著性水平為5%下的臨界值，因而只有第一個(gè)原假設(shè)被拒絕，即變量之間有而且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，其表達(dá)式為：

括號(hào)內(nèi)數(shù)字為T檢驗(yàn)值。從模型回歸結(jié)果可以看出：不同類型的住宅價(jià)格波動(dòng)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的影響是有差別的。高檔住宅銷售價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民人均消費(fèi)具有統(tǒng)計(jì)上顯著的正向影響。相反，經(jīng)濟(jì)適用房和普通住房銷售價(jià)格上漲將導(dǎo)致人均消費(fèi)支出減少?？梢钥闯?，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)適用房和普通住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)人均消費(fèi)支出的反向影響超過了高檔住宅銷售價(jià)格波動(dòng)對(duì)人均消費(fèi)支出的正向影響，在平均水平上，中國(guó)住宅價(jià)格上漲才表現(xiàn)出對(duì)消費(fèi)的抑制作用。[6]

五

實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)城鎮(zhèn)住宅財(cái)富效應(yīng)為負(fù)，也就是說，城鎮(zhèn)居民住宅資產(chǎn)的增加對(duì)消費(fèi)支出產(chǎn)生的不是促進(jìn)作用，而是“擠出效應(yīng)”，使消費(fèi)支出不升反降。但是，分階段來看，1979～1999年，住宅資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響沒有通過檢驗(yàn)，也就是說這個(gè)階段的住宅資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)沒有發(fā)揮出來；2000～2006年，即住房制度市場(chǎng)化改革以來，住宅資產(chǎn)與人均消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，也就是說我國(guó)城鎮(zhèn)住宅財(cái)富效應(yīng)整體上為負(fù)的原因在于2000～2006年住宅資產(chǎn)與人均消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。而2000～2006年住宅資產(chǎn)與人均消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的原因又在于經(jīng)濟(jì)適用房和普通住房銷售價(jià)格波動(dòng)對(duì)人均消費(fèi)支出的反向影響超過了高檔住宅銷售價(jià)格波動(dòng)對(duì)人均消費(fèi)支出的正向影響。因此，現(xiàn)階段指望啟動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)來刺激消費(fèi)的做法是不現(xiàn)實(shí)的。我們應(yīng)當(dāng)不斷地完善和規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng)，嚴(yán)厲打擊房地產(chǎn)開發(fā)商的不正當(dāng)銷售行為，及時(shí)披露有關(guān)信息，最大程度地減少房地產(chǎn)市場(chǎng)的信息不對(duì)稱程度。此外，我們還要通過政策手段調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)供給結(jié)構(gòu)，①逐步使房地產(chǎn)成為促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)的一個(gè)重要渠道，真正發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)的作用，以促進(jìn)居民消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

〔參考文獻(xiàn)〕

［１］孫鳳. 消費(fèi)者行為數(shù)量研究—以中國(guó)城鎮(zhèn)居民為例[M]. 上海： 上海三聯(lián)書店，2002.

［２］M.D.Shapiro and J.Slemrod ：Consumer Response to the Timing of income: Evidence from a Change in Tax Withholding,The American Economic Review,March, 1995，Vo1.85, No.1.

［３］減旭恒等. 居民資產(chǎn)與消費(fèi)選擇行為分析[M]. 上海: 上海三聯(lián)書店，2001.

［４］易丹輝. 數(shù)據(jù)分析與EVIEWS應(yīng)用[M]. 北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2002.

［５］樊明. 健康經(jīng)濟(jì)學(xué)-健康對(duì)勞動(dòng)、市場(chǎng)表現(xiàn)的影響[M]. 北京:社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社, 2002.

［６］劉旦. 中國(guó)城鎮(zhèn)住宅市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)分析[J]. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào), 2007(4).

（責(zé)任編輯：高俊山谷風(fēng)）

Micro-inspection of Wealth Effect of China Urban Inhabitants Housing Assets

LIU Dan YAO Ling-zhen

（School of Public Economics and ManagementShanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China）

Abstract: Based on the life cycle suppose, this paper constructs a model of the relationship between Urban Inhabitants Assets of China and Consumption. We empirically research the impact of urban inhabitants housing assets of China on consumption with data from 1978 to 2006. We find that unreasonable housing supplies structure and asymmetrical information is the important reasons that urban inhabitants assets of China has not wealth effect.

Key words: housing assets；the consumption function；the life cycle suppose；wealth effect

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