中国居民金融资产与住房资产财富效应的比较检验

中国软科学2008年第4期

中国居民金融资产与住房资产财富

效应的比较检验

骆祚炎

(广东商学院　金融学院, 广东广州510320)

摘　要:分析表明, 居民金融资产和住房资产财富效应存在, 金融资产财富效应超过住房资产财富效应。产生这种现象的主要原因有, 一是以储蓄为主的居民金融资产相对于住房资产来说增长更加平稳, 二是储蓄资产的增值性不强和证券价值的波动制约金融资产财富效应, 三是住房价格相对于居民收入水平过高限制住房资产财富效应, 四是居民消费对收入的过度依赖减弱资产财富效应的发挥动力。为了通过资产财富效应促进消费和内需的扩大, 一要采取措施开辟多种投资渠道, 提高居民财产性收入, 二要促进和维持股市的稳定发展, 三要实施从紧的货币政策, 抑制住房价格的过快增长, 促进住房市场平稳发展, 。关键词:金融资产; 住房资产; 财富效应

中图分类号:F064. 1　　文献标识码:A 　　文章编号:1002-() 04--The Com para ti ve Ana lysis on the Effect Between F i n anc i a l

and n A ssets i n Ch i n a

LUO Zuo -yan

(school of Guangdong U niversity of B usiness S tudies, Guangzhou 510320, China )

Abstract:This paper shows that the wealth effect of residents ’fianc éand housing assets exists, the finance wealth effect is bigger than that housing wealth effect . These characteristics are deter m ined by the f oll owing fact ors . The first is that finance assets which are the main component of residents ’assets increases more stably than that of housing asset . The second is that the l ow p r ofit of financial assets and the fluctuati on of st ock market have a negative i m pact on wealth effect . The third is that housing p rices are relatively higher than residents ’income . The last is that the excessive sensi 2tivity weakens the wealth effect of t w o kinds of assets .

I n order t o i m p r ove residents ’consu mp ti ons and nati onal de 2

mands thr ough wealth effect , we should take acti ons t o exp l ore many kinds of invest m ent styles and increase residents ’p r operty incomes, and secondly we should enhance the stable devel opment of st ock market, and thirdly we should carry out constrictive monetary policy, and contr ol the s oaring p rice of housing, and keep the stable devel opment of housing market, and finally we should i m p r ove residents ’income and fam ily assets . Key words:finance asset; housing asset; wealth effect

　　一、财富效应分资产类别研究的文献综述

当前, 国际上对财富效应的研究发生了深刻

　　收稿日期:2007-04-05　　修回日期:2007-12-20

的变化, 除研究包括股票在内的金融资产的财富效应之外, 还研究不动产的财富效应, 实证分析模型

基金项目:本文系广东商学院重点课题(项目编号:07Z D79001) 和广东省自然科学基金项目(项目编号:05300947) 的部分研究成果; 同时受到广东省“千百十工程”第四批人才培养计划的支持。

作者简介:骆祚炎(1968-) , 男, 湖南澧县人, 广东商学院金融学院副教授, 经济学博士。

40

科技与经济　中国居民金融资产与住房资产财富效应的比较检验

[1]

和检验技术也更加科学(骆祚炎, 2007) 。关于

现, 不动产增长1美元使消费增加8美分, 而金融资产增加1美元只能使消费增加2美分。实际上, 美国2000年和2001年的股市下跌对总需求的影响很有限, 这是因为房地产的MPC (边际消费倾向) 要高于金融资产的MPC, 不动产的财富效应抵

[13]

消了其负面影响。Carr oll 等(2006) 认为, 尽管

金融资产财富效应与住房资产财富效应的大小比较, 尚存在分歧。从资产流动性的角度看, 住房资产的流动性要弱于金融资产特别是股票资产, 这似乎意味着住房资产的财富效应要弱于金融资产。但是研究者又认为, 与股票市场相比, 房地产市场的价格波动要小, 房地产缺乏供给弹性和替代弹性, 房地产价格变化所产生的财富效应应高于股票市场的财富效应。从现有研究看, 主要有两种观点。

第一种观点认为, 住房资产的财富效应小于金融资产财富效应。Skeiner (1995)

[2]

美国在21世纪初期股票市场遭受较大下跌和工资增长缓慢, 但是消费和投资均出现较为强劲的增长, 得益于房地产市场的财富效应。他们认为, 房地产的短期的MPC =0. 02, 房地产的长期财富效应为MPC =0. 09, 房地产财富效应要大于股票资产的财富效应。

[14]

从国内看, 卢嘉瑞等(2006) 、段进等[16][17](2005) [15]、骆祚炎(2004) 和李振明(2001)

认为, 房价

上涨的时候, 没有住房的人或租房者会为购买住房而增加储蓄减少消费, 住房持有者因为房价上涨而带来的消费增长被抵消。Engelhardt

(1996) [3]利用PSI D 数据发现, 住宅资产价格上升

[][]

等2000) () 1996

对消费几乎没有影响。Hoynes 和McFadden

(1997) [4]发现, Levin (1998)

[5]

。刘建江

[20]

(的分析发现, [6]

上, 没有对其他金融资产的财富效应进行分析, 也没有对金融资产和住房资产的财富效应进行比较研究。鉴于国内在财富效应研究上的某些不足, 以及通过资产财富效应促进消费和扩大内需的重要意义, 本文认为对资产财富效应的分类研究有待加强。本文以中国居民1985-2006年的年度数据为样本, 对两种资产的财富效应进行比较分析, 并提出通过资产财富效应扩大内需的对策。

二、对财富效应分析模型的探讨

Muellbauer (1994)

[21]

没有影响。(, 财富变动要大金融资产的财富效应, Poterba (2000) 消费倾向。Yoko Moriizu m i (2000)

[8]

[7]

认为, 由

于自己居住而不能兑现的房地产具有较低的边际

认为, 财富对

住房抵押贷款需求的影响具有不确定性或表现阶段性的特征, 因而其财富效应具有不确定性。

Campbell 和Cocco (2005)

[9]

认为, 年纪大的自有住

房者对住房价格变化比较敏感, 而年轻租房者的消费对住房价格变化不敏感, 住房财富效应与住房持有者的分布有关。

第二种观点认为, 住房资产的财富效应要大

[10]

于金融资产财富效应。Case 等人(2001) 发现,

认为, 基于流动性和资产

[22]

所有权不同而引起的资产差异, 会引起不同种类资产的边际消费倾向。根据Benjam in (2004)

的

理论, 家庭从金融资产S t 和实物资产Y t (主要是住房资产) 取得收入, 个人可支配收入被分为转移性收入G t 和工资薪金Y t 。转移性收入G t 包括社会保障金、失业补偿金、食品供应票等。这样不包括财产性收入在内的可支配收入为Z t =Y t +G t 。一些因素将这两种收入转化为资产的价值。假设这些转化因素用b Y 和b G 代表, 则不可观测的人力资本和转移财富分别为b Y Y t 和b G G t 。转移资产被看

41

住房价格上涨对家庭消费的促进作用要明显大于股市的财富效应。Bayoum i 和Edis on (2002)

[11]

利

用16个国家30年的数据, 得到的一个主要结论是, 住房财富对消费的影响要大于股市对消费的

[12]

影响。Benjam in 等(2004) 以美国1952年第一

季度到2001年第四季度的数据为样本, 其研究发

中国软科学2008年第4期

作是一项可以从社会保障等项目中获得收入的权利。工资薪金所得和转移性收入均用现金支付, 具有完全的流动性, 它们形成的资产也具有完全的流动性。家庭从金融资产上获得的收入缺乏流动性, 因为金融资产是一些受限制的养老金和保险金账户, 利息、红利和资本利得不会轻易被用来消费。住房资产也是如此。这样假定金融资产相对于住房资产的流动性为λS , 则按照流动性加总得到的总财富, 包括人力资本、转移资产、经过流动性调整后的金融资产和实物资产, 即:

W t =b Y Y t +b G G t +λS S t +H t

(p lanning horizon ) 来共同决定。

模型(3) 与传统的财富效应模型相比, 假定不同种类的资产可能具有不同的财富效应, 变量通过除以可支配收入得到, 理论上使时间序列更加平稳。因此, 该分析模型具有一定的优点。根据变量的含义, c t 为边际消费倾向, 而s t 、h t 则分别代表金融资产和住房资产相对于可支配收入的倍数或比例。因此, 模型(3) 表示住房资产和金融资产比例的变化, 将会对居民的边际消费倾向产生影响。

三、两种实证分析模型的建立

(一) 数据来源说明

(1)

将等式两边同时除以可支配收入Z t , 得到公式如下:

w t =b Y +(b G -b Y ) g t +λS S t +h t

本文以中国居民1985-2006年的年度人均不

(2)

变价格数据为样本进行分析(以1978年商品零售价格指数为100) 。, 储蓄存款、, 基本工伤保险和生育。不考虑自住房、租赁房和投资房等之间的差别。数据主要来源于《中国统计年鉴》各期。从数据看, 中国居民金融资产和住房资产出现较大的增长(见图1) 。人均储蓄从1985年的

153元增加到2006年的12293元, 社会保险金从1985年的几乎为0增加到2006年的628元, 人均

假定c t =C t /Z t (相当于收入的平均消费倾向) 。同时, 假设总资产的边际消费倾向M PC 为β, 即C t =βW t 。则有:

c t =β[b Y +(b G -b Y ) g t +λS S t +h t ]

)

(3) ) , , 都是相对数据。

在模型(3) 中, 如果b Y =b G , 则表示转移性资产对消费无影响。如果b Y >b G , 则表示转移资产的增加将引起储蓄的增长和消费的下降。如果b Y

住房价值从1985年的1507元增加到2006年的

39044元(名义数据) 。资产的增长对居民消费产

λS =1, 则表示两种资产的MPC 相等。如果λS >

1, 则表示金融资产的MPC 要大于实物资产。如果

生一定程度的影响。

(二) 数据的平稳性特征

λS

MPC 。模型(3) 中的β由真实利率ω, 时间偏好率

对模型(3) 中的水平值进行ADF 检验发现, 这些水平值均满足平稳性条件(结论均在5%的显著水平上成立) 。ADF 单位根检验结果见表1

。

δ, 相对风险规避系数γ, 计划的报酬率(τ-t )

图1　居民人均金融资产(左图) 和住房资产增长情况

42

科技与经济　中国居民金融资产与住房资产财富效应的比较检验

表1　各变量单位根检验结果表(1985-2006)

变量

d (c t ) d (g t ) d (h t ) d (s t )

类型

(c, 0, 0) (c, 0, 0) (c, 0, 0) (0, 0, 2)

ADF 值-4. 835345-4. 769558-3. 674803-4. 114140

1%临界-3. 808546-3. 808546-3. 808546-3. 808546

5%临界-3. 020686-3. 020686-3. 020686-3. 020686

10%临界-2. 650413-2. 650413-2. 650413-2. 650413结论

平稳平稳平稳平稳

　　注:(c, 0, 0) 表示滞后0阶, 无趋势项。c 表示带截距项。其他与此类似。

表2　金融资产和住房资产对消费影响的脉冲响应函数表

未来时期

第一期第二期第三期第四期第五期

消费自身

0. 017065-0. 0005410. 0006430. 000605-0. 000287

转移性收入

0. 0000000. 006264-0. 0024395. 21E -050. 000302

金融资产

0. 000000-0. 005486-0. 0010950. 000722-0. 000296

住房资产

0. 000000-0. 000939-1. 65E -050. 000388-0. 000192

　　(三) 两种财富效应实证分析模型的建立

1. 第一种分析模型　考虑到资产对消费可能

关。瓦尔德检验表明, 金融资产和住房资产系数相等的假设不能接受, 两种资产的财富效应存在差异。在该方程中, 17个(1990

年在具有的滞后影响, 同时考虑到, 转移性收入一般比消费滞后, 所以模型(3) 演变为如下(4) 式。在模型(4) 中, 财富效应的含义演变为, 金融资产和住房资产的变化() , 居民边际消费倾向(。

dc t =βb (G -) -1+ds t -1+h t -1]

费MPC ) , 住房11组数据符号相反, 因此总体, 金融资产具有“正”的财富效应而住房资产具有“负”的财富效应。同时由于住房资产的拟合系数本身比金融资产的拟合系数要小, 因此方程

(4) 显示金融资产的财富效应要大于住房资产的

(4)

2. 第二种模型———VAR 模型检验　向量自回

归VAR 模型是基于数据的统计性质, 把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型, 从而将单自变量单方程回归模型推广到由多元时间序列组成的向量自回归模型。根据前面的假设, 本文对包括消费自身在内的因素滞后一阶后对边际倾向变动进行解释。

四、实证分析过程及其结果的说明

(一) 对模型(4) 的检验

财富效应。

(二) VAR 模型的检验结果VAR 模型的方程拟合如下:

dc t =0. 005-0. 129dc t -1+0. 249dg t -1-0.

159ds t -1+0. 003h t -1(6)

方程(6) 的根模都小于1, 说明VAR 模型稳定。同方程(5) 一样, 从总体上看, 方程(6) 中显示出来的金融资产具有“正”的财富效应, 而住房资产具有“负”的财富效应。脉冲响应函数检验表明, 在最近的第一期, 消费习惯对消费的影响程度最大。金融资产和住房资产在未来第一期均几乎不对消费产生影响, 但是从第二期开始资产的财富效应有所体现。其中, 从第二期到第五期, 金融资产对消费的影响作用都要大于住房资产的财富效应(见表2) 。VAR 模型的方差分解检验同样表明, 住房资产相对于金融资产来说, 其对消费所做的贡献要小(见表3) 。

43

经过拟合, 得到拟合方程如下:

dc t =0. 277dg t -1-0. 237ds t -1+0. 013h t -1+0.

008+[ar (1) =-1. 07, ar (2) =-0. 85, ar (3) =-0. 43]

(5)

该方程拟合优度为0. 75, 基本满足要求。

g t -1、s t -1、h t -1、常数项、ar (1) 、ar (2) 、ar (3) 的T 值

分别为:1. 97、-5. 36、2. 41、2. 16、-3. 93、-3. 54、

-2. 09, 各系数的T 值在93%显著水平上合格, F

检验在94%的显著水平上合格。方程不存在自相

中国软科学2008年第4期

表3　金融资产和住房资产对消费影响的方差分解(%)

未来期限

第一期第二期第三期第四期第五期

金融资产

0. 0000008. 3213388. 4755348. 5924238. 609086

住房资产

0. 0000000. 2439610. 2390380. 2791150. 288795未来期限第六期第七期第八期第九期第十期

金融资产

8. 6085628. 6086498. 6086918. 6086938. 608693

住房资产

0. 2893450. 2893450. 2893580. 2893600. 289360

图2　金融资产(左图) 与住房资产(相对于可支配收入) 的增长趋势图

　　五、资产财富效应结构性特征的原因分析

上述两种实证分析模型的结果大致显示, 金种资产的财富效应存在(一) ①

倍以上) , 住房

, 。住房资产相对于可支配收入的这种波动可能限制了其财富效应的发挥(见图2) 。当然资产的变化特征对于城镇居民和农村居民来说表现有所不同, 因而两种居民的资产财富效应特征表现也可能不同, 本文只分析居民整体情况。

(二) 储蓄资产的增殖性不强和证券价值的波

虽然中国居民的金融资产包括储蓄、证券和社会保险账户等资产, 但是储蓄是居民金融资产的主体。1985-2006年, 储蓄资产占金融资产的比例平均为95%以上, 1985-1988年该比例几乎为100%, 1989-1999年该比例至少在92%以上, 2000-2006年该比例至少在89%以上。同时, 以储蓄为主的居民金融资产相对于居民可支配收入来说稳定增长。这种平稳增长的特征更有利于金融资产财富效应的发挥。对于住房资产来说, 其相对于可支配收入的变化则是在一定的波动中增长。之所以出现这种情况, 是因为住房资产的价值相对于金融资产来说要大(1985-1993年住房资产是金融资产的4倍以上, 1994-

动制约了金融资产财富效应

储蓄资产是居民主要的金融资产, 其增殖主要来自利息。1985年以来的不变价格利率呈下降的趋势(以1978年商品零售价格指数为100) ,

1985-2006年该不变利率分别为:5. 25%、4. 9%、4. 35%、4. 16%、5. 47%、4. 78%、3. 69%、3. 36%、3. 7%、3. 54%、3. 08%、2. 43%、1. 88%、1. 36%、0. 82%、0. 64%、0. 64%、0. 59%、0. 57%、0. 56%、0. 48%、0. 64%。这种下降的利率使储蓄

资产的增值性不强。同时, 证券类资产由于价格波

①财富效应的实证结果与样本有很大关系。城镇居民和农村居民是不同的样本, 因而得到的财富效应结论可能不同。即使是同种类型的居民, 当样本的时间期限不同时, 由于数据的平稳性产生变化, 在仍然使用理论分析模型(3) 的情况下, 实证分析模型变量的含义可能产生变化, 因而也可能得到不同的结论。同时, 资产的财富效应在不同的阶段有不同的表现形式。从这个意义上说, 本文的结论是大致上的。这是实证分析面临的共性问题。

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科技与经济　中国居民金融资产与住房资产财富效应的比较检验

动大, 其价值呈现不稳定性。以上海股市综合指数收盘价为例, 1992年为241. 2点, 此后开始下降, 1995年为113. 24点, 1997年达到381. 29点,

1998年大幅度上涨到1146. 7点, 2000年达到高峰2073. 48点。此后股市急速下挫, 2002年股指跌落

(四) 居民消费对收入的过度依赖减弱了资产

财富效应的发挥动力

[24]

骆祚炎(2007) 的分析表明, 消费由当期收

入决定的消费者所占比例不低于68%。收入和就业的不确定性、支出增长的预期、流动性约束是导致过度敏感性的主要原因, 较保守的消费习惯和利率效应的弱化也对消费的过度敏感性产生影响。消费对收入的过度依赖, 必然削弱住房资产的财富效应。此外, 金融资产相对较强的流动性, 也是造成金融资产财富效应超过住房资产财富效应的原因。

六、政策涵义

当前, 扩大消费是扩大内需和拉动中国经济增长的重要动力。《中华人民共和国国民经济和》提出, 进一步扩, 》、党的十七大和

年12月召开的中央经济工作会议均提出要

到1337. 65点。2006年下半年以来, 股指开始大幅度增长。2007年4月底达到5000点, 随后出现一定程度下跌, 2007年10月再次创新高达到6000点以上, 2007年11月份股指单月下跌超过1000点, 2007年12月延续震荡行情。证券资产价值的大幅度波动不利于财富效应的发挥。

(三) 住房价格相对于居民收入水平过高限制

了住房资产财富效应

按照世界银行的标准, 发达国家的房价收入比一般在1. 8-5. 5倍之间, 发展中国家合理的房价收入比在3-6倍之间, 我国目前的房价收入比已超过7. 8倍, 上海、北京、广州等地的房价收入之比则更高。上海80一年可支配收入的27. 5倍

[23]

格上涨1%, . 才能涨过快, 的要求。全国2001-2006年房屋销售价格环比增长指数分别为2. 2%、3. 7%、4. 8%、9. 7%、7. 6%、

5. 5%, 但是全国居民2001-2006年的可支配收入

扩大消费需求。发挥资产的财富效应, 将有助于实现扩大消费和内需的目标。

(一) 开辟多种投资渠道, 提高居民财产性收

入

以居民储蓄为主的金融资产增值性不强, 使居民财产性收入的比重不高, 制约金融资产财富效应的作用。中国城镇和农村居民1990年代中期以来, 财产性收入占可支配收入的比例大致在2%左右(见表4) , 与美国相比存在重大差异。美国居民股票收入占家庭财产的比例, 1945年为16%,

1968年为26%, 1990年为12%, 1997年为28%, 1998年为30%, 1999年为35%-38%(刘建江等, 2000。1999年美国数据为本文估计数)

[25]

增长率分别为:10. 2%、12. 8%、10. 6%、9. 9%、

11. 9%、11. 6%, 可支配收入的增长远没有达到1:7. 8的要求。一些大中城市的住房价格上涨更

快, 住房价格和居民收入的矛盾更为突出。上海

2001-2005年的房屋销售价格环比增长指数分别

为4. 4%、7. 3%、20. 1%、15. 9%、9. 7%, 北京该指数2005年为6. 7%, 2006年为8. 8%(上述住房价格指数根据《中国统计年鉴》整理得到) 。其他诸如居民用地价格指数, 房屋租赁价格指数也在以较高速度增长。在住房价格上涨尤其是大幅度上涨的情况下, 没有住房的人或租房者会为购买住房而增加储蓄减少消费, 住房持有者因为房价上涨而带来的消费增长被部分抵消, 住房资产财富效应表现微弱。

。由于

中国居民年可支配收入相对于财产更少, 可见中国居民财产性收入占人均财产的比例更低。《中共中央关于构建社会主义和谐社会若干重大问题的决定》提出, 到2020年家庭财产普遍增加。党的十七大提出要增加居民财产性收入。为此, 必须开辟居民的多种投资渠道。一要继续扩大直接融资的比重。二要丰富金融市场特别是股票市场

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中国软科学2008年第4期

的产品, 有步骤地设立和发展股指期货、QD II 、港股直通车、基金产品、政府债券、非居民在中国内地市场的融资产品等。三要在财税政策上扶持居民的金融投资。四是要在制度上维持金融市场的稳定发展。

(二) 促进和维持股市的稳定发展

政政策增加中低收入者的住房保障, 经济适用房和廉租房的供给, 增加居民人均拥有产权的住房价值, 推动住房资产财富效应的上升; 三要对房地产业进行长期规划, 使产业的发展不出现大起大落。

(四) 增加居民可支配收入, 增加居民家庭

发挥财富效应的一个重要条件是资产价值的平稳增长。在增值性资产中, 股票资产是重要的内容。维持股市的稳定发展对于发挥金融资产财富效应很重要。一段时间来, 中国股市受到政策因素、制度因素、行政干预因素、上市公司质量因素和机构炒作因素等方面的影响而出现难以意料的预期, 必须规范发展。在现有规范发展的基础上, 还需要加强制度建设和对股市的及时监管。一要进一步增加政策的可预见性和透明度, 树立调控的权威, 对于股市出现的不正常发展趋势提前进行干预和引导, 避免产生股市较大的波动。的流动性过剩问题, , (三) 抑制住房价格的过快增长, 促进住房市

财产

居民财产增加的源泉从理论上说, 主要是居民可支配收入。居民的财产继承和接受捐赠最终还是依赖可支配收入。为增加居民可支配收入, 一要大力发展服务产业, 提升商贸服务业、大力发展旅游业、加强市政公用事业、发展体育事业和体育产业等, 拓宽居民就业和获得收入的渠道; 二要改善国民收入中的初次分配, 使处于第一线工作, 改变过度压低; , 使收入分; 四要建立多层次的金融市场, 拓, 也为储蓄向投资转化提供出路。

七、小结

本文分析大致表明, 居民金融资产和住房资产财富效应存在, 金融资产财富效应超过住房资产财富效应。产生这种现象的主要原因有, 一是以储蓄为主的居民金融资产相对于住房资产来说增长更加平稳, 二是储蓄资产的增值性不强和证券价值的波动制约了金融资产财富效应, 三是住房价格相对于居民收入水平过高限制了住房资产财富效应, 四是居民消费对收入的过度依赖减弱了资产财富效应的发挥动力。为了通过资产财富

场平稳发展

抑制住房价格的大幅度上涨, 可以使没有住房的人或租房者释放更多的消费, 并提高人均拥有的住房价值, 增强住房资产财富效应对宏观经济的促进作用。当前, 一要按照中央经济工作会议精神, 实施从紧货币政策, 防止房地产市场的过度投资和投机, 使住房价格增幅回落; 二要通过财

表4　中国城镇和农村居民财产性收入占可支配收入(纯收入) 比例(%)

2006

20051. 7019941. 9720052. 7319943. 12

20041. 5919931. 7720042. 6019932. 64

20031. 4919921. 5020032. 5019924. 58

20021. 2519911. 1520022. 0519917. 33

20011. 9619901. 0320011. 9819906. 89

20002. 0419890. 8720002. 0019897. 84

19992. 1819880. 6219991. 4319887. 01

19982. 4319870. 5519981. 4019877. 21

19972. 4019860. 5119971. 1319869. 29

19962. 3119850. 5019962. 2119859. 55

1. 9219952. 1120062. 7319952. 60

城镇居民

农村居民

　　注:1. 该表数据主要来源于《中国统计年鉴》1986-2007年各期。2. 农村居民财产性收入1992-2006年统计口径为财产性收入, 1985

-1991年统计口径为其他非生产性收入。

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科技与经济　中国居民金融资产与住房资产财富效应的比较检验

效应促进消费和内需的扩大, 一是应该采取措施开辟多种投资渠道, 提高居民财产性收入, 二要促进和维持股市的稳定发展, 三要采取从紧的货币政策, 抑制住房价格的过快增长, 促进住房市场平稳发展, 四要增加居民可支配收入和家庭财产。本文没有统计居民购买的商业保险和缴纳的住房公积金, 没有区分不同收入类型的居民资产和消费之间的关系, 也没有区分拥有住房的居民和不拥有住房的居民之间消费行为的差别。这些问题都是本文今后的研究方向。

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