资产性收入与非资产性收入的
财富效应研究
——基于我国各省市城镇家庭的面板数据分析
朱旭强 张忠寿
内容提要 已有研究大都表明，股票、房地产
市场等资产性收入都具有一定的财富效应，而通过
对我国31个省市城镇家庭在2002年至2011年的消
费、各种收入构成的面板数据进行回归分析，发现
固定效应模型是更合适的，回归结果表明我国资产
性收入的财富效应是不显著的，而薪酬、经营收入、
退休金等非资产性收入的财富效应是非常显著的。
我国资产性收入的财富效应不显著的原因可能在
于金融市场不够发达、证券市场规模较小、社会保
障体系不够完善等几个方面。
关键词 财富效应 面板数据 资产性收入
非资产性收入
一、引言
财富效应也被称为庇古效应，是指由于实际
货币余额的变化所引起的总消费开支方面的变
动。研究财富效应的意义是不言而喻的：首先，消
费是经济增长的最大动力之一，拉动内需是我国
现阶段的一个重要目标，研究财富效应可以预测
未来消费的走势，比如根据美联储的研究表明居
民财富每增加 1美元，将影响后期消费永久性地
增加 3—5美分（Gramlich，2002），可以为经济政策
的制定提供理论依据；其次，由于财富效应通过薪
酬、股票市场和房地产市场等渠道影响消费，进而
影响政府的财政、货币政策效果，财富效应有可能
是宏观经济政策的缓和剂或放大器，而通过对薪
酬、股票市场与房地产市场财富效应的测定，可以
深入剖析财政政策和货币政策的效果，分析财富
效应对经济政策的反作用。
就我国目前的研究现状而言，对于财富效应
的研究绝大部分局限于股票市场，比如刘建江和
徐长生（2010），王虎、周耿和陈峥嵘（2009），刘仁
和、黄英娜和郑爱明（2008）等对我国股票市场的
财富效应做了较为深入的理论分析与实证研究。
我国的股市成立已经有 20年时间，然而比起发达
国家而言，我国股市成立的时间较短，而财富效应
是实际货币余额的变化所引起的总消费开支方面
的变动，如果仅以股票市场一个因素来分析我国
的财富效应，这可能会引起测量上的误差，因此近
年来有学者通过房地产市场和股票市场这两个因
素来研究财富效应（魏锋，2007），认为无论从长期
还是短期来看，流通股市值是影响消费支出的最
重要因素，股票市场的财富效应是收缩的财富效
应，而房地产市场（住宅市场）的财富效应是扩张
的财富效应。然而，就笔者看来，已有的研究对于
财富效应的确定忽略了两方面的问题：一是就我
国目前阶段来看，人力资本收入（薪酬）是财富构
成最主要的部分之一，所引起的财富效应可能更
要大于资产的财富效应；二是在实证分析时都是
以整个国家的宏观经济数据作为基础，这会引起
资产财富效应的多重共线性问题（Case、Quigley和
Shiller，2005）。
基于以上思考，本文以持久收入说（Friedman，
1957）为基本假设建立模型，根据我国各省份城镇
家庭的收入、资产等面板数据对财富效应进行实
证分析，希望通过本文的研究能对我国的财富效
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2013年第9期
应做一些有益的理论探讨，并为决策者提供一定
的参考依据。
二、文献回顾
关于财富效应的实证研究最早可以追溯到
Ando和Modigliani（1963），国外对财富效应的研究
不仅仅局限于股票市场，很多都是从房地产市场
和股票市场这两个角度展开的。比如根据 Case、
Quigley和 Shiller（2005）的报告，对美国的总体数
据进行实证分析时，很难发现存在显著的房地产
财富效应，他们认为这是由于两个财富变量（房地
产和股票）的多重共线性引起的，而利用各个州的
面板数据可以很好地克服这一点。他们又以州的
面板数据作为实证分析的基础，通过动态普通最
小二乘法（DOLS）回归发现房地产市场的财富效
应显著大于股票市场的财富效应。而 Tan和 Voss
（2003）利用澳大利亚的数据对财富效应验证，他
们发现澳大利亚股票市场存在非常强的长期财富
效应，但房地产的财富效应是不显著的。而根据
Dvornak和 Kohler（2007）的研究，一般认为在发达
国家房地产的财富效应并不明显，而股票市场的
财富效应相对明显，这主要是因为更多的人拥有
房地产而不是股票，但金融创新使得房地产更容
易获取资本收益，因此房地产的财富效应就部分
地反映在金融市场或股票市场上。为了消除房地
产市场和股票市场财富效应的共线性问题，
Dvornak和 Kohler利用澳大利亚各个州的面板数
据进行分析，实证结果是：和以前的研究（Tan和
Voss采用的数据是整个国家的宏观经济数据）比，
房地产市场和股票市场的财富效应从长期看都是
显著的，但房地产和股票价值的变化对于消费倾
向的影响是不一样的，股票市场财富效应引起的
边际消费倾向更大一些。在股票市场上如果增加
1澳元的恒久收入，从长期看消费将增加 6—9澳
分；而在房地产市场上如果增加 1澳元的恒久收
入，长期消费仅增加 3澳分。
由于财富效应是货币余额的变化导致消费的
变动，不仅仅局限于股票市场和房地产市场，因此
国外的文献也有很多是从总体的财富变化或从收
入、股票市场、房地产市场的共同变化引起消费变
动这两个角度研究财富效应的。比如有很多学者
对各国的总体财富效应都做了测定，在美国总体
的财富效应为 4%—7%（Gale和 Sabelhaus，1999），
也就是说美国人的财富总体上增加 1美元，消费
将增加 4—7美分；英国总体的财富效应为 5%
（Fernandez-Corugedo、Price和 Blake，2003）；意大利
总体的财富效应为 2%（Grant和 Peltonen，2008）；
日本总体的财富效应为 1%—4%（Ogawa 等，
1996）。而 Case、Quigley和 Shiller（2011）通过收入、
房地产市场和股票市场的变动来考察财富效应，
根据较为长期的数据（1978年至 2009年），他们认
为不同的具体模型在测定财富效应时数值上会有
很多差异，但总体上消费和股票市场是弱相关的，
而房地产市场的变动对消费有重要的影响。
国内关于财富效应研究的相关文献在引言中
已经做了说明，此处不再赘述。
三、理论模型与具体设定
（一）理论模型
关于消费的经典理论模型是持久收入说（Case、
Quigley和Shiller，2005）以及由此演化而来的生命周
期/持久收入（LC-PIH）模型（Blanchard 和 Fisher,
1989），两者在本质上是相近的，本文采用LC-PIH模
型作为理论分析的基本框架。
经济体系中代表性的消费者将通过选择消费路
径实行跨期效用函数最大化，假定消费者在 t时刻的
消费为Ct，则跨期期望效用函数可以表示为：Et ∑
（1+θ）-tu（Ct），其中θ为时间的主观贴现率。于是消费
者的问题就变为最大化期望效用函数：
max Et ∑（1+θ）-tu（Ct） （1）
. Wt+1=（1+rt）（Wt+Yt-Ct）
在（1）式中，Wt+1表示 t+1时刻的资产水平（包括
股票、房地产等），Wt表示 t时刻的资产水平，Yt表示 t
时刻的收入水平（主要是人力资本收入或薪酬），rt表
示从 t至 t+1时刻的平均收益率。
为了使模型可以进行数值验证，我们假定消费
者的生命是无限期的（即T→+∞），效用函数是二次
T
t=0
T
t=0
［
］
［ ］
67
型的（比如 u（Ct）=Ct-aCt2），平均收益率是稳定的且
等于平均收益率（Dvornak和Kohler，2007），则（1）式
目标函数最大化时有一阶条件：
Ct= Wt+ ∑（1+r）-kEtYt+k （2）
（2）式意味着当本期的资产增加一个单位时，消
费将增加 个单位，如果整个社会的平均收益率
为3%—5%，则资产的财富效应就约为3%—5%。
（二）模型的具体设定
为了使得（2）式可以用经济数据进行验证，对模
型做进一步的具体假定是必需的。我们进一步假定
收入服从一阶自回归过程（AR（1）），即 Yt+1=γYt+μt，
其中γ为一阶自回归系数，μt为一个白噪声的随机
变量。则EYt+1=γYt，EYt+2=γ2Yt，…，EYt+k=γkYt，…，因此
∑（1+r）-kEtYt+k就是一个等比数列求和，且∑（1+
r）-kEtYt+k=Yt lim ，假设 0<γ（1+r）<1，
则（2）式可以表示为：
Ct= Wt+ · ·Yt （3）
如果令 =α、 · =β，则（3）式也可
以表示为：
Ct=αWt+βYt （4）
通过（4）式我们可以看到，各种资产的财富效应
均为α，而收入的财富效应为β。α可以理解为各种资
产的平均财富效应，但由于资产的流动性不同，资产
价值变化引起的消费变动也不同（Pissarides，1978）。
为了区分不同资产的财富效应，一个简便的方法是
将不同的资产赋予不同的边际消费倾向（Ando和
Modigliani，1963），如果假定资产仅由股票（S）和房
地产（H）构成，股票价值变化引起的边际消费倾向或
财富效应记为α1，房地产价值变化引起的财富效应
记为α2，一般就可以把消费函数表达成可验证的形
式：
Ct=c+α1St+α2Ht+βYt+ϕt （5）
（5）式中，c可以理解为自发性消费，ϕt为随机
误差项。根据（5）式以及宏观经济数据，我们就可
以对收入、股票市场和房地产市场的财富效应进
行估计。
如果我们不对各种资产的财富效应进行区分，
则可验证的消费函数形式为：
Ct=c+αWt+βYt+ϕt （6）
四、我国资产性收入与非资产性收入财
富效应的实证分析
（一）数据
资产性收入和人力资本收入等都会对消费产
生影响，都具有财富效应，本文的写作目的是测定
我国的财富效应，笔者也希望能够对各种资产进行
区分（比如股票、房地产以及其他金融资产等）。但
根据我国的现实情况，从统计数据来看对于各种资
产的区分是相当困难的，为了克服这一困难，一些
学者另辟蹊径。比如有学者（王虎、周耿和陈峥嵘，
2009）为了验证股市的财富效应，就用股市的波动
代替代表性消费者持有的股票资产，这实际上是非
常不合理的：如果股票资产占消费者财富总额的比
重非常小，即使消费和股票价格波动正相关，也不
能认为股市就具有财富效应，消费的变动更有可能
是其他因素引起的。为了使财富效应的确定更具准
确性与直观性，同时也考虑我国统计数据的历史沿
革，本文不对资产性收入进行区分，仅测定资产性
收入与非资产性收入的财富效应。
为了验证（6）式并考虑到数据的可得性，我们
以全国 31个省市城镇家庭的人均消费支出与收入
作为样本数据。之所以选择城镇家庭为代表，是因
为我国关于家庭收入的统计是按城镇和农村的来
源进行抽样调查的，不易获得总体的平均数据。本
文以较有代表性的城镇家庭为样本测定财富效应。
由于在 2001年以前对城镇家庭的劳动力收入进行
统计时按照不同所有制进行区分，人均劳动收入是
不易确定的，本文的样本数据从 2002年起。由此，
本文建立对财富效应实证的面板数据，时间序列为
2002年至 2011年，截面数据为全国 31个省市城镇
家庭的人均消费支出与各种收入，共 310对数据。
根据《中国统计年鉴》的数据，我们以城镇居民
家庭平均每人全年消费性支出作为（6）式中Ct的样
本，以城镇居民家庭平均每人的财产性收入作为
（6）式中Wt的样本，以城镇居民家庭的人均工薪收
入、经营净收入和转移性收入之和作为非资产性收
r
1+r
r
1+r
T=∞
k=0
r
1+r
T=∞
k=0
T=∞
k=0
k→∞
1-［γ（1+r）］k
1-γ（1+r）
r
1+r
r
1+r
1+r
1+r-γ
r
1+r
r
1+r
1+r
1+r-γ
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2013年第9期
入Yt的样本。根据上述数据，我们就可以对（6）式中
的α和β进行估计。
（二）财富效应的实证结果
对于面板数据的回归分为固定效应和随机效
应，我们通过 简单编程，对资本性收入与非
资本性收入的财富效应分别做固定效应和随机效
应回归。
1、随机效应回归结果
随机效应回归的各系数如表 1所示：
从随机效应回归结果来看，资产性收入回归系
数的 P值为 ，因此资产性收入的财富效应是
不显著的；而其他收入回归系数的 P值为 ，工
资收入、经营收入的财富效应是显著的。但由于随
机效应的Wald统计量为 ，P值为 ，这
表明我们应该拒绝个体效应和解释变量不相关的
原假设，即随机效应模型是不合适的，因此下面我
们采用固定效应模型进行回归。
2、固定效应回归结果
固定效应回归的各系数如表 2所示：
由于“当随机效应模型正确时，固定效应估计
量仍将产生可识别参数的一致估计值”，“固定效应
估计量一般优于随机效应估计量”①，或者我们也可
以认为如果个体效应与解释变量相关时，固定效应
模型的估计量是一致且有效的，但随机效应估计量
是非一致性的。豪斯曼（Hausman）检验也证实了这
一点：豪斯曼检验的卡方值为 ，P值为 ，这
表明固定效应和随机效应估计的参数存在显著差
异。
在固定效应模型下，参数联合检验的 F统计量
以及相应的 P值分别为 F=和 P=，因此
参数整体上相当显著。解释变量和个体效应的相关
系数为 ，这表明个体效应和解释变量存在一
定的相关性。进一步，检验固定效应是否显著（原假
设为个体效应和解释变量不相关）的 F统计量以及
相应的 P值分别为 F=和 P=，这表明我们
应该拒绝个体效应和解释变量不相关的原假设，即
固定效应模型是合适的。在固定效应模型下，资产
性收入的财富效应仍旧是不显著的（P值为 ）；
而工资收入、经营收入等其他收入的财富效应是显
著的（P值为 ）。
根据实证的结果，我们可以认为：资产性收入
的变动不会对消费产生显著的财富效应，而工资收
入、经营收入等其他收入每增加 1元时，消费将增
加 元。
五、我国资产性收入财富效应不显著的
原因探析
通过上文，以我国 31个省市的城镇家庭的截
面数据为样本，我国资产性收入的财富效应是不显
著的，原因可能在于以下几方面：
（一）金融市场不够发达
金融市场的发展水平会影响居民出售资产获
利的难易程度，也会影响利用已有资产进行消费借
贷的能力。以房地产为例，在金融市场发达的国家
或地区，资产交易比较活跃，当房地产价格上涨时，
居民能够顺利出售，或者也可以将房地产作为抵押
物获得更高的信贷额，进而增加当期消费；当房地
产价格下降时，居民出售房地产获得的收入就较
小，或者获得的抵押贷款额也会降低，消费也随之
降低，在发达的金融市场资产性收入的财富效应是
比较明显的。而在金融市场不发达的国家或地区，
居民就较难在金融市场上出售或抵押资产，当资产
的价格上升或下降时对于居民的消费影响就比较
小，财富效应也就不显著。我国的金融市场经历了
30年的发展已经取得了一定的进步，但总体而言
仍旧和发达国家的金融市场有一定的差距，我国金
融市场的不发达在一定程度上影响了资产性收入
的财富效应。
（二）证券市场规模较小
变量
W
Y
截距项
回归系数
标准误
z值
P>|zz|
表1 随机效应回归结果
变量
W
Y
截距项
回归系数
标准误
t值
P>|t|
表2 固定效应回归结果
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和房地产市场不同，证券市场上的资产很容易
出售和变现。一般而言，当证券的价格上升时会给
投资者带来更高的财富水平和收入水平，消费也会
随之而增加。但就我国目前的状况而言，证券市场
的规模相对于发达国家而言仍旧偏小。根据 2011
年《中国统计年鉴》，2010年我国的 GDP是 万
亿元，年末的股票总市值是 万亿元，流通股市
值为 万亿元，股票市值占 GDP的比重约为
66%，流通股市值占GDP的比重不到 50%。而美国
股票市值占GDP的比重自上世纪 90年代起就没低
于 60%，即使经历了金融危机，在 2010年该比例还
是达到了 %，和发达国家比，我国证券市场规
模仍旧偏小。由于证券市场规模较小，证券收入在
居民的总收入中所占的比重不大，这样即使证券的
价格上涨，居民的资产性收入增加，对于消费也不
会产生显著影响。
（三）社会保障体系不够完善
在我国，社会保障体系经历了几十年发展，覆
盖面还不是很广，而且现在还处于改革变动中，很
多居民对未来保障收入较难作出确定性的预期，阻
碍了资产市场财富效应的发挥。这是因为，相对资
产性收入而言，人力资本收入、经营性收入等其他
非资产收入更具有可预期性，当居民的非资产性收
入增加时由于预期稳定消费也会随着增加，而当资
产性收入增加时，由于较难预期今后的资产性收入
水平，再加上社会保障体系的不稳定，大家更愿意
把现在意外获得的资产性收入保留起来养老，这样
资产性收入的增加就不会对当期消费产生较大影
响，财富效应也就不显著。
六、结论
根据本文的研究，我们可以得到以下结论：（1）
我国的资产性收入的财富效应是不显著的，而人力
资本收入、经营收入等非资产性收入的财富效应是
非常显著的，非资产性收入每增加 1元时，消费将
增加 元。这也意味着我国近年来实际消费的
增加并不是由于房地产、股票等资产价值上升引起
的，而是由于薪酬、经营收入、退休金等其他收入的
提高而引起的。（2）本文在测量资产性收入的财富
效应时并没有区分股票、房地产等不同类别资产的
财富效应，这和一些已有研究是不同的，主要是考
虑我国统计数据的历史沿革，为了使财富效应的确
定更具准确性与直观性，在这个意义上，本文测定
的财富效应是更精准的。（3）我国的资产性收入财
富效应不显著的原因可能在于金融市场不够发达、
证券市场规模较小、社会保障体系不够完善等几个
方面。
注释：
①J.约翰斯顿、J.迪纳尔多：《计量经济学方法》（第四版），
中国经济出版社2002年版，第401页。
参考文献：
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70
2013年第9期
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（作者单位：江苏理工学院商学院）
责任编辑 徐敬东
展。由此可见，生产性服务业的发展一旦离开了制
造业的关联性支持，两者平衡发展的关系就会被打
破，不仅自身发展催生泡沫，更会严重干扰制造业
发展所需要的要素条件而产生危机。
（四）注重生产性服务业自身基础研发能力、成
果转化及嵌入载体的软环境构建
作为知识密集型产业，生产性服务业自身基础
研发能力所带来的效率高低、研发成果能否市场化
以及嵌入载体软环境是影响其能否发挥作用的重
要因素。日本电讯信息服务对制造业贸易竞争优势
带来非常明显的不利影响，其原因就在于日本信息
技术领域基础研究能力的薄弱（1995—1996年日本
相关领域的基础研究论文只有美国的 1/3左右）；风
险投资不足造成信息服务研发成果无法实现市场
价值（1995—2005年，日本电讯信息服务业中风险
投资不足 10％，而美国却超过 50％）；以及特有的
日式企业管理使制造业生产组织缺乏可变性和弹
性、人力资本不足，没有较好的软环境吸纳电讯信
息服务业的技术溢出。
（五）生产性服务业的规模收益与市场成熟度
是其能否发挥正面作用的重要因素
发育成熟、机制完善的市场是生产性服务业良
性发展的一个重要前提，这就要求有合理的企业进
入退出机制和竞争机制，能形成完整的产业链条及
外部效应，有利于生产性服务企业获得规模收益。相
对美国而言，日本其他商务服务业对制造业竞争优
势的效应非常不理想，究其原因就在于日本商务服
务业市场发育不成熟，企业新陈代谢慢，规模小，资
源相对分散，难以获得规模收益，很难适应中高端市
场需求。日本商务服务业发展中的问题对于许多发
展中国家包括中国都是一个非常有启示性的问题。
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（作者单位：宁波大学商学院）
责任编辑 希 雨
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