决策周期①,并主要选择年收入作为HtM消费者的非HM消费者的比例构成以及边际消费倾向进行估 识别标准。为了与 Kaplan等结果进行比较,并且为测。由于高流动性资产价值为存量、对应年末的水平, 不同类型消费者边际消费倾向的对比提供稳健性检因此稳健性检验中的各种识别方法的考察期分别为 验,我们也假定各期收入保持不变并根据年收入计算对应年份的最后六个月、三个月、两个月和一个月。样 半年、季度、双月和月收入,分不同识别标准对HM和本中各类型消费者比例估计如表4所示 表4HtM与非HM消费者比例测算 识别标准 年收入 半年收入 季度收入 双月收入 月收入 临界值 y/ HtM 6446 5461 4364 非HM 3246 4231 5328 5856 6.35% 51.49% 45.03% 资料来源:作者计算。 可以看出,不同识别标准下,HtM消费者占比存HtM与非HtM消费者暂时性收入的边际消费倾向 在显著差异。随着识别标准由年收入变化到月收是否具有显著差异。htm由消费者类型决定,HtM消 入,临界值逐渐降低,消费者金融资产水平越容易费者对应htm=1,非HtM消费者对应hm。=0。X为 满足资产充足的标准,成为受到流动性约束的控制变量,包括户主年龄(age)、性别( gender)、受教 HM消费者的可能性越小,由此HtM消费者在总育水平(edu)、婚姻状况( marriage)、家庭人口规模 样本中的比例由66.51%下降至39.58%。现有研究( familysize)、城乡分类( urban)、所在省份人均GDP 中, Kaplan等估测美国的HtM消费者约占三分之(gdp_per)等 ,贺洋和臧旭恒则估测中国非李嘉图式(HM)类系数B1反映了非HM消费者的边际消费倾向 型的消费者占比3357%。本文月收入识别标准下的而β2反映了非HtM与HtM消费者边际消费倾向之 结果均与之相近 间的差异,当β2显著为正时,表明HtM消费者的边 (二)暂时性收入的边际消费倾向的估计模型际消费倾向显著高于非HM消费者 构建 (三)暂时性收入的边际消费倾向的估计结果 为了分析资产流动性差异对于消费行为的影表5分别汇报了以年收入、半年收入、季度收 响,我们首先估计暂时性收入的边际消费倾向,即将入、双月收入和月收入为识别标准的情况下,HtM 拟合收入回归方程残差值一阶差分后获得的暂时性与非HtM消费者暂时性收入边际消费倾向的估 收入变化作为自变量,对当期消费变化进行OLS回计结果,为减弱异方差和组内自相关的影响,我们 归,所得的回归系数即为边际消费倾向。然后通过引汇报了以家户号fid为聚类变量的聚类稳健标准 入虚拟变量与自变量的乘积交互项,检验不同类型误 消费者暂时性收入的边际消费倾向是否具有显著差 表5各组回归中,△lntn系数显著为正,即非 异,以探讨资产变现难度引起的流动性差异对居民HM消费者暂时性收入对应的边际消费倾向显著为 消费行为的影响。回归方程如下: 正。虚拟变量与被解释变量交互项显著为正,说明 Δlnc=βo+β1△nt+B2htmn*△ntn+BXn+入 HM消费者的边际消费倾向高于非HM消费者,可 其中,Alnc和△lnt分别为消费对数值和暂时见家庭资产配置中高流动性资产份额对于居民的消 性收入的一阶差分,即为消费和暂时性收入的变化。费行为具有一定的影响。高流动性资产持有比例较 虚拟变量htm与解释变量Δlntn的交互项用以检验低的家庭面临流动性约束的可能性较大,当期消费 ①如果以年收入的112衡量月收入,即假设每个月的收入相同,则可能会产生一定的偏差。这是由于无论是农村还是城 居民都难以保证每个家庭每个月的收入水平以及获得的时间会保持不变:对于农村居民而言,收入往往受到季节影响 而波动,且家庭收入的获得时间可能存在差异;而对于城镇居民而言,尽管收入多以月为支付周期,但是如年终奖等形式 的收入可能导致某一期收入大幅提高。淤如果以年收入的 1/12 衡量月收入，即假设每个月的收入相同，则可能会产生一定的偏差。这是由于无论是农村还是城 镇居民，都难以保证每个家庭每个月的收入水平以及获得的时间会保持不变：对于农村居民而言，收入往往受到季节影响 而波动，且家庭收入的获得时间可能存在差异；而对于城镇居民而言，尽管收入多以月为支付周期，但是如年终奖等形式 的收入可能导致某一期收入大幅提高。 资料来源院作者计算遥 表 4 HtM 与非 HtM 消费者比例测算 决策周期①，并主要选择年收入作为 HtM 消费者的 识别标准。为了与 Kaplan 等结果进行比较，并且为 不同类型消费者边际消费倾向的对比提供稳健性检 验，我们也假定各期收入保持不变并根据年收入计算 半年、季度、双月和月收入，分不同识别标准对 HtM 和 非 HtM 消费者的比例构成以及边际消费倾向进行估 测。由于高流动性资产价值为存量、对应年末的水平， 因此稳健性检验中的各种识别方法的考察期分别为 对应年份的最后六个月、三个月、两个月和一个月。样 本中各类型消费者比例估计如表 4 所示。 识别标准 临界值 HtM 非 HtM 合计 HtM 占比 半年收入 y/4 5461 4231 9692 56.35% 季度收入 y/6 4990 4702 9692 51.49% 双月收入 y/12 4364 5328 9692 45.03% 年收入 y/2 6446 3246 9692 66.51% 月收入 y/24 3836 5856 9692 39.58% 可以看出，不同识别标准下，HtM 消费者占比存 在显著差异。随着识别标准由年收入变化到月收 入，临界值逐渐降低，消费者金融资产水平越容易 满足资产充足的标准，成为受到流动性约束的 HtM 消费者的可能性越小，由此 HtM 消费者在总 样本中的比例由 66.51%下降至 39.58%。现有研究 中，Kaplan 等估测美国的 HtM 消费者约占三分之 一，贺洋和臧旭恒则估测中国非李嘉图式（HtM）类 型的消费者占比 33.57%。本文月收入识别标准下的 结果均与之相近。 （二）暂时性收入的边际消费倾向的估计模型 构建 为了分析资产流动性差异对于消费行为的影 响，我们首先估计暂时性收入的边际消费倾向，即将 拟合收入回归方程残差值一阶差分后获得的暂时性 收入变化作为自变量，对当期消费变化进行 OLS 回 归，所得的回归系数即为边际消费倾向。然后通过引 入虚拟变量与自变量的乘积交互项，检验不同类型 消费者暂时性收入的边际消费倾向是否具有显著差 异，以探讨资产变现难度引起的流动性差异对居民 消费行为的影响。回归方程如下： 驻lncit=茁0+茁1驻lntit+茁2htmit*驻lntit+茁4Xit+姿it 其中，驻lncit 和 驻lntit 分别为消费对数值和暂时 性收入的一阶差分，即为消费和暂时性收入的变化。 虚拟变量 htmit 与解释变量 驻lntit 的交互项用以检验 HtM 与非 HtM 消费者暂时性收入的边际消费倾向 是否具有显著差异。htmit 由消费者类型决定，HtM 消 费者对应 htmit=1，非 HtM 消费者对应 htmit=0。Xit 为 控制变量，包括户主年龄（age）、性别（gender）、受教 育水平（edu）、婚姻状况（marriage）、家庭人口规模 （familysize）、城乡分类（urban）、所在省份人均 GDP （gdp_per）等。 系数 茁1 反映了非 HtM 消费者的边际消费倾向； 而 茁2 反映了非 HtM 与 HtM 消费者边际消费倾向之 间的差异，当 茁2 显著为正时，表明 HtM 消费者的边 际消费倾向显著高于非 HtM 消费者。 （三）暂时性收入的边际消费倾向的估计结果 表 5 分别汇报了以年收入、半年收入、季度收 入、双月收入和月收入为识别标准的情况下，HtM 与非 HtM 消费者暂时性收入边际消费倾向的估 计结果，为减弱异方差和组内自相关的影响，我们 汇报了以家户号 fid 为聚类变量的聚类稳健标准 误。 表 5 各组回归中，驻lntit 系数显著为正，即非 HtM 消费者暂时性收入对应的边际消费倾向显著为 正。虚拟变量与被解释变量交互项显著为正，说明 HtM 消费者的边际消费倾向高于非 HtM 消费者，可 见家庭资产配置中高流动性资产份额对于居民的消 费行为具有一定的影响。高流动性资产持有比例较 低的家庭面临流动性约束的可能性较大，当期消费 19