更易受到限制,导致暂时性收入变化下其消费行为边际消费倾向有所提高,而HM消费者的边际消费 的调整幅度较高。 倾向变化不大,在0.12-0.13之间。这是由于随着识 为了检验本文实证结果的稳健性,我们选取不别临界值的降低,不受流动性约束的非HtM消费者 同的临界值划分HtM消费者,选用相同的方法估计所持有的高流动性资产份额降低,放松了非HtM 暂时性收入的边际消费倾向。结果显示,无论是将月消费者的条件,非HtM消费者高流动性资产的平 收入、双月收入、季度收入还是半年收入作为识别标均水平有所下降,导致其边际消费倾向上升,进 准,暂时性收入的边际消费倾向为正且HtM消费者步说明了家庭资产流动性对家庭平滑消费的能力 的边际消费倾向显著高于非HtM类型消费的结论的影响。 均成立,验证了高流动性资产份额对家庭流动性约 此外,加入家庭人口特征作为控制变量后,实证 東具有一定影响结论的稳健性。同时,随着识别临界结果依然稳健。同时,我们发现户主性别、年龄、婚姻 值的降低,HtM和非HtM消费者暂时性收入冲击下状况、受教育程度、家庭人口规模、所在省份发展水 边际消费倾向的差异有所减小,非HtM消费者的平等因素对消费变化也具有显著影响 表5HtM和非HM消费者暂时性收入对应的边际消费倾向对比 识别标准 (10) 半年收入 季度收入 月收入 △lnt0076**0.080·**0.079难0082*0.084**0.085**0090*0.092*0.093**0094* (0013)00.013)(0.012)(0.012)(0011)(0.011)(0.011)(0.011)(0.010)(0.010) hm△nt0048*0043***0.050*0046*春0.044***0042*事0.036**0033**0032*0031*事 (0.016)(0016)(0.016)00.015)(0.015)(0.015)(0.015)(0015)(0.015)(0.015) -0.003* -0.003 ger -0.0332* -0.0327 -0.0325枣 0.0323* (0013) (0.013) (0.013) (0013) (0.013) 0.010 0.010 0.010 (0.005) (0.005) marriage (0024) (0.024) familysize 0.035·*率 0.035*康 0.036 urban 0.101*事 0.101事 (0012) (0.012) (0012) (0012) -1.24e06* 1.24e-06事 1.25e06·* 1.27e-06 -1.28c-06*率 (3.02e-07) (3.02e-07) (302e07) (3.02e-07) Constant0217*0.190*0.217**0.189*0.217**0.191*0.218***0.194·*02190.194* (0006)(.045)(0006)(0.045)(0.006)(0.045)(.005)(0.045)(0.005)0045) 样本数9692 9692 9692 9692 R平方0.025 0.038 0.025 0.038 0.025 0.038 0.024 0.038 0.024 0.037 六、富裕型与贫穷型HM消费者的对比:基于倾们得到了8164户家庭的数据,并选择以年收入为识 向得分匹配(PSM)的分析 别标准的样本,测算了其中富裕型与贫穷型HtM消 (一)富裕型与贫穷型HM消费者的比例测算费者的比例构成。结果如表6所示。其中,在总住房 在分析HM与非HtM消费者的基础上,我们分资产识别标准下,富裕型HtM消费者占HM消费者 别以总住房资产和多套房资产衡量家庭低流动性资的9858%,占总样本的6640%,揭示出中国住房 产,将HtM消费者进一步细分为富裕型与贫穷型占有率高的特征事实 HtM消费者,并探讨二者的特征及行为差异。删除住 (二)模型构建 房资产存在缺失值的样本获得平衡面板数据后,我 我们的样本数据为观测数据,但现实中HtM消表 5 HtM 和非 HtM 消费者暂时性收入对应的边际消费倾向对比 更易受到限制，导致暂时性收入变化下其消费行为 的调整幅度较高。 为了检验本文实证结果的稳健性，我们选取不 同的临界值划分 HtM 消费者，选用相同的方法估计 暂时性收入的边际消费倾向。结果显示，无论是将月 收入、双月收入、季度收入还是半年收入作为识别标 准，暂时性收入的边际消费倾向为正且 HtM 消费者 的边际消费倾向显著高于非 HtM 类型消费的结论 均成立，验证了高流动性资产份额对家庭流动性约 束具有一定影响结论的稳健性。同时，随着识别临界 值的降低，HtM 和非 HtM 消费者暂时性收入冲击下 的边际消费倾向的差异有所减小，非 HtM 消费者的 边际消费倾向有所提高，而 HtM 消费者的边际消费 倾向变化不大，在 0.12-0.13 之间。这是由于随着识 别临界值的降低，不受流动性约束的非 HtM 消费者 所持有的高流动性资产份额降低，放松了非 HtM 消费者的条件，非 HtM 消费者高流动性资产的平 均水平有所下降，导致其边际消费倾向上升，进一 步说明了家庭资产流动性对家庭平滑消费的能力 的影响。 此外，加入家庭人口特征作为控制变量后，实证 结果依然稳健。同时，我们发现户主性别、年龄、婚姻 状况、受教育程度、家庭人口规模、所在省份发展水 平等因素对消费变化也具有显著影响。 识别标准 驻lnt htm*驻lnt age gender edu marriage familysize urban gdp_per Constant 样本数 R 平方 (2) 0.080*** (0.013) 0.043*** (0.016) -0.003*** (0.001) -0.0332** (0.013) 0.009* (0.005) 0.054** (0.024) 0.035*** (0.004) 0.101*** (0.012) -1.24e-06*** (3.02e-07) 0.190*** (0.045) 9692 0.038 (3) 半年收入 0.079*** (0.012) 0.050*** (0.016) 0.217*** (0.006) 9692 0.025 (4) 0.082*** (0.012) 0.046*** (0.015) -0.003*** (0.001) -0.0327** (0.013) 0.010* (0.005) 0.054** (0.024) 0.035*** (0.004) 0.101*** (0.022) -1.24e-06*** (3.02e-07) 0.189*** (0.045) 9692 0.038 (1) 年收入 0.076*** (0.013) 0.048*** (0.016) 0.217*** (0.006) 9692 0.025 (5) 季度收入 0.084*** (0.011) 0.044*** (0.015) 0.217*** (0.006) 9692 0.025 (7) 双月收入 0.090*** (0.011) 0.036** (0.015) 0.218*** (0.005) 9692 0.024 (8) 0.092*** (0.011) 0.033** (0.015) -0.003*** (0.001) -0.0323** (0.013) 0.010* (0.005) 0.054** (0.024) 0.035*** (0.004) 0.101*** (0.012) -1.27e-06*** (3.02e-07) 0.194*** (0.045) 9692 0.038 (9) 月收入 0.093*** (0.010) 0.032** (0.015) 0.219*** (0.005) 9692 0.024 (6) 0.085*** (0.011) 0.042*** (0.015) -0.003*** (0.001) -0.0325** (0.013) 0.010* (0.005) 0.055** (0.024) 0.035*** (0.004) 0.101*** (0.012) -1.25e-06*** (3.02e-07) 0.191*** (0.045) 9692 0.038 (10) 0.094*** (0.010) 0.031** (0.015) -0.003*** (0.001) -0.0324** (0.013) 0.010* (0.005) 0.054** (0.024) 0.036*** (0.004) 0.101*** (0.012) -1.28e-06*** (3.02e-07) 0.194*** (0.045) 9692 0.037 六尧富裕型与贫穷型 HtM 消费者的对比院基于倾 向得分匹配渊PSM冤的分析 （一）富裕型与贫穷型 HtM 消费者的比例测算 在分析 HtM 与非 HtM 消费者的基础上，我们分 别以总住房资产和多套房资产衡量家庭低流动性资 产，将 HtM 消费者进一步细分为富裕型与贫穷型 HtM 消费者，并探讨二者的特征及行为差异。删除住 房资产存在缺失值的样本获得平衡面板数据后，我 们得到了 8164 户家庭的数据，并选择以年收入为识 别标准的样本，测算了其中富裕型与贫穷型 HtM 消 费者的比例构成。结果如表 6 所示。其中，在总住房 资产识别标准下，富裕型 HtM 消费者占 HtM 消费者 的 98.58%，占总样本的 66.40%，揭示出中国住房 占有率高的特征事实。 （二）模型构建 我们的样本数据为观测数据，但现实中 HtM 消 20