周德才，謝海東，何宜慶

(南昌大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，南昌 330031)

0 引言

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)連續(xù)多年高速增長(zhǎng)，居民收入和財(cái)富也隨之穩(wěn)步增長(zhǎng)。居民持有的財(cái)富中股票等金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)資產(chǎn)不斷增多。然而這次國(guó)際金融危機(jī)和歐洲主權(quán)債務(wù)危機(jī)的蔓延，使得我國(guó)股市巨幅震蕩，對(duì)居民消費(fèi)造成巨大沖擊，也導(dǎo)致目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度下滑。所以需要分析新形勢(shì)下國(guó)內(nèi)外各種沖擊對(duì)股市波動(dòng)的影響，從而進(jìn)一步分析股市波動(dòng)產(chǎn)生的居民收入結(jié)構(gòu)、財(cái)富資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化是否帶動(dòng)了居民消費(fèi)行為的變化。

1 股市對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)

股市對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)主要通過(guò)股市發(fā)展水平、居民收入與消費(fèi)之間的關(guān)系加以刻畫(huà)。股市發(fā)展水平通過(guò)構(gòu)建股市的金融狀況指數(shù)來(lái)表征。與標(biāo)準(zhǔn)做法只選擇單一的上證綜指不同，本文選擇了上證綜指、深證綜指數(shù)以及香港恒生中國(guó)企業(yè)指數(shù)三個(gè)股票指數(shù)來(lái)構(gòu)建股市的金融狀況指數(shù)的可觀測(cè)變量。深證綜指的引入是為了考察我國(guó)近些年日益壯大的中小企業(yè)板對(duì)居民消費(fèi)的影響；考慮到我國(guó)股市的國(guó)際化和市場(chǎng)化程度有限，還引入恒生中國(guó)企業(yè)指數(shù)來(lái)考察國(guó)際沖擊對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響。居民收入和消費(fèi)變量分別選擇了月度城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)。選擇城鎮(zhèn)居民指標(biāo)主要考慮到股市投資者基本是城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民較少涉及證券市場(chǎng)。

圖1 股市的金融狀況指數(shù)和中信標(biāo)普A股綜合指數(shù)比較圖

1.1 基于多變量馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型的股市的金融狀況指數(shù)構(gòu)建

為了較好了反映我國(guó)股市的非線性狀況，運(yùn)用多變量馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型構(gòu)建了股市的金融狀況指數(shù)。選擇1998年1月到2012年6月的上證綜指、深綜指數(shù)、恒生指數(shù)三個(gè)股票指數(shù)每天收盤(pán)價(jià)的月算術(shù)平均數(shù)作為構(gòu)建股市的金融狀況指數(shù)(S)的可觀測(cè)變量，并估計(jì)出了該指數(shù)。為了保證較好的穩(wěn)定性，測(cè)度的指數(shù)去除了1998年的數(shù)據(jù)。關(guān)于參考指標(biāo)的選擇，選擇了中信標(biāo)普A股綜合指數(shù)(CITIC)，估計(jì)結(jié)果如圖1所示。上述數(shù)據(jù)分別來(lái)自新浪網(wǎng)和中信標(biāo)普指數(shù)信息服務(wù)有限公司網(wǎng)站。從圖1中可以看出，股市的金融狀況指數(shù)與參考指數(shù)中信A股綜合指數(shù)走勢(shì)基本吻合，但當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)遭受較大的外部沖擊時(shí)，二者出現(xiàn)較大程度的分離，這說(shuō)明引入反映外部沖擊的恒生指數(shù)是有必要的。

圖2 城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)、可支配收入和股市的金融狀況指數(shù)

1.2 基于協(xié)整和誤差修正模型的股市對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

(1)數(shù)據(jù)選擇和處理。選取城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)居民消費(fèi)，C)作為因變量，股市的金融狀況指數(shù)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)股市指數(shù)，S)和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(以下簡(jiǎn)稱(chēng)可支配收入，Y)作為自變量。數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)，樣本區(qū)間選定為1999年1月至2012年6月。由于2003年01月至2006年12月我國(guó)才有居民消費(fèi)(C)和可支配收入(Y)的月度數(shù)據(jù)，其余時(shí)間為季度數(shù)據(jù)，因此以人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額為權(quán)重將其中的季度數(shù)據(jù)分解成月度數(shù)據(jù)。居民消費(fèi)和可支配收入呈現(xiàn)明顯的季節(jié)性，我們采用X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，我們對(duì)變量取對(duì)數(shù)，居民消費(fèi)、可支配收入和股市指數(shù)分別簡(jiǎn)記為L(zhǎng)C、LY和LS。最終的數(shù)據(jù)處理結(jié)果見(jiàn)圖2。

表1 單位根檢驗(yàn)

(2)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果即表1的數(shù)據(jù)表明：LC、LY、和LS三個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)在1%的水平上都接受原假設(shè)，PP檢驗(yàn)在1%水平除LS外都拒絕原假設(shè)，因此總的來(lái)說(shuō)，它們存在單位根，為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但它們的一階差分序列DLC、DLY和DLS都在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，即為平穩(wěn)時(shí)間序列。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

(3)協(xié)整檢驗(yàn)。變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，LC、LY和LS都為1階單整序列。為了避免回歸過(guò)程中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，再考察三個(gè)變量是否存在協(xié)整關(guān)系?；诙嘣猇AR模型的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。跡檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平上，拒絕存在0個(gè)協(xié)整向量的假設(shè)，而接受存在1個(gè)協(xié)整向量的假設(shè)，表明三個(gè)變量間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果也顯示，在1%的顯著性水平上，拒絕存在0個(gè)協(xié)整向量的假設(shè)，三個(gè)變量間有1個(gè)協(xié)整向量。可以看出，兩類(lèi)檢驗(yàn)結(jié)果都表明LC、LY和LS三個(gè)變量存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，即表明三個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

(4)格蘭杰因果檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果證明1999年1月至2012年6月的LC與LY、LS之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。下面通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)，對(duì)它們之間的短期關(guān)系進(jìn)行作進(jìn)一步驗(yàn)證，具體見(jiàn)表3。從表3可以看出，居民消費(fèi)和可支配收入之間存在雙向因果關(guān)系，股市指數(shù)與居民消費(fèi)不存在因果關(guān)系，股市指數(shù)是可支配收入的單向因果關(guān)系。

(5)估計(jì)協(xié)整和誤差修正方程。協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明LC與LY、LS之間在短期和長(zhǎng)期上都存在均衡關(guān)系，因此利用協(xié)整和誤差修正模型研究股市對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)。根據(jù)SC準(zhǔn)則，選擇誤差修正模型的滯后階數(shù)為3階，然后運(yùn)用Eviews7.0軟件，對(duì)LC、LY和LS之間關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。模型殘差檢驗(yàn)滿(mǎn)足的無(wú)自相關(guān)、同方差檢驗(yàn)等性質(zhì)。

表4 協(xié)整和誤差修正方程估計(jì)系數(shù)表

模型結(jié)果表明：①?gòu)膮f(xié)整方程可以看出，居民消費(fèi)(LC)與可支配收入(LY)、股市指數(shù)(LS)都存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。當(dāng)期可支配收入(LY)的邊際消費(fèi)傾向(MPC)為0.9062，股市指數(shù)(LS)的邊際消費(fèi)傾向(MPC)為-0.0126，且t統(tǒng)計(jì)量都顯著，表明股市對(duì)居民消費(fèi)有顯著的長(zhǎng)期負(fù)財(cái)富效應(yīng)，即“擠出效應(yīng)”，與發(fā)達(dá)國(guó)家基本上為正財(cái)富效應(yīng)相反。因此，從長(zhǎng)期看，股市的劇烈波動(dòng)可能導(dǎo)致財(cái)富分配不公平程度加劇，從而導(dǎo)致邊際消費(fèi)傾向下降，對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。這可能是因?yàn)槲覈?guó)的股市發(fā)展才20多年，市場(chǎng)不成熟，投機(jī)性較強(qiáng)，波動(dòng)很大，消費(fèi)者難以形成穩(wěn)定的長(zhǎng)期收入預(yù)期。

②從誤差修正方程可以看出，居民消費(fèi)變動(dòng)(DLC)與居民可支配收入變動(dòng)(DLY)、股市變動(dòng)(DLS)都存在短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。首先，1階和2階滯后的居民消費(fèi)變動(dòng)的影響系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著，雖然3個(gè)系數(shù)有正有負(fù)，但系數(shù)之和為0.5156，表明我國(guó)居民消費(fèi)受到一定程度的消費(fèi)慣性影響；其次，1～3階滯后的可支配收入變動(dòng)對(duì)應(yīng)居民消費(fèi)變動(dòng)的影響系數(shù)的都在1%的水平顯著上，表明我國(guó)居民按照持久收入消費(fèi)的；再次，2階和3階滯后的股市指數(shù)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)變動(dòng)的影響系數(shù)都在10%的水平上顯著，雖然3個(gè)系數(shù)有正有負(fù)，但系數(shù)之和為-0.0126，表明股市對(duì)居民消費(fèi)也有負(fù)短期財(cái)富效應(yīng)，即“擠出效應(yīng)”，也與發(fā)達(dá)國(guó)家短期財(cái)富效應(yīng)基本為正相反。因此，從短期看，由于中國(guó)股市投機(jī)性較強(qiáng)，較少具備長(zhǎng)期投資價(jià)值，當(dāng)股市上漲時(shí)產(chǎn)生的賺錢(qián)效應(yīng)，會(huì)使投資者把更多的資金投入到股市投機(jī)，從而就會(huì)發(fā)生投資對(duì)消費(fèi)的替代，反之亦然，從而導(dǎo)致股市與消費(fèi)的負(fù)向關(guān)系。

圖3 居民消費(fèi)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的脈沖響應(yīng)圖

(6)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。從圖3可知，居民消費(fèi)對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息在第1期就立即有較強(qiáng)的正向反應(yīng)，約為0.0390，突然急劇下降，在第4期達(dá)到最小-0.0034，再急劇上升，然后逐步周期性衰減，在第10期以后基本穩(wěn)定在0.0087的水平上；對(duì)來(lái)自可支配收入的新息居民消費(fèi)反應(yīng)全部為正，在第1期達(dá)到最大的0.0201，第2期達(dá)到最小0.0060，然后逐步周期性衰減，在第9期以后基本穩(wěn)定在0.012的水平上；對(duì)股市指數(shù)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息，居民消費(fèi)的反應(yīng)全部為負(fù)，從第1期開(kāi)始就呈現(xiàn)周期性衰減，然后自第12期后就長(zhǎng)期維持在-0.0031左右。上述分析表明居民消費(fèi)對(duì)自身因素和可支配收入的脈沖響應(yīng)不但基本正，而且比較大，說(shuō)明居民消費(fèi)無(wú)論在短期和長(zhǎng)期主要受到自身和可支配收入的影響，而且可支配收入的影響比居民消費(fèi)自身對(duì)居民消費(fèi)的影響更大，從而進(jìn)一步說(shuō)明提高我國(guó)居民的收入才是擴(kuò)大我國(guó)消費(fèi)，拉動(dòng)內(nèi)需的根本措施；而居民消費(fèi)對(duì)股市指數(shù)的脈沖響應(yīng)不但全部為負(fù)數(shù)，而且比較小，幾乎接近于0，說(shuō)明我國(guó)股市對(duì)拉動(dòng)內(nèi)需、擴(kuò)大消費(fèi)的作用還是十分有限。

2 股市對(duì)居民消費(fèi)的非對(duì)稱(chēng)財(cái)富效應(yīng)

為了進(jìn)一步考察股市對(duì)居民消費(fèi)的非對(duì)稱(chēng)財(cái)富效應(yīng)，參考Nicholas Apergis和Stephen M.Miller(2004)，本文采用如下的誤差修正模型：

其中，DLS+和DLS-分別表示股市變動(dòng)的正向沖擊和負(fù)向沖擊。

為了解決多階滯后造成的多重共線性和自相關(guān)問(wèn)題，本文利用自回歸動(dòng)態(tài)分布滯后模型對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，其中外生變量和內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)使用多項(xiàng)式分布滯后模型進(jìn)行估計(jì)，誤差修正項(xiàng)（ECM）是前文協(xié)整方程中的誤差項(xiàng)，分布滯后模型滯后階數(shù)I,J,K,M的選擇需要保證動(dòng)態(tài)模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)滿(mǎn)足同方差、無(wú)自相關(guān)且服從正態(tài)分布的特征。承前例，取I=3，J=3，K=3，而取M=1，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。模型殘差檢驗(yàn)滿(mǎn)足的無(wú)自相關(guān)、同方差檢驗(yàn)等性質(zhì)。

模型結(jié)果顯示：①股市發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)的短期財(cái)富效應(yīng)有正有負(fù)，且具有非對(duì)稱(chēng)性特征。從短期來(lái)看，滯后1、2和3期的股市指數(shù)正向沖擊對(duì)居民消費(fèi)的效應(yīng)為負(fù)，且在10%的水平上顯著，全部正向沖擊效應(yīng)之和為-0.0387；即期股市指數(shù)負(fù)向沖擊對(duì)居民消費(fèi)的影響全部為正，且都在5%水平上顯著，全部負(fù)向沖擊效應(yīng)之和為0.0947。負(fù)向沖擊效應(yīng)是正向沖擊效應(yīng)的2.4455倍，這說(shuō)明股市對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)呈現(xiàn)非常明顯的非對(duì)稱(chēng)性。無(wú)論從正向沖擊還是反向沖擊來(lái)看，股市對(duì)居民消費(fèi)之間都是反向關(guān)系，即財(cái)富效應(yīng)為負(fù)，這與協(xié)整和誤差修正模型的結(jié)論基本一致，兩個(gè)模型相互印證證明估計(jì)的合理性。也就是說(shuō)當(dāng)股市發(fā)展起來(lái)的時(shí)候，人們沒(méi)有將股市的收益進(jìn)行消費(fèi)，而是由于投資收益的吸引而增加對(duì)股市的投資，這與發(fā)達(dá)國(guó)家股市的財(cái)富效應(yīng)多為正的情況不相適應(yīng)，這可能由于以下幾個(gè)原因：一是我國(guó)股市發(fā)展水平較低，容易暴漲暴跌，導(dǎo)致股市投資成為一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)投資，收益具有不確定性，不能形成穩(wěn)定的收入預(yù)期；二是我國(guó)股票投資者成熟度較差，存在嚴(yán)重的追漲殺跌的跟風(fēng)行為，使得投資的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)；三是我國(guó)股市環(huán)境不太理想，存在牛市超短熊市超長(zhǎng)的現(xiàn)象，牛市一般為1年，熊市3～5年，這樣自然無(wú)法較好地提振居民消費(fèi)。②誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.4003，且在1%水平上顯著，說(shuō)明短期對(duì)長(zhǎng)期存在一個(gè)較大的反向修正。③即期以及滯后1期和2期居民可支配收入對(duì)居民消費(fèi)影響都為負(fù)，且分別在1%和5%的水平上顯著，但影響的程度是逐步遞減的，說(shuō)明居民是根據(jù)持久收入來(lái)消費(fèi)。

表5 自回歸分布滯后模型估計(jì)的系數(shù)表

3 基本結(jié)論

本文基于最新的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整和誤差修正模型以及自回歸動(dòng)態(tài)分布滯后模型考察我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)。利用協(xié)整和誤差修正模型研究表明，我國(guó)股市對(duì)居民消費(fèi)既有顯著的短期財(cái)富效應(yīng)也有顯著的長(zhǎng)期財(cái)富效應(yīng)，但效應(yīng)值為負(fù)，與發(fā)達(dá)國(guó)家財(cái)富效應(yīng)多為正的情況不相同。進(jìn)一步利用自回歸動(dòng)態(tài)分布滯后模型研究表明，我國(guó)股市對(duì)居民消費(fèi)具有財(cái)富負(fù)效應(yīng)，再次印證了協(xié)整和誤差修改模型的研究結(jié)論，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)具有非對(duì)稱(chēng)性特征。主要結(jié)論如下：

(1)協(xié)整和誤差修改模型研究結(jié)論。協(xié)整方程的實(shí)證分析表明股市對(duì)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期財(cái)富效應(yīng)是負(fù)的，即為“擠出效應(yīng)”，且在5%水平上顯著，表明長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)股市忽視對(duì)投資者的回報(bào)，淪為“投機(jī)市”、“圈錢(qián)市”，以及“牛短熊長(zhǎng)”的市場(chǎng)環(huán)境，使得股票財(cái)富對(duì)消費(fèi)起不到輸血作用，從而造成我國(guó)股市財(cái)富到消費(fèi)的傳導(dǎo)渠道被堵塞；居民可支配收入對(duì)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期影響為正，且在1%水平上顯著，表明在長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)居民是根據(jù)持久收入來(lái)消費(fèi)的。誤差修正模型的實(shí)證分析表明滯后2階和3階股市對(duì)居民消費(fèi)的影響系數(shù)在10%水平上顯著，雖然3個(gè)系數(shù)有正有負(fù)，但系數(shù)之和為-0.0126，表明股市對(duì)居民消費(fèi)的短期財(cái)富效應(yīng)也是負(fù)的，即為“擠出效應(yīng)”。因此，從短期看，由于中國(guó)股市投機(jī)性較強(qiáng)，較少具備長(zhǎng)期投資價(jià)值，當(dāng)股市上漲時(shí)產(chǎn)生的賺錢(qián)效應(yīng)，會(huì)使投資者把更多的資金投入到股市投機(jī)，從而就會(huì)發(fā)生投資對(duì)消費(fèi)的替代，反之亦然；1階和2階滯后的居民消費(fèi)對(duì)當(dāng)期居民消費(fèi)的影響系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著，雖然3個(gè)系數(shù)有正有負(fù)，但系數(shù)之和為0.5156，表明我國(guó)居民消費(fèi)受到一定程度的消費(fèi)慣性影響；1～3階滯后的可支配收入變動(dòng)對(duì)應(yīng)居民消費(fèi)變動(dòng)的影響系數(shù)的都在1%的水平顯著上，表明我國(guó)居民按照持久收入消費(fèi)的。

(2)自回歸動(dòng)態(tài)分布滯后模型研究結(jié)論。首先印證了協(xié)整和誤差修正模型的二個(gè)研究結(jié)論：一是我國(guó)股市對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)是負(fù)的；二是我國(guó)居民消費(fèi)是按照持久收入進(jìn)行消費(fèi)。其次，我國(guó)股市對(duì)居民消費(fèi)具有顯著的非對(duì)稱(chēng)財(cái)富效應(yīng)，股市指數(shù)負(fù)向沖擊是正向沖擊的2.4455倍，差別非常大。

目前我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)主要表現(xiàn)為“擠出效應(yīng)”，不具備真正意義上財(cái)富效應(yīng)，這對(duì)我國(guó)股市的長(zhǎng)期發(fā)展不利。因此，需要加強(qiáng)股市改革，恢復(fù)股市本來(lái)面目，發(fā)揮股市本身的功能，逐步改善“投機(jī)市”、“圈錢(qián)市”、“政策市”等不利的市場(chǎng)環(huán)境。

[1]Chang-Jin Kim，Charles R.Nelson.State-Space Models with Regime-Switching：Classical and Gibbs-Sampling Approaches with Applications[M].Cambridge：MIT Press,1998.

[2]羅赤橙，劉建江.股市財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2008,(1).

[3]宋威.我國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性——S型財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證分析[J].求索，2006,(2).

[4]陳國(guó)進(jìn)，陳創(chuàng)練.我國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)的非對(duì)稱(chēng)性研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2009,(13).