【摘要】本文把股票市場財(cái)富效應(yīng)納入消費(fèi)函數(shù)的考慮范疇之中，結(jié)合我國具體經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)利用向量自回歸模型（VAR）實(shí)證研究股票市場財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)的影響。通過選取2002年第一季度至2015年第一季度的季度數(shù)據(jù)，采用季節(jié)調(diào)整后的時(shí)間序列數(shù)據(jù)并進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)考察股票財(cái)富的動(dòng)態(tài)影響，研究表明：居民收入和股票財(cái)富對(duì)消費(fèi)支出的影響存在一個(gè)時(shí)滯，短期內(nèi)影響微弱，長期具有相對(duì)穩(wěn)定的影響，但相比于收入而言，股票財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)支出的影響不顯著。

【關(guān)鍵詞】股票市場 財(cái)富效應(yīng) 居民消費(fèi)

一、引言

政府希望通過股市帶動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，從而使得中國經(jīng)濟(jì)由過去的以投資和出口為主的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向以消費(fèi)為主的新經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。以投資和出口的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是我國經(jīng)濟(jì)過去10年能夠快速增長的主要驅(qū)動(dòng)因素，然而在發(fā)展過程中也暴露了許多的問題，比如產(chǎn)能過剩、資源耗損，在遭遇08年全球性的金融危機(jī)后，我國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入了發(fā)展瓶頸期，同時(shí)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理的問題繼續(xù)存在于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，此后的幾年我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)上的問題逐漸顯現(xiàn)，年增長率逐年遞減，已經(jīng)到了不得不改變?cè)瓉淼慕?jīng)濟(jì)增長方式的時(shí)候了，未來以消費(fèi)為代表的第三服務(wù)業(yè)將在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演越來越重要的角色。從我國進(jìn)入2014年后就提出了深化改革和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)等政策，想方設(shè)法多途徑的增加居民收入特別是財(cái)產(chǎn)性收入，從而達(dá)到刺激消費(fèi)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目的。目前中國股市中散戶占據(jù)絕大多數(shù)，資本市場已經(jīng)成了不少居民投資理財(cái)?shù)氖侄沃弧Ｒ虼?，研究股市?cái)富效應(yīng)是否以及在多大程度上影響居民消費(fèi)對(duì)我國未來資本市場建設(shè)具有重大的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外眾多學(xué)者結(jié)合各國具體情況，從不同的角度對(duì)股票市場是否存在財(cái)富效應(yīng)以及其對(duì)居民消費(fèi)的影響程度進(jìn)行了研究，但始終沒能達(dá)成共識(shí)。Sydney Ludvigson and Charles Steindel（1999）分析表明股市中財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)有正向的傳導(dǎo)，但是這種關(guān)系存在不穩(wěn)定性和非持續(xù)性。Poterba（2000）利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對(duì)不確定損失的預(yù)期要大于收入預(yù)期，股價(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響呈不對(duì)稱性。Karen E. Dynan&Dean M.Maki（2001）從研究家庭行為著手，基于消費(fèi)支出調(diào)查結(jié)果，得出直接財(cái)富效應(yīng)出現(xiàn)較早，并持續(xù)多個(gè)季度刺激消費(fèi)增長，而間接財(cái)富不是消費(fèi)增長的一個(gè)重要決定因素。Case&Karl E（2005）實(shí)證檢驗(yàn)了美國1982年至1999年間股價(jià)波動(dòng)與消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間不存在顯著關(guān)系。

此外，國內(nèi)學(xué)者也做了一些相關(guān)研究。李振明（2001）利用1980 ～1994年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，得出股市財(cái)富效應(yīng)邊際消費(fèi)傾向約為0.02567，但由于居民持有股票資產(chǎn)有限、市值小等原因，認(rèn)為股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)刺激消費(fèi)只有較小的影響。駱祚炎（2004）通過LC-PIH為基礎(chǔ)的回歸分析，檢驗(yàn)1992年至2002年相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，表明中國股市財(cái)富效應(yīng)相對(duì)于收入來說較為微弱。郭峰、冉茂盛、胡媛媛（2005）采用EG兩步法協(xié)整分析和誤差修正模型，得出無論長期還是短期，中國股票價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)支出均呈較弱的正相關(guān)性，說明在我國股市發(fā)展過程中存在一定的財(cái)富效應(yīng)。唐紹祥、蔡玉程、解梁秋（2008）基于動(dòng)態(tài)分布之后模型，對(duì)1993～2006年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，指出我國股市即期和長期均不存在財(cái)富效應(yīng)。胡永剛和郭長林（2012）基于消費(fèi)者最優(yōu)選擇模型，在考慮信號(hào)傳遞效應(yīng)后論證了存在正的財(cái)富效應(yīng)，且其具有明顯的不對(duì)稱性。

綜合國內(nèi)外專家學(xué)者的研究，可以看到由于不同國家社會(huì)制度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)觀念等方面存在很大差異，所以研究得出的結(jié)論爭議較大，又由于國內(nèi)股票市場發(fā)展起步晚、歷時(shí)短、股價(jià)波動(dòng)較大，時(shí)間序列數(shù)據(jù)樣本不豐富，所以研究結(jié)論有一定的局限性。因此本文將結(jié)合我國具體經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)利用向量自回歸模型實(shí)證研究股票市場財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)的影響。本文選取2002年第一季度至2015年第一季度的季度數(shù)據(jù)，采用季節(jié)調(diào)整后的時(shí)間序列數(shù)據(jù)并進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)考察股票財(cái)富的動(dòng)態(tài)影響。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）消費(fèi)函數(shù)模型構(gòu)建

隨著經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了若干用于經(jīng)驗(yàn)研究的消費(fèi)函數(shù)理論。在新古典經(jīng)濟(jì)框架下，Modigliani和Brunbeng（1954）提出了生命周期假說。在這一理論下，消費(fèi)水平是由家庭當(dāng)期收入和預(yù)期未來現(xiàn)金流量以及財(cái)富存量共同決定的。而股票是對(duì)消費(fèi)者行為有著重要影響的資產(chǎn)類別，本文主要探討股票財(cái)富，故考慮了股票市場因素后的消費(fèi)函數(shù)為：

Ct=α+β1Yt+β2Yet+β3Wt （1）

（1）式中Ct代表消費(fèi)，α是常數(shù)，Yt表示勞動(dòng)收入，Yet是預(yù)期收入的現(xiàn)值，Wt表示家庭所持有的財(cái)富價(jià)值，β1、β2、β3分別代表勞動(dòng)收入、預(yù)期收入和財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向。

簡化的消費(fèi)函數(shù)式為：

Ct=α+β1Yt+β2Wt （2）

本文在此基礎(chǔ)上建立實(shí)證分析模型。

（二）計(jì)量

1.實(shí)證模型設(shè)定和指標(biāo)選取。在考慮了股票市場影響后，本文將消費(fèi)函數(shù)模型設(shè)定為：

Ct=α+β1Yt+β2St+εt （3）

其中，Ct代表消費(fèi)變量，由于我國股票市場發(fā)展時(shí)間短，市場參與者有限，持有股票資產(chǎn)多為城鎮(zhèn)居民，故本文選取城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出作為替代變量；Yt代表收入變量，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示，與消費(fèi)變量相對(duì)應(yīng)；St是股票財(cái)富，由于缺乏家庭持有股票資產(chǎn)詳細(xì)信息，選取上證綜合指數(shù)每個(gè)季度期末收盤價(jià)作為股票財(cái)富的代理變量。

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用2002年第一季度至2015年第一季度的季度數(shù)據(jù)就股票財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)行為的影響進(jìn)行實(shí)證分析。所有數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、Wind數(shù)據(jù)庫、同花順軟件并經(jīng)整理獲得。實(shí)證分析使用Eviews7.0軟件。本文采用X-12法對(duì)呈現(xiàn)季節(jié)性的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，把調(diào)整后的消費(fèi)、收入和財(cái)富變量分別簡記為CONS、DPI、SP。

2.單位根檢驗(yàn)。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，避免對(duì)不平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸而導(dǎo)致偽回歸，在協(xié)整檢驗(yàn)之前對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)原序列和差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以確定單整階數(shù)。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，所有變量的原序列都無法拒絕原假設(shè)，存在單位根，是非平穩(wěn)序列，但是一階差分后的序列平穩(wěn)，故原序列都是一階單整的。DPI、CONS、SP三個(gè)變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

3.協(xié)整檢驗(yàn)。本文以VAR模型為基礎(chǔ)，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來考查變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。首先確定VAR的結(jié)構(gòu)，以D（CONS）為因變量，D（DPI）、D（SP）作為自變量，用AIC和SC信息準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，綜合考慮LR檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇滯后階數(shù)為2。

表1 VAR滯后階數(shù)檢驗(yàn)

注：*表示最合適的滯后階數(shù)。

然后進(jìn)行基于多元VAR模型的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果均表明，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和上證綜合指數(shù)之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由于三個(gè)變量都是一階單整序列，所以可以進(jìn)行一次差分得到三個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列，通過傳統(tǒng)的VAR模型分析三個(gè)變量之間的關(guān)系。通過檢驗(yàn)得到VAR表達(dá)式：

D（CONS）=0.4370*D（DPI）（-1）+0.3896*D（DPI）（-2）-0.5714*D（CONS）（-1）-

（0.14605） （0.35783） （0.18012）

[2.99010] [1.08881] [-3.17254]

0.1404*D（CONS）（-2）+0.0554*D（SP）（-1）-0.0131*D（SP）（-2）+38.2826（4）

（0.44639） （0.02869） （0.02850） （31.9485）

[-0.31456] [1.93264] [-0.46053] [1.19826]

先檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性，即進(jìn)行AR根圖表分析，如果檢驗(yàn)結(jié)果單位根都小于1，則VAR模型穩(wěn)定，可繼續(xù)進(jìn)行脈沖及方差分解。如果單位根出現(xiàn)大于1的情況，需進(jìn)行降階處理。

表3 AR根檢驗(yàn)結(jié)果

表3顯示特征方程的特征根的倒數(shù)都落在單位圓內(nèi)，VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。為了考察各變量間的因果關(guān)系，在變量平穩(wěn)的前提下，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。原假設(shè)是變量之間不存在因果關(guān)系。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

注：***表示1%顯著性水平，**表示5%顯著性水平，*表示10%顯著性水平。

從檢驗(yàn)結(jié)果來看，在1%的置信標(biāo)準(zhǔn)下，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入互為格蘭杰原因，可以認(rèn)為人均可支配收入是人均消費(fèi)的顯著Granger原因。在5%的顯著性水平下，可以拒絕“D（DPI）不是D（SP）的granger原因”，因此人均可支配收入是股票財(cái)富的原因之一，但檢驗(yàn)結(jié)果接受D（SP）不是D（DPI）的granger原因，說明兩者之間只存在單因果關(guān)系。另外，在10%的顯著性水平下，人均消費(fèi)和上證綜指之間的Granger因果關(guān)系不明顯，這一結(jié)果證明了財(cái)富效應(yīng)不顯著。

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。下面通過三變量的VAR（2）模型來說明給收入和股票財(cái)富一個(gè)一次性沖擊對(duì)內(nèi)生變量居民消費(fèi)當(dāng)期及以后各期所產(chǎn)生的影響。橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：季度），本文取滯后期數(shù)10，縱軸表示城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)，實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線是正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)

由圖1可知，居民消費(fèi)受到自身的一個(gè)正向沖擊后，在當(dāng)期會(huì)有很大的調(diào)整，在前四個(gè)季度波動(dòng)較大，并受到慣性特征影響，然后逐漸趨于平穩(wěn)。若居民消費(fèi)受到當(dāng)期來自收入的一個(gè)正向沖擊時(shí)，居民消費(fèi)在當(dāng)期沒有進(jìn)行調(diào)整，隨后表現(xiàn)為同向變動(dòng)，大約在一個(gè)季度后迅速達(dá)到最高水平，隨著時(shí)間的推移逐漸趨于穩(wěn)定，然而長期的波動(dòng)比較顯著且具有持續(xù)性。此外，本期給股票財(cái)富一個(gè)正向沖擊后，消費(fèi)不會(huì)出現(xiàn)及時(shí)調(diào)整，至一期末達(dá)到最大值，經(jīng)過短暫的調(diào)整直至處于一個(gè)較低的穩(wěn)定狀態(tài)，且長期的波動(dòng)程度比較小。由此可見股票財(cái)富效應(yīng)較微弱，一個(gè)主要的原因是我國股票市場還不夠成熟、制度不夠完善，極易出現(xiàn)暴漲暴跌現(xiàn)象，居民持有股票資產(chǎn)的收益具有很大的不確定性，所以出于謹(jǐn)慎性考慮不會(huì)盲目增加消費(fèi)，甚至可能會(huì)由于“圈錢”效應(yīng)而抑制消費(fèi)（即當(dāng)消費(fèi)對(duì)股票財(cái)富脈沖的反應(yīng)是負(fù)向的時(shí)候），故影響居民消費(fèi)程度的主要還是收入因素。

圖2的方差分解揭示了每一結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度。由方差分解的結(jié)果可以看到，在對(duì)居民消費(fèi)變化的貢獻(xiàn)率上，自身的方差貢獻(xiàn)度最大，初始貢獻(xiàn)度100%，且貢獻(xiàn)率逐漸降低，到第二期之后維持在89%附近。居民收入和股票財(cái)富在第一期的貢獻(xiàn)為零，但是由于資產(chǎn)的流動(dòng)性較強(qiáng)，對(duì)消費(fèi)的影響具有累積作用，故處于一個(gè)慢慢增強(qiáng)的過程。到第一期末兩者都趨于穩(wěn)定，股票財(cái)富的貢獻(xiàn)度約為2%，居民收入的貢獻(xiàn)度在9%左右，大于前者對(duì)居民消費(fèi)影響的重要程度。

綜合脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果可得出居民收入和股票財(cái)富對(duì)消費(fèi)支出的影響存在一個(gè)時(shí)滯，短期內(nèi)影響微弱，而在滯后1期之后有較為顯著且持久的影響，但相比于收入而言，股票財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)支出的影響較弱，短期內(nèi)股票財(cái)富效應(yīng)微弱，而長期股票財(cái)富效應(yīng)幾乎不存在。

圖2 方差分解

四、結(jié)論與建議

本文把股票市場財(cái)富效應(yīng)納入消費(fèi)函數(shù)的考慮范疇之中，構(gòu)建了考慮股票市場影響的消費(fèi)函數(shù)模型，并基于2002年第一季度至2015年第一季度的季度數(shù)據(jù)，實(shí)證得出股票財(cái)富效應(yīng)較微弱，一個(gè)主要的原因是我國股票市場還不夠成熟、制度不夠完善，極易出現(xiàn)暴漲暴跌現(xiàn)象，居民持有股票資產(chǎn)的收益具有很大的不確定性，所以出于謹(jǐn)慎性考慮不會(huì)盲目增加消費(fèi)。

居民收入和股票財(cái)富對(duì)消費(fèi)支出的影響存在一個(gè)時(shí)滯，短期內(nèi)影響微弱，長期具有相對(duì)穩(wěn)定的影響，但相比于收入而言，股票財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)支出的影響較弱，短期內(nèi)股票財(cái)富效應(yīng)微弱，而長期股票財(cái)富效應(yīng)幾乎不存在，故影響居民消費(fèi)程度的主要還是收入因素。

為了更好地使我國股市財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮積極作用，一方面政府要加強(qiáng)職能履行，健全和完善股市法制法規(guī)，為上市公司和投資者營造一個(gè)健康穩(wěn)定的市場環(huán)境；另一方面要穩(wěn)步擴(kuò)大投資者群體和股票市值規(guī)模，降低交易成本，更新投資理念，重視股市的消費(fèi)功能，使居民能夠更有效地管理自己的財(cái)富。

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