基于VAR的股票財富效應對居民消費的影響研究

【摘要】本文把股票市場財富效應納入消費函數的考慮范疇之中，結合我國具體經驗數據利用向量自回歸模型（VAR）實證研究股票市場財富效應對居民消費的影響。通過選取2002年第一季度至2015年第一季度的季度數據，采用季節調整后的時間序列數據并進行了平穩性檢驗，利用脈沖響應函數考察股票財富的動態影響，研究表明：居民收入和股票財富對消費支出的影響存在一個時滯，短期內影響微弱，長期具有相對穩定的影響，但相比于收入而言，股票財富對居民消費支出的影響不顯著。

【關鍵詞】股票市場 財富效應 居民消費

一、引言

政府希望通過股市帶動實體經濟，從而使得中國經濟由過去的以投資和出口為主的經濟結構向以消費為主的新經濟結構轉型。以投資和出口的經濟產業結構是我國經濟過去10年能夠快速增長的主要驅動因素，然而在發展過程中也暴露了許多的問題，比如產能過剩、資源耗損，在遭遇08年全球性的金融危機后，我國經濟已經進入了發展瓶頸期，同時經濟結構不合理的問題繼續存在于我國經濟發展中，此后的幾年我國經濟結構上的問題逐漸顯現，年增長率逐年遞減，已經到了不得不改變原來的經濟增長方式的時候了，未來以消費為代表的第三服務業將在經濟發展中扮演越來越重要的角色。從我國進入2014年后就提出了深化改革和創新驅動等政策，想方設法多途徑的增加居民收入特別是財產性收入，從而達到刺激消費帶動經濟發展的目的。目前中國股市中散戶占據絕大多數，資本市場已經成了不少居民投資理財的手段之一。因此，研究股市財富效應是否以及在多大程度上影響居民消費對我國未來資本市場建設具有重大的理論和現實意義。

二、文獻綜述

國內外眾多學者結合各國具體情況，從不同的角度對股票市場是否存在財富效應以及其對居民消費的影響程度進行了研究，但始終沒能達成共識。Sydney Ludvigson and Charles Steindel（1999）分析表明股市中財富效應對消費有正向的傳導，但是這種關系存在不穩定性和非持續性。Poterba（2000）利用經驗數據，發現消費者對不確定損失的預期要大于收入預期，股價波動對消費的影響呈不對稱性。Karen E. Dynan&Dean M.Maki（2001）從研究家庭行為著手，基于消費支出調查結果，得出直接財富效應出現較早，并持續多個季度刺激消費增長，而間接財富不是消費增長的一個重要決定因素。Case&Karl E（2005）實證檢驗了美國1982年至1999年間股價波動與消費的關系，發現兩者之間不存在顯著關系。

此外，國內學者也做了一些相關研究。李振明（2001）利用1980 ～1994年的統計數據，得出股市財富效應邊際消費傾向約為0.02567，但由于居民持有股票資產有限、市值小等原因，認為股市財富效應對刺激消費只有較小的影響。駱祚炎（2004）通過LC-PIH為基礎的回歸分析，檢驗1992年至2002年相關經濟指標，表明中國股市財富效應相對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，中國股票價格指數與消費支出均呈較弱的正相關性，說明在我國股市發展過程中存在一定的財富效應。唐紹祥、蔡玉程、解梁秋（2008）基于動態分布之后模型，對1993～2006年數據進行實證檢驗，指出我國股市即期和長期均不存在財富效應。胡永剛和郭長林（2012）基于消費者最優選擇模型，在考慮信號傳遞效應后論證了存在正的財富效應，且其具有明顯的不對稱性。

綜合國內外專家學者的研究，可以看到由于不同國家社會制度、經濟發展水平、消費觀念等方面存在很大差異，所以研究得出的結論爭議較大，又由于國內股票市場發展起步晚、歷時短、股價波動較大，時間序列數據樣本不豐富，所以研究結論有一定的局限性。因此本文將結合我國具體經驗數據利用向量自回歸模型實證研究股票市場財富效應對居民消費的影響。本文選取2002年第一季度至2015年第一季度的季度數據，采用季節調整后的時間序列數據并進行了平穩性檢驗，利用脈沖響應函數考察股票財富的動態影響。

三、實證檢驗

（一）消費函數模型構建

隨著經濟學理論的發展，經濟學家提出了若干用于經驗研究的消費函數理論。在新古典經濟框架下，Modigliani和Brunbeng（1954）提出了生命周期假說。在這一理論下，消費水平是由家庭當期收入和預期未來現金流量以及財富存量共同決定的。而股票是對消費者行為有著重要影響的資產類別，本文主要探討股票財富，故考慮了股票市場因素后的消費函數為：

Ct=α+β1Yt+β2Yet+β3Wt （1）

（1）式中Ct代表消費，α是常數，Yt表示勞動收入，Yet是預期收入的現值，Wt表示家庭所持有的財富價值，β1、β2、β3分別代表勞動收入、預期收入和財富的邊際消費傾向。

簡化的消費函數式為：

Ct=α+β1Yt+β2Wt （2）

本文在此基礎上建立實證分析模型。

（二）計量

1.實證模型設定和指標選取。在考慮了股票市場影響后，本文將消費函數模型設定為：

Ct=α+β1Yt+β2St+εt （3）

其中，Ct代表消費變量，由于我國股票市場發展時間短，市場參與者有限，持有股票資產多為城鎮居民，故本文選取城鎮居民人均消費性支出作為替代變量；Yt代表收入變量，用城鎮居民人均可支配收入表示，與消費變量相對應；St是股票財富，由于缺乏家庭持有股票資產詳細信息，選取上證綜合指數每個季度期末收盤價作為股票財富的代理變量。

鑒于數據的可獲得性，本文采用2002年第一季度至2015年第一季度的季度數據就股票財富效應對居民消費行為的影響進行實證分析。所有數據均來源于國家統計局網站、Wind數據庫、同花順軟件并經整理獲得。實證分析使用Eviews7.0軟件。本文采用X-12法對呈現季節性的城鎮居民人均可支配收入和城鎮居民人均消費性支出時間序列數據進行了季節調整，把調整后的消費、收入和財富變量分別簡記為CONS、DPI、SP。

2.單位根檢驗。為了保證數據的有效性，避免對不平穩的時間序列進行回歸而導致偽回歸，在協整檢驗之前對時間序列進行平穩性檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法，對原序列和差分序列進行平穩性檢驗，以確定單整階數。

ADF檢驗結果顯示，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，存在單位根，是非平穩序列，但是一階差分后的序列平穩，故原序列都是一階單整的。DPI、CONS、SP三個變量之間可能存在協整關系。

3.協整檢驗。本文以VAR模型為基礎，采用Johansen協整檢驗來考查變量之間是否存在長期穩定的均衡關系。首先確定VAR的結構，以D（CONS）為因變量，D（DPI）、D（SP）作為自變量，用AIC和SC信息準則確定滯后階數，綜合考慮LR檢驗結果，本文選擇滯后階數為2。

表1 VAR滯后階數檢驗

注：*表示最合適的滯后階數。

然后進行基于多元VAR模型的Johansen協整關系檢驗，結果見表2。

表2 Johansen協整檢驗

跡檢驗和最大特征根檢驗結果均表明，城鎮居民人均消費、城鎮居民人均可支配收入和上證綜合指數之間不存在長期穩定的均衡關系。由于三個變量都是一階單整序列，所以可以進行一次差分得到三個平穩的時間序列，通過傳統的VAR模型分析三個變量之間的關系。通過檢驗得到VAR表達式：

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VAR模型的穩定性，即進行AR根圖表分析，如果檢驗結果單位根都小于1，則VAR模型穩定，可繼續進行脈沖及方差分解。如果單位根出現大于1的情況，需進行降階處理。

表3 AR根檢驗結果

表3顯示特征方程的特征根的倒數都落在單位圓內，VAR模型滿足穩定性條件。

4.格蘭杰因果關系檢驗。為了考察各變量間的因果關系，在變量平穩的前提下，進行Granger因果檢驗。原假設是變量之間不存在因果關系。

表4 格蘭杰因果檢驗

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。

從檢驗結果來看，在1%的置信標準下，城鎮居民人均消費和城鎮居民人均可支配收入互為格蘭杰原因，可以認為人均可支配收入是人均消費的顯著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富的原因之一，但檢驗結果接受D（SP）不是D（DPI）的granger原因，說明兩者之間只存在單因果關系。另外，在10%的顯著性水平下，人均消費和上證綜指之間的Granger因果關系不明顯，這一結果證明了財富效應不顯著。

5.脈沖響應函數和方差分解。下面通過三變量的VAR（2）模型來說明給收入和股票財富一個一次性沖擊對內生變量居民消費當期及以后各期所產生的影響。橫軸表示沖擊作用的滯后期數（單位：季度），本文取滯后期數10，縱軸表示城鎮居民人均消費，實線為脈沖響應函數，虛線是正負兩倍標準差偏離帶。

圖1 脈沖響應函數

由圖1可知，居民消費受到自身的一個正向沖擊后，在當期會有很大的調整，在前四個季度波動較大，并受到慣性特征影響，然后逐漸趨于平穩。若居民消費受到當期來自收入的一個正向沖擊時，居民消費在當期沒有進行調整，隨后表現為同向變動，大約在一個季度后迅速達到最高水平，隨著時間的推移逐漸趨于穩定，然而長期的波動比較顯著且具有持續性。此外，本期給股票財富一個正向沖擊后，消費不會出現及時調整，至一期末達到最大值，經過短暫的調整直至處于一個較低的穩定狀態，且長期的波動程度比較小。由此可見股票財富效應較微弱，一個主要的原因是我國股票市場還不夠成熟、制度不夠完善，極易出現暴漲暴跌現象，居民持有股票資產的收益具有很大的不確定性，所以出于謹慎性考慮不會盲目增加消費，甚至可能會由于“圈錢”效應而抑制消費（即當消費對股票財富脈沖的反應是負向的時候），故影響居民消費程度的主要還是收入因素。

圖2的方差分解揭示了每一結構沖擊對內生變量變化的貢獻度。由方差分解的結果可以看到，在對居民消費變化的貢獻率上，自身的方差貢獻度最大，初始貢獻度100%，且貢獻率逐漸降低，到第二期之后維持在89%附近。居民收入和股票財富在第一期的貢獻為零，但是由于資產的流動性較強，對消費的影響具有累積作用，故處于一個慢慢增強的過程。到第一期末兩者都趨于穩定，股票財富的貢獻度約為2%，居民收入的貢獻度在9%左右，大于前者對居民消費影響的重要程度。

綜合脈沖響應和方差分解的結果可得出居民收入和股票財富對消費支出的影響存在一個時滯，短期內影響微弱，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，股票財富對居民消費支出的影響較弱，短期內股票財富效應微弱，而長期股票財富效應幾乎不存在。

圖2 方差分解

四、結論與建議

本文把股票市場財富效應納入消費函數的考慮范疇之中，構建了考慮股票市場影響的消費函數模型，并基于2002年第一季度至2015年第一季度的季度數據，實證得出股票財富效應較微弱，一個主要的原因是我國股票市場還不夠成熟、制度不夠完善，極易出現暴漲暴跌現象，居民持有股票資產的收益具有很大的不確定性，所以出于謹慎性考慮不會盲目增加消費。

居民收入和股票財富對消費支出的影響存在一個時滯，短期內影響微弱，長期具有相對穩定的影響，但相比于收入而言，股票財富對居民消費支出的影響較弱，短期內股票財富效應微弱，而長期股票財富效應幾乎不存在，故影響居民消費程度的主要還是收入因素。

為了更好地使我國股市財富效應發揮積極作用，一方面政府要加強職能履行，健全和完善股市法制法規，為上市公司和投資者營造一個健康穩定的市場環境；另一方面要穩步擴大投資者群體和股票市值規模，降低交易成本，更新投資理念，重視股市的消費功能，使居民能夠更有效地管理自己的財富。

參考文獻

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