我國股票市場對居民消費行為影響的實證分析

劉曉蕾

摘要：我國股票市場建立至今已走過了26年的歷程。隨著股票財富占家庭財富比重的不斷上升，股市的發展對居民的日常消費行為也產生了較大的影響。而驗證股票市場對居民經濟反作用的重要工具就是看股市所得收益對居民消費的影響。文章通過對我國2011～2016年股市市值季度數據的分析，以及平穩性檢驗和協整檢驗的驗證，得出了當前我國居民的消費支出主要是受可支配收入的影響，但股票市場價值與消費支出之間并不存在長期穩定關系。

關鍵詞：股票市場；居民消費；可支配收入

一、理論模型建立與數據處理

（一）理論模型

生命周期理論是莫迪利安尼在1953年發表的，該理論認為，消費者在一個較長周期的時間長度中來安排的消費和儲蓄行為，以最優的方法配置其消費量。每一個家庭在任何一個時間點上所安排的消費和儲蓄都力求使得自己在整個一生中所獲得的效用是最大化的。

生命周期——永久收入模型被定義為每一個消費者的生命周期是有限的，有規劃的消費者會以一種最優的配置方式將總資產在消費和投資之間進行分配，以達到最大效用，所以在消費者行為的經濟周期為T的情況下，消費者行為的選擇可以通過以下等式表示：

MaxEt■（1+θ）-tu（ct）（1）

wt+1=（1+rt+1）（wt+yt-ct）（2）

其中，第t時期的消費性開支，效用，資產總額，收入，投資回報率和貼現率分別對應方程中的ct、wt、yt、rt、θ。其中我們假設t時期的效用的貼現率為θ，并且是固定值。公式（1）則是消費生活的效用，是不同貼現期效用值的表達式，公式（2）表示的是消費者第t+1期的總資產沒有消費的一部分進行投資后其收益加上初始資產。在對該方程進行分析之前，首先要對第t時期消費者的效用函數進行以下假設，即表達式為：

其中ρ表示風險厭惡系數，為方便計算，我們假設風險厭惡系數等于效用貼現率，且投資回報率在不同時間是相同的，即rt=rt+1=r。通過以上的假設條件，綜合（1），（2）和（3）公式求解得t時期消費支出表達式為：

（4）

公式（4）表示t期內消費開支是加權資產及收入的總和，且權數相同，因為不能確定消費者的收入水平，在此我們可以利用隨機游走消費假說對收入進行假設，即yt=α+ηyt-1，結合（4）式可得出消費者t期內消費開支為：

也就是說，居民t期內的消費支出是居民財富和可支配收入的線性方程，其中α1表示的是財富邊際消費傾向，α2表示的是收入邊際消費傾向。但居民也可以通過借錢、貸款、抵押等方式提前消費，如果消費者有更多的前期的資產和較高層次的收入水平，再加上對日后經濟形式的樂觀，消費者可能會增加當前的消費開支，對于當前的消費開支將在未來獲得的收入中得到補償，所以在考慮滯后效應的影響下，消費者支出函數表達式（5）則可以轉變為：

其中α0表示自發性消費支出，α1i表示i期滯后的財富邊際消費傾向，α2j表示j期滯后的收入邊際消費傾向。p期滯后和q期滯后則直接體現了財富和收入對消費者支出的影響效應。居民的資產包括土地、股票、不動產、儲蓄等不同形式的財富，通過對相關報告數據的分析，發現不動產價格變動對消費支出的影響較弱，股市資產目前占家庭資產的比重較大，所以本文中消費者所持有的資產總量我們主要用股市中的財富來代替。公式（6）可以用來分析居民的消費支出是否會受到股市財富變動影響，也就是分析股市的直接財富效應。當我們把消費者消費信心這個因素納入考慮范圍時，其同樣也會受到股票市場財富和收入的影響，因此消費者信心cx可以表示為以下表達式：

其中β0表示消費者自發性的消費信心，那就是，在沒有任何因素對消費者信心產生影響的情況下，β1i和β2j分別表示為i期的財富和j期的稅后所得對消費者信心的影響，且影響期數為m期和n期，這就是股市買賣所產生的間接財富效應。

（二）數據來源與處理

本文選取的是我國2011～2016年的相關數據來進行的實證分析。文中居民的日常消費水平是用城鎮居民人均消費支出CP來表示的，日常收入水平則是用城鎮居民人均可支配收入YP來表示的，總市值SM用于衡量在每個季度結束的時候居民持有的總財富。信心指數CX則是用來表示居民對市場經濟的信任程度，由于數據龐大，這里不將數據具體體現。

總體來看，城鎮居民人均消費支出從2011年第1季度的3846元上升到了2016年第4季度的6188元，增漲幅度超過60%，主要原因是人均的可支配收入從2011年第1季度的5963元增加到2016年第4季度的8279元，漲幅接近40%，而在這一過程中，消費者信心指數的數值變化不大，基本是在100上下幅度小于10的范圍內波動。然而，兩市的市場價值量明顯增加，從2011年第1季度的207，838.91億元增加到2016年第4季度的393，401.44億元，增幅接近90%，甚至在2015年第2季度上漲到471，888.01億元，增幅翻倍。主要是2011年因為實行新的IPO詢價制度使其第1季度兩市的流通市值相比較同年其他季度以及2012～2013年是比較樂觀的。隨后，因為美元的持續貶值對股市的流通市值又有了一定的影響，使2011年第3季度兩市的流通市值有所減少，這種現象一直持續到2014年第1季度。從2014年第2季度開始，雖然股指沒有達到之前的高點，但兩市的流通市值開始逐漸上升直到2016年年末，在這一段時間里股市雖有波動，但變化幅度相對不大。

二、實證檢驗

本文主要采用了平穩性檢驗和協整檢驗兩種方式來對時間序列變量進行相關的數據回歸分析，其中利用平穩檢驗來檢驗時間序列變量是否是平穩的，并用協整檢驗檢驗兩個非平穩時間序列變量之間是否存在長期穩定關系。

（一）平穩性檢驗

在檢驗的過程中可能會出現一種“偽回歸”，原因是我們利用了非平穩的時間序列來進行相關的回歸分析，即如果直接檢查兩個不相關的變量是通過使用非平穩時間序列，那么獲得一個顯著性的測試結果是有可能的。所以，在回歸分析之前，我們需要用時間序列變量來檢驗數據的平穩性，我們使用ADF檢驗方法對相關數據進行檢驗，表達式如下：

其中xt表示需要檢驗的時間序列變量，k表示滯后期最大階數，t表示時間趨勢，則初假設表示：H0：δ=0，備選假設表示：H1：δ≠0。如果初假設成立，說明要檢驗的時間序列變量是平穩的，反之是非平穩的。非平穩狀態下，我們將按以上操作步驟對數據不斷的做差分，直到檢驗結果是平穩的為止，從而我們就可以得出數據為平穩時的階數。結果如表1所示。

表1結果顯示，盡管在5%的顯著性水平下CP，CX，YP和SM都不顯著，但在5%的顯著水平，其一階差分形式固定，即在5%的水平下CP，CX，YP和SM都是一階平穩的。

（二）協整檢驗

如果將非平穩時間序列回歸分析應用于其他非平穩時間序列，其結果可能是一種“錯誤回歸”，盡管兩個時間序列變量不相關，但是因為同一變化趨勢與回歸分析所以也能得到顯著的結果。檢驗的意義在于：盡管這兩個時間序列是非平穩的，但如果他們是兩個同階平穩的，則這兩個變量之間的線性組合也可能存在長期的靜態穩定的關系，所以我們在此使用跡統計量來進行相應的檢驗，檢驗的結果如表2所示。

由表2可以看出，當前我國居民的消費支出主要是受可支配收入的影響，并且二者之間存在著長期穩定的收入和支出關系，但股票市場價值與消費支出之間的長期穩定關系并不存在，由此說明我國股市對居民消費的影響沒有直接的財富效應，股市流通市值與消費者信心之間的關系在表2中也沒有間接性的體現，所以我國股市發展對居民消費不存在間接財富效應，同樣這種長期穩定關系在消費支出與消費信心指數之間也沒有體現。由此說明，信心指數上升，消費支出不會有所變化。

三、實證結果分析

目前我國居民的消費支出主要是受到其可支配收入的影響，股市中的人均財富與消費支出沒有直接或間接性的關系，而且股市財富波動也沒有對消費者信心產生影響，即消費者信心不受可支配收入的影響。造成這種結果的原因在于：1. 我國居民在股市中很少投資，所以股票收益自然不多，這主要是我國居民保守的消費觀念造成的，總是儲蓄多于投資。所以即使股市波動幅度再大，對于多數居民來說并沒有影響他們的收入，進而更不會影響支出。2. 我國在股市交易方面的建設還不完善，居民對于股市投資還是帶有懷疑的態度，所以對于在股市中投資的居民來說，大多只是“剩余投資”，利用閑錢進行投資，沒有真正的去研究和分析，沒有把買賣股票作為一種投資性業務來進行，因此股票交易市場的波動情況對其消費開支的影響較小，甚至就不存在影響。

參考文獻：

[1]劉慧，王聰.我國城鎮居民股票資產財富效應影響因素分析[J].金融與經濟，2015（01）.

[2]李曉瑩，張俠.消費、投資與股票價格關系的實證研究[J].濟寧學院學報，2015（05）.

[3]劉軼，馬贏.股價波動、可支配收入與城鎮居民消費[J].消費需求，2015（02）.

[4]韋博洋，何俊勇.股票市場的財富效應研究[J].中國物價，2016（10）.

[5]杜延軍.我國城鎮居民資產財富效應的實證分析[J].國民經濟管理，2016（04）.

（作者單位：棗莊學院經濟與管理學院）