基于VAR的股票财富效应对居民消费的影响研究

【摘要】本文把股票市场财富效应纳入消费函数的考虑范畴之中，结合我国具体经验数据利用向量自回归模型（VAR）实证研究股票市场财富效应对居民消费的影响。通过选取2002年第一季度至2015年第一季度的季度数据，采用季节调整后的时间序列数据并进行了平稳性检验，利用脉冲响应函数考察股票财富的动态影响，研究表明：居民收入和股票财富对消费支出的影响存在一个时滞，短期内影响微弱，长期具有相对稳定的影响，但相比于收入而言，股票财富对居民消费支出的影响不显著。

【关键词】股票市场 财富效应 居民消费

一、引言

政府希望通过股市带动实体经济，从而使得中国经济由过去的以投资和出口为主的经济结构向以消费为主的新经济结构转型。以投资和出口的经济产业结构是我国经济过去10年能够快速增长的主要驱动因素，然而在发展过程中也暴露了许多的问题，比如产能过剩、资源耗损，在遭遇08年全球性的金融危机后，我国经济已经进入了发展瓶颈期，同时经济结构不合理的问题继续存在于我国经济发展中，此后的几年我国经济结构上的问题逐渐显现，年增长率逐年递减，已经到了不得不改变原来的经济增长方式的时候了，未来以消费为代表的第三服务业将在经济发展中扮演越来越重要的角色。从我国进入2014年后就提出了深化改革和创新驱动等政策，想方设法多途径的增加居民收入特别是财产性收入，从而达到刺激消费带动经济发展的目的。目前中国股市中散户占据绝大多数，资本市场已经成了不少居民投资理财的手段之一。因此，研究股市财富效应是否以及在多大程度上影响居民消费对我国未来资本市场建设具有重大的理论和现实意义。

二、文献综述

国内外众多学者结合各国具体情况，从不同的角度对股票市场是否存在财富效应以及其对居民消费的影响程度进行了研究，但始终没能达成共识。Sydney Ludvigson and Charles Steindel（1999）分析表明股市中财富效应对消费有正向的传导，但是这种关系存在不稳定性和非持续性。Poterba（2000）利用经验数据，发现消费者对不确定损失的预期要大于收入预期，股价波动对消费的影响呈不对称性。Karen E. Dynan&Dean M.Maki（2001）从研究家庭行为着手，基于消费支出调查结果，得出直接财富效应出现较早，并持续多个季度刺激消费增长，而间接财富不是消费增长的一个重要决定因素。Case&Karl E（2005）实证检验了美国1982年至1999年间股价波动与消费的关系，发现两者之间不存在显著关系。

此外，国内学者也做了一些相关研究。李振明（2001）利用1980 ～1994年的统计数据，得出股市财富效应边际消费倾向约为0.02567，但由于居民持有股票资产有限、市值小等原因，认为股市财富效应对刺激消费只有较小的影响。骆祚炎（2004）通过LC-PIH为基础的回归分析，检验1992年至2002年相关经济指标，表明中国股市财富效应相对于收入来说较为微弱。郭峰、冉茂盛、胡媛媛（2005）采用EG两步法协整分析和误差修正模型，得出无论长期还是短期，中国股票价格指数与消费支出均呈较弱的正相关性，说明在我国股市发展过程中存在一定的财富效应。唐绍祥、蔡玉程、解梁秋（2008）基于动态分布之后模型，对1993～2006年数据进行实证检验，指出我国股市即期和长期均不存在财富效应。胡永刚和郭长林（2012）基于消费者最优选择模型，在考虑信号传递效应后论证了存在正的财富效应，且其具有明显的不对称性。

综合国内外专家学者的研究，可以看到由于不同国家社会制度、经济发展水平、消费观念等方面存在很大差异，所以研究得出的结论争议较大，又由于国内股票市场发展起步晚、历时短、股价波动较大，时间序列数据样本不丰富，所以研究结论有一定的局限性。因此本文将结合我国具体经验数据利用向量自回归模型实证研究股票市场财富效应对居民消费的影响。本文选取2002年第一季度至2015年第一季度的季度数据，采用季节调整后的时间序列数据并进行了平稳性检验，利用脉冲响应函数考察股票财富的动态影响。

三、实证检验

（一）消费函数模型构建

随着经济学理论的发展，经济学家提出了若干用于经验研究的消费函数理论。在新古典经济框架下，Modigliani和Brunbeng（1954）提出了生命周期假说。在这一理论下，消费水平是由家庭当期收入和预期未来现金流量以及财富存量共同决定的。而股票是对消费者行为有着重要影响的资产类别，本文主要探讨股票财富，故考虑了股票市场因素后的消费函数为：

Ct=α+β1Yt+β2Yet+β3Wt （1）

（1）式中Ct代表消费，α是常数，Yt表示劳动收入，Yet是预期收入的现值，Wt表示家庭所持有的财富价值，β1、β2、β3分别代表劳动收入、预期收入和财富的边际消费倾向。

简化的消费函数式为：

Ct=α+β1Yt+β2Wt （2）

本文在此基础上建立实证分析模型。

（二）计量

1.实证模型设定和指标选取。在考虑了股票市场影响后，本文将消费函数模型设定为：

Ct=α+β1Yt+β2St+εt （3）

其中，Ct代表消费变量，由于我国股票市场发展时间短，市场参与者有限，持有股票资产多为城镇居民，故本文选取城镇居民人均消费性支出作为替代变量；Yt代表收入变量，用城镇居民人均可支配收入表示，与消费变量相对应；St是股票财富，由于缺乏家庭持有股票资产详细信息，选取上证综合指数每个季度期末收盘价作为股票财富的代理变量。

鉴于数据的可获得性，本文采用2002年第一季度至2015年第一季度的季度数据就股票财富效应对居民消费行为的影响进行实证分析。所有数据均来源于国家统计局网站、Wind数据库、同花顺软件并经整理获得。实证分析使用Eviews7.0软件。本文采用X-12法对呈现季节性的城镇居民人均可支配收入和城镇居民人均消费性支出时间序列数据进行了季节调整，把调整后的消费、收入和财富变量分别简记为CONS、DPI、SP。

2.单位根检验。为了保证数据的有效性，避免对不平稳的时间序列进行回归而导致伪回归，在协整检验之前对时间序列进行平稳性检验。本文采用ADF单位根检验方法，对原序列和差分序列进行平稳性检验，以确定单整阶数。

ADF检验结果显示，在1%的显著性水平下，所有变量的原序列都无法拒绝原假设，存在单位根，是非平稳序列，但是一阶差分后的序列平稳，故原序列都是一阶单整的。DPI、CONS、SP三个变量之间可能存在协整关系。

3.协整检验。本文以VAR模型为基础，采用Johansen协整检验来考查变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。首先确定VAR的结构，以D（CONS）为因变量，D（DPI）、D（SP）作为自变量，用AIC和SC信息准则确定滞后阶数，综合考虑LR检验结果，本文选择滞后阶数为2。

表1 VAR滞后阶数检验

注：*表示最合适的滞后阶数。

然后进行基于多元VAR模型的Johansen协整关系检验，结果见表2。

表2 Johansen协整检验

迹检验和最大特征根检验结果均表明，城镇居民人均消费、城镇居民人均可支配收入和上证综合指数之间不存在长期稳定的均衡关系。由于三个变量都是一阶单整序列，所以可以进行一次差分得到三个平稳的时间序列，通过传统的VAR模型分析三个变量之间的关系。通过检验得到VAR表达式：

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]

先检验VAR模型的稳定性，即进行AR根图表分析，如果检验结果单位根都小于1，则VAR模型稳定，可继续进行脉冲及方差分解。如果单位根出现大于1的情况，需进行降阶处理。

表3 AR根检验结果

表3显示特征方程的特征根的倒数都落在单位圆内，VAR模型满足稳定性条件。

4.格兰杰因果关系检验。为了考察各变量间的因果关系，在变量平稳的前提下，进行Granger因果检验。原假设是变量之间不存在因果关系。

表4 格兰杰因果检验

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

从检验结果来看，在1%的置信标准下，城镇居民人均消费和城镇居民人均可支配收入互为格兰杰原因，可以认为人均可支配收入是人均消费的显著Granger原因。在5%的显著性水平下，可以拒绝“D（DPI）不是D（SP）的granger原因”，因此人均可支配收入是股票财富的原因之一，但检验结果接受D（SP）不是D（DPI）的granger原因，说明两者之间只存在单因果关系。另外，在10%的显著性水平下，人均消费和上证综指之间的Granger因果关系不明显，这一结果证明了财富效应不显著。

5.脉冲响应函数和方差分解。下面通过三变量的VAR（2）模型来说明给收入和股票财富一个一次性冲击对内生变量居民消费当期及以后各期所产生的影响。横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：季度），本文取滞后期数10，纵轴表示城镇居民人均消费，实线为脉冲响应函数，虚线是正负两倍标准差偏离带。

图1 脉冲响应函数

由图1可知，居民消费受到自身的一个正向冲击后，在当期会有很大的调整，在前四个季度波动较大，并受到惯性特征影响，然后逐渐趋于平稳。若居民消费受到当期来自收入的一个正向冲击时，居民消费在当期没有进行调整，随后表现为同向变动，大约在一个季度后迅速达到最高水平，随着时间的推移逐渐趋于稳定，然而长期的波动比较显著且具有持续性。此外，本期给股票财富一个正向冲击后，消费不会出现及时调整，至一期末达到最大值，经过短暂的调整直至处于一个较低的稳定状态，且长期的波动程度比较小。由此可见股票财富效应较微弱，一个主要的原因是我国股票市场还不够成熟、制度不够完善，极易出现暴涨暴跌现象，居民持有股票资产的收益具有很大的不确定性，所以出于谨慎性考虑不会盲目增加消费，甚至可能会由于“圈钱”效应而抑制消费（即当消费对股票财富脉冲的反应是负向的时候），故影响居民消费程度的主要还是收入因素。

图2的方差分解揭示了每一结构冲击对内生变量变化的贡献度。由方差分解的结果可以看到，在对居民消费变化的贡献率上，自身的方差贡献度最大，初始贡献度100%，且贡献率逐渐降低，到第二期之后维持在89%附近。居民收入和股票财富在第一期的贡献为零，但是由于资产的流动性较强，对消费的影响具有累积作用，故处于一个慢慢增强的过程。到第一期末两者都趋于稳定，股票财富的贡献度约为2%，居民收入的贡献度在9%左右，大于前者对居民消费影响的重要程度。

综合脉冲响应和方差分解的结果可得出居民收入和股票财富对消费支出的影响存在一个时滞，短期内影响微弱，而在滞后1期之后有较为显著且持久的影响，但相比于收入而言，股票财富对居民消费支出的影响较弱，短期内股票财富效应微弱，而长期股票财富效应几乎不存在。

图2 方差分解

四、结论与建议

本文把股票市场财富效应纳入消费函数的考虑范畴之中，构建了考虑股票市场影响的消费函数模型，并基于2002年第一季度至2015年第一季度的季度数据，实证得出股票财富效应较微弱，一个主要的原因是我国股票市场还不够成熟、制度不够完善，极易出现暴涨暴跌现象，居民持有股票资产的收益具有很大的不确定性，所以出于谨慎性考虑不会盲目增加消费。

居民收入和股票财富对消费支出的影响存在一个时滞，短期内影响微弱，长期具有相对稳定的影响，但相比于收入而言，股票财富对居民消费支出的影响较弱，短期内股票财富效应微弱，而长期股票财富效应几乎不存在，故影响居民消费程度的主要还是收入因素。

为了更好地使我国股市财富效应发挥积极作用，一方面政府要加强职能履行，健全和完善股市法制法规，为上市公司和投资者营造一个健康稳定的市场环境；另一方面要稳步扩大投资者群体和股票市值规模，降低交易成本，更新投资理念，重视股市的消费功能，使居民能够更有效地管理自己的财富。

参考文献

[1]胡永刚，郭长林.股票财富、信号传递与中国城镇居民消费[J].经济研究.2012.（03）.

[2]唐绍祥，蔡玉程，解梁秋.我国股市的财富效应——基于动态分布滞后模型和状态空间模型的实证检验[J].数量经济技术经济研究.2008.（06）.

[3]郭峰，冉茂盛，胡媛媛.中国股市财富效应的协整分析与误差修正模型[J].金融与经济.2005.（02）.

[4]骆祚炎.近年来中国股市财富效应的实证分析[J].当代财经.2004.（07）.

[5]李振明.中国股市财富效应的实证分析[J].经济科学.2001.（03）.

[6]Case K E，Quigley J M，Shiller R J.Comparing wealth effects： the stock market versus the housing market[J].Advances in Macroeconomics.2005.（05）.

[7]Karen E. Dynan & Dean M. Maki.Dose Stock Market Wealth Matter for Consumption[J]. Federal Reserve Board Finance and Economics Discussion Series.2001.（23）.

[8]Poterba J M.Stock market wealth and consumption[J].The Journal of Economic Perspectives. 2000.（14）.

[9]Steindel C，Ludvigson S C. How Important is the Stock Market Effect on Consumption？[J]. Economic Policy Review.1999.（05）.