股票市場投資與固定資產(chǎn)投資對消費的影響

摘要：本文利用ADF檢驗和殘差序列單位根檢驗的方法，擬合篩選回歸方程，分別分析了股票市場投資與固定資產(chǎn)投資對消費的不同影響，得出兩者對消費都有顯著影響，但都存在滯后效應(yīng)，股票市場投資存在收縮的投資效應(yīng)，固定資產(chǎn)投資則是擴張的投資效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：股票市場投資；固定資產(chǎn)投資；單位根檢驗；收縮效應(yīng)；擴張效應(yīng)

投資與消費是兩種不同的需求，也是GDP的不同使用方式。從國民經(jīng)濟核算角度看，GDP的使用包括三個部分，分別是資本形成、最終消費和凈出口（我國凈出口所占比重一直很小），投資率為資本形成額占GDP的比率，消費為最終消費額占GDP的碧綠，在忽略凈出口因素時，投資率與消費率基本是此消彼長的關(guān)系。總體看，二者關(guān)系決定于一定的經(jīng)濟發(fā)展模式和體制模式。“十一五”到2020年，是我國全面建設(shè)小康社會和社會主義市場經(jīng)濟體制的關(guān)鍵時期，研究這一時期投資與消費的關(guān)系，具有重大的現(xiàn)實意義。

一、股票市場投資對消費的影響

1.選取指標(biāo)x：股票籌資額；y：城鎮(zhèn)居民人均消費性支出。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）

檢驗結(jié)果顯示，變量x和y都是非平穩(wěn)序列，通過對差分序列進(jìn)行單位根檢驗，接受x(-1)和y(-2)序列是平穩(wěn)的結(jié)論，則x序列是1階單整序列，即x～I(xiàn)(1)；y序列是2階單整序列，即y～I(xiàn)（2）。

3.回歸模型篩選

表2可以說明逐步回歸篩選的過程。該表表明，第一個模型和第二個模型的判定系數(shù)R僅為20.3725和27.0101，擬合度最差。隨著模型考慮的變量個數(shù)的增加和滯后期數(shù)的增加，相比前兩個，第3個模型擬合度很高，增加到了99.0917，第4個，第5個和第6個更是逐步上升，分別到達(dá)了99.1379，99.7116和99.8670。但從回歸模型估計的系數(shù)出發(fā)，本期投資與本期消費是呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的，即在一定收入水平下，隨著本期投資的增加，本期消費會減少，則系數(shù)應(yīng)該為負(fù)，所以選擇第4個模型，最終的回歸結(jié)果我們寫成：

Y=-419.1746-0.023616x+1.187453y(-1)-0.070576x(-1)

t=-1.264738 -0.157388 18.29424 -0.463181 F=153.3361

4.對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗

檢驗回歸方程的殘差是否平穩(wěn)，也就是檢驗殘差序列是否存在單位根。檢驗結(jié)果顯示，在10%的置信水平下，檢驗值-3.809202<-2.841819，拒絕原假設(shè)，則殘差序列不存在單位根，即殘差序列是平穩(wěn)的，也就是說，雖然變量x和y雖然非平穩(wěn)，但這個方程不是偽回歸。

二、固定資產(chǎn)投資對消費的影響

1.選取指標(biāo)x：全社會固定資產(chǎn)投資；y：城鎮(zhèn)居民人均消費性支出。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）

檢驗結(jié)果顯示，變量t和y都是非平穩(wěn)序列，通過對差分序列進(jìn)行單位根檢驗，接受t(-2)和y(-2)序列是平穩(wěn)的結(jié)論，則t序列是2階單整序列，即t～I(xiàn)(2)；y序列是2階單整序列，即y～I(xiàn)（2）。

考慮系數(shù)的經(jīng)濟意義，剔除第1個，第2個和第6個模型，因此選取擬合度最高的第4個模型。最終的回歸結(jié)果我們寫成：

Y=-1601.350-0.053760x+1.442146y(-1)+0.056569x(-1)

t=-1.467598 -1.22213 4.662873 1.148935 F=199.9049

三、回歸方程的比較分析

1.股票市場的投資對消費的影響

Y=-419.1746-0.023616x+1.187453y(-1)-0.070576x(-1)

方程中變量x的系數(shù)-0.023616是短期乘數(shù)，表示同期解釋變量股票市場投資增加1個單位，同期被解釋變量消費下降0.023616個單位，即短期影響。x(-1)的系數(shù)-0.070576是延期乘數(shù)或動態(tài)乘數(shù)，股票市場投資滯后1期的影響，即本期投資增加1個單位，下期消費會減少0.070576個單位。解釋變量變動一個單位對被解釋變量產(chǎn)生的累計總影響為長期乘數(shù)，本例由于數(shù)據(jù)資料的不全，無法計算滯后3期、4期甚至更多期的影響，不能準(zhǔn)確估計長期乘數(shù)，總的說來，投資對消費的長期乘數(shù)應(yīng)該為正。短期乘數(shù)可以理解為未兌現(xiàn)的投資效應(yīng)，投資不可能在當(dāng)期就獲得收益，反而會使當(dāng)期的收入用于消費的部分減少；另一方面，股票投資使的資產(chǎn)的流動性約束增大，阻礙了居民消費。相反，延期乘數(shù)和長期乘數(shù)就是最終兌現(xiàn)的投資效應(yīng)，投資增加了收益，收益的提高進(jìn)一步提高了未來的消費水平，股票作為一種期權(quán)效應(yīng)，只能作為未來收入來滿足未來消費。

2.全社會固定資產(chǎn)投資對消費的影響

Y=-1601.350-0.053760x+1.442146y(-1)+0.056569x(-1)

短期乘數(shù)為-0.053760，延期乘數(shù)為0.056569；這意味著全社會固定資產(chǎn)投資增加一個單位，消費者將在本期減少0.053760個單位消費，下一期增加0.056569個單位消費。總的效應(yīng)是正的。受消費習(xí)慣的影響，本期的消費水平同樣也受上期消費水平的影響，兩個模型在這方面區(qū)別不大。就短期效應(yīng)來看，相對而言，固定資產(chǎn)的投資對消費的影響較大，1單位固定資產(chǎn)投資比股票市場投資多減少3%消費。當(dāng)公共基礎(chǔ)設(shè)施存量已經(jīng)適應(yīng)了當(dāng)前經(jīng)濟的發(fā)展水平，繼續(xù)擴大對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資，在政府非基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出不變的情況下，國家必然要增加稅收，減少了私人收入，從而對消費有抑制作用；然而長期來看，固定資產(chǎn)投資增加了居民的未來消費水平，基本建設(shè)等投入的增加，提高了居民衣食住行等各方面的生活品質(zhì)，作為微觀經(jīng)濟主體活動的基礎(chǔ)，基礎(chǔ)設(shè)施是企業(yè)經(jīng)濟活動的中間投入要素，基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)成本的任何降低都將增加企業(yè)的盈利能力，同時降低產(chǎn)品的價格，不但擴大了企業(yè)的生產(chǎn)，同時也促進(jìn)了就業(yè)與消費。

另一方面，股票市場的投資效應(yīng)并不明顯，即股票市場投資的獲益并不能等同于未來各期消費水平的提高，我國股票市場還不完善，股票市場的投資資金還不能完全轉(zhuǎn)化為未來的投資，許多人只是把它作為一種投機的手段，并不能真正用到國家經(jīng)濟建設(shè)的各個方面，投資并不一定能轉(zhuǎn)化為預(yù)期收入，收益率較固定資產(chǎn)投資較高，但我們也不能回避風(fēng)險，股票投資可以獲得收益，但也可能是虧損的，在這種情況下，居民的收入反而降低，消費也因此減少。

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（作者單位：浙江工商大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院）