關于中國股市盈余能否增加居民消費的思考

摘要：利用1992年1月-2009年12月的中國城鎮居民消費和可支配收入以及上證指數的月度數據，運用協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數分析方法進行實證研究，得出股市的實際余額效應發生轉向，股票價格指數上漲使得消費減少。消費與城鎮居民可支配收入成正向關系。通過格蘭杰因果檢驗可知，無論從短期還是長期來看，股票價格指數的上漲不是居民消費總額增長的格蘭杰原因，居民可支配收入的增加是居民消費增加的格蘭杰原因。

關鍵詞：股市盈余；消費；實際余額效應

中圖分類號：F126 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2010）12-0005-04

一、引言

“實際余額”一詞源自馬歇爾的“備用購買力”概念。人們由于支出的需要，將財富或收入的一部分以貨幣形式保存起來，這就是貨幣余額。實際余額是貨幣余額扣除價格水平影響后的真實價值。實際余額效應是帕廷金貨幣理論的核心，是指商品市場上價格水平的變動而引起的貨幣余額真實價值的變動對消費產生的影響。[1]

隨著金融市場的發展和資產多樣化，實際余額效應的內涵也隨之擴展。就股票市場而言，實際余額效應是指股價變動導致股票持有者實際貨幣余額的變化對消費的影響。具體而言，股票價格上漲導致股票持有者的實際貨幣余額增加，從而增加消費，反之則減少消費。前者可稱為股市的正實際余額效應，后者稱為股市的負實際余額效應。在整個經濟系統中，當正效應產生后，會使得消費需求和投資需求增加，從而促進經濟快速增長，經濟快速增長又反過來使得人們的貨幣資產增加。當負效應產生后，會使得消費需求和投資需求減少，從而抑制經濟增長，結果是居民的貨幣資產減少。

國內外一些學者對股市盈余與消費的關系實證研究主要是沿著劍橋學派的庇古效應展開的，幾乎忽略了從實際余額效應研究兩者之間的關系。國外的一些研究表明，股市盈余與消費之間存在正向關系（Ludvigson and Steindel，1999；Starr-McCluer，1998；Yash P.Mehra，2001； Dynan and Maki，2001； C.Dreger，2006）。[2]-[6]與國外的研究相比，中國學者的研究結論有著較大的分歧。一些學者認為中國股市盈余與消費之間存在微弱的正向關系（李振明，2001；駱祖炎，2004；李雪峰，2003；夏新平、汪宜霞、于明桂，2003；羅文波、張祖國，2008）；[7]-[12]還有一些學者認為中國股市盈余與消費之間存在負向關系（毛定祥，2004；楊新松，2006）[13]-[14]。為了彌補國內經驗研究的不足，本文利用中國股票市場1992年1月—2009年12月的月度數據，運用誤差修正模型，從實際余額效應視角分析中國股市盈余與消費的關系。

二、股票市場的實際余額效應理論分析

根據生命周期假說、永久收入假說和LC-PIH模型可知，研究股市實際余額效應的實質是研究股票價格變動導致股票持有者實際貨幣余額變化對消費的影響。根據LC-PIH模型，現代消費函數的簡化形式為：①

C=aWR+bθYD+b（1-θ）YD-1（0

其中：C是消費；YD和YD-1分別為當前和滯后的可支配收入，WR是實際財富，主要有股票、儲蓄和其他資產組成，a是財富的邊際消費傾向，bθ和b（1-θ）分別是當前和滯后可支配收入的邊際消費傾向，θ是分配權重。

在封閉經濟條件下：Y=C+I+G（2）

假設I和G不變，將（1）式帶入（2）式得：

Y=aWR+bθYD+b（1-θ）YD-1+I+G（3）

當其他資產價格不變時，股票市場出現繁榮，股票價格上漲使得股票持有者實際貨幣余額增加了ΔWS；股市的持續繁榮導致人們對經濟增長的預期持續看好，消費者信心增強，邊際消費傾向增加②。即：C=a（WR+ΔWS）+b（θ+Δθ）YD+b［1-（θ+Δθ）］YD-1（Δθ>0）（4）

由圖1可知，在初始消費為C0時，國民收入為Y0。當股市呈現出繁榮狀態，收入曲線由Y0移動到曲線Y1，國民收入從Y0增加到Y1，股市的繁榮使得消費增加。

當其他資產價格不變時，股市持續下跌，股票持有者的實際貨幣余額減少了ΔWS；股市的持續下跌，導致人們對經濟增長的悲觀預期，消費信心減弱，邊際消費傾向遞減。即：

C=a（WR-ΔWS）+b（θ-Δθ）YD+b［1-（θ-Δθ）］YD-1 Δθ>0（5）

由圖2可知，在初始消費為C0時，國民收入為Y0。當股市持續下跌時，收入曲線由Y0移動到曲線Y1，國民收入從Y0減少到Y1，股市的持續下跌使得消費減少。

三、股票市場實際余額效應的實證檢驗

（一）數據與變量選擇及模型的構建

本文使用的樣本為1992年1月—2009年12月的月度數據③，選取月度數據，是由于中國股票市場發展較短，采用月度數據比季度數據和年度數據能更好地擬合實際情況。衡量中國股市盈余的指標主要有股票市場總值、上證（深證）指數和流通市值等，這里以上海綜指A股流通市值加權指數（SI）作為代表變量，表示股市盈虧變化。原因在于：一是上市公司的股票還沒有全流通，以股票市場總值作為變量不準確；二是上證（深證）指數本來是衡量市場規模大小的變量，由于一些計入指數的股票所占的權重大，使得股指失真。由于中國股民主要分布在城鎮，因此將城鎮社會消費品零售總額之和（LS）作為消費的代表變量；與消費變量相對應，收入變量選取的是城鎮居民人均可支配收入（DI）；Ut是隨機誤差項。為了消除異方差的影響，對以上數據進行對數處理檢驗并將模型設定為：

LnLSt=β0+β1LnSIt+β2LnDIt+Ut

（二）實證檢驗④

1. 單位根檢驗。本文選取的數據序列均屬于時間序列，為了避免出現偽回歸現象，本文采用ADF檢驗法對上述變量進行平穩性檢驗。

根據表1數據可知，LnLS、LnSI和LnDI的ADF統計量都大于1%的顯著水平的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列，其一階差分序列的ADF值小于1%顯著水平的臨界值，是一個平穩序列。由于LnLS、LnSI和LnDI都屬于一階非平穩序列，它們之間可能存在協整關系。

2. 協整檢驗。根據以上檢驗結果可知，各變量均為一階差分時間序列，則在LnLS、LnSI和LnDI之間可能存在長期穩定的均衡關系，這可以通過協整檢驗來確定。本文將采用JJ（Johansen，1988；Juselius，1990）檢驗法對相關變量（LnLS、LnSI和LnDI）進行協整檢驗。該方法是基于VAR模型，設VAR中內生變量為F=（LnLS，LnSI，LnDI）。其中，滯后項的選擇是根據AIC和SC準則所選擇，本文選擇滯后項為3。

根據表2檢驗結果表明，LnLS、LnSI和LnDI之間在1%的顯著水平下存在一個協整關系，表明三者之間存在長期穩定關系。該協整關系經過標準化處理以后得到以消費作為解釋變量的協整方程（括號里的數字為標準差）：

LnLS=1.096847LnDI-0.007031LnSI-1.211 367（7）

（0.00651） （0.003 63） （0.04269）

由（7）式可知，消費對城鎮居民可支配收入與上證指數的彈性系數分別為1.096 847和-0.007 031。因此，消費的增長與城鎮居民可支配收入的增長成正向關系，而與股指的上漲成反向關系。

3. 格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果檢驗通常有兩種方法即VAR模型和誤差修正模型（ECM）。Granger（1998）指出，如果非平穩變量之間存在協整關系，利用VAR模型進行因果檢驗可能會得出錯誤的推論。由于LnLS、LnSI和LnDI都為I（1）時間序列，并且它們之間存在協整關系。根據Granger定理（Engle Granger，1987），可以建立ECM模型來檢驗中國股票價格指數、居民可支配收入與消費之間的因果關系。其長短期Granger因果檢驗結果如表3所示。

從表3可以得出，股票價格指數和居民消費總額的因果關系不論從短期還是長期來看，股票價格指數的上漲不是居民消費總額增長的原因；無論是長期還是短期，居民可支配收入的變化是居民消費增加的原因。

為了明確股票價格指數和居民可支配收入的變化對消費的正負影響，可以建立誤差修正模型（ECM）來描述（見表4）。

由表4的誤差修正模型可知，從居民收入看，D（LnDI（-1））和D［LnDI（-2）］系數的符號都為正，這說明上一期和本期居民收入的增加，可以促進下一期消費的增加；從股票價格指數來看，D［LnSI（-1）］和D［LnSI（-2）］的符號為負，表明上一期股指的上漲會減少下一期的消費支出。一旦上述經濟關系偏離協整關系時，會有一個正向的誤差項對模型進行修正（表現為EC的系數為正），使其又恢復到協整關系上來。

4. 脈沖響應函數。脈沖響應函數（Impulse Response Function，IRF）反映了來自隨機擾動項一個標準差大小的信息沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，以及其影響的路徑變化。

圖3是基于VAR（3）模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，將滯后階數設為40期；縱軸代表消費對股指的響應程度，圖中實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差的偏離帶。

從圖3可以看出，當在本期給股指一個單位正向標準差沖擊后，居民消費在滯后的1～6個月里沖擊效應為負，其響應值小于1%。大約從第6個月開始，居民消費響應開始轉為正值，大約到15個月時，消費響應基本停止變動并穩定在約為1%的均衡水平。這說明通過股指的沖擊，可以立即引起消費在一定時間內發生變化，并且沒有任何時滯，但在第15個月后，沖擊作用會逐漸消失，然后趨于平穩狀態。

四、結論及解釋

1. 通過實證檢驗得出，股指的上漲使得消費減少即中國股市盈余不能增加居民消費，實證結果與股市的實際余額效應理論分析相悖，表明中國股市的實際余額效應發生轉向。原因在于：一是實際余額效應屬于新古典模型的均衡機制，要求價格有彈性和完善的金融市場，而這兩個前提條件在中國不能得到滿足。二是股票價格上漲會帶來實際余額的收入效應和替代效應。當股票價格上漲后，股票所有者通過出售股票獲取現金收入，收入增加會導致消費增加；當股票價格持續上漲時，可能會吸引大量資金進入股市，去搏取更大的超額收益而不是增加消費。此時股市實際余額效應對消費產生的不是促進作用，而是替代效應，使消費反而減少。當替代效應大于收入效應時，股指上漲使得消費減少，于是實際余額效應發生了轉向。

2. 在長期中國城市居民的消費、城鎮居民可支配收入和上證綜指A股流通市值加權指數之間存在著穩定的均衡關系（協整關系）。消費與城鎮居民可支配收入成正向關系，而與股指的上漲成反向關系。

3. 不論從短期還是長期來看，股票價格指數的上漲都不是居民消費總額增長的格蘭杰原因；無論是長期還是短期，居民可支配收入的增加是居民消費增加的格蘭杰原因；通過脈沖響應函數分析得出，當在本期給股指一個單位正向標準差沖擊后，在短期內可以立即引起居民消費發生變化，但在中長期沖擊作用下會逐漸消失，然后趨于平穩狀態。

注釋：

①多恩布什、費希爾著：《宏觀經濟學（第6版）》，中國人民大學出版社１９９７年版，第265頁。

②生命周期假說和持久收入假說都認為收入非常穩定的人通常具有較高θ，收入很不穩定的人通常具有較低的θ。我們假定在股市繁榮的時候，消費信心的增加使得收入非常穩定和不穩定的人都有很大的可能會增加當前的消費。因此，消費信心的增加導致當前的邊際消費傾向增加為b（θ+Δθ），結果使得過Y1點的直線比過Y0點的直線陡峭；在股市蕭條的時候，消費信心的減弱使得收入非常穩定和不穩定的人都有很大的可能性減少當前的消費，如圖2所示，消費信心的減弱使得當前的邊際消費傾向減少為b（θ-Δθ），結果導致過Y1點的直線比Y0點的直線平坦。

③所有的數據均來自于色諾芬數據庫。

④所有的檢驗都是利用Eviews5.0進行的。

參考文獻：

［1］杰格迪什·漢達.貨幣經濟學［M］.北京：中國人民大學出版社，2005：380.

［2］Ludvigson， Sydney and Steindel， Charles.How important is the Stock Market Effect on Consumption? ［J］.Federal Reserve of New York Economic Policy Review， 1999（7）：29-52.

［3］Mehra，Yash P. The Wealth Effect in Empirical Life-Cycle Aggregate Consumption Equations ［J］.Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarterly， 2001，（2）：45-68.

［4］Dreger， C. H.-E.Reimers.Consumption and disposable income in the EU countries： the role of wealth effects ［J］.Empirica， 2006，（33）：245-254.

［5］Dynan， K.E. D.M. Maki.Does stock market wealth matter for consumption? ［J］.Federal Reserve Board Putnam Investment Stop 93， Washington D.C.20551， 2001.

［6］Starr-McCluer ，M. Stock market wealth and consumer spending ［J］.FEDS working paper ［R］，1998，（20）.

［7］李振明.中國股市財富效應的實證分析［J］.經濟科學，2001，（3）：58-61.

［8］駱祖炎.近年來中國股市財富效應的實證分析［J］.當代財經，2004，（7）：10-13.

［9］李雪峰.中國股票市場財富效應微弱研究［J］.南開經濟研究，2003，（3）：67-71.

［1０］夏新平，汪宜霞，于明桂.中國股票市場財富效應的實證研究［J］.科技進步與對策，2003，（5）：126-127.

［11］王亞鴿，張舉鋼，李從欣.中國財富效應的協整分析［J］.石家莊經濟學院學報，2008，（4）：15-18.

［12］羅文波，張祖國.我國股票市場的財富效應實證分析——基于2006年1月-2007年12月的月度數據［J］.經濟與管理研究，2008，（6）：29-34.

［1３］毛定祥.我國股票市場財富效應的實證分析［J］.上海大學學報，2004，（4）：218-220.

［14］楊新松.基于VAR模型的中國股市財富效應實證分析［J］.上海立信會計學報，2006，（3）：40-44.

責任編輯：王巖云

責任校對：焦世玲