后金融危機時代我國股市和房地產財富效應的實證研究

摘 要：2007年，美國次貸危機引發的金融危機導致全球經濟觸底，世界經濟由此處于一段長時期的經濟恢復期，我國也深受影響。在后金融危機時代經濟復蘇增長的大背景下，選取2008—2012年的相關經濟數據作為樣本，對我國股市跟房地產市場的財富效應進行了實證分析，并就分析結果對股市和房地產財富效應進行比較。結果表明，我國股市財富效應仍然十分微弱，而房地產財富效應卻十分明顯。后針對分析結果，解釋了其產生原因并給出了相關的政策建議。

關鍵詞：后金融危機時代；股市；房地產；財富效應；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F830.9 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）17-0078-03

引言

財富效應是指在其他條件不變的情況下，貨幣余額的變化將會引起總消費開支的變化。

2007年，起源于美國房地產次貸危機的金融危機席卷了全球，掀起了全球范圍內的經濟動蕩，使世界經濟在很長的一段時間內處于經濟恢復期，中國也不例外。隨著時間的推移，各國陸續進入了經濟穩固復蘇增長的后金融危機時期。我們以2008年11月我國股市開始回升的時候作為我國后金融危機時期的開始，從金融危機發生期到后金融危機時期的宏觀經濟數據可以看出，在此時間段間，實體經濟受到了巨大的沖擊，社會消費增長速度大幅下降。同時期內，中國的股票市場與房地產市場也發生了巨大的變化。后金融危機時代股市和房地產財富效應究竟如何成為了人們關注的重點。從目前的研究現狀上看，對于我國國內的股票市場和房地產市場的研究尚有不足，且尚未有人做過后金融危機時代房地產財富效應和股票財富效應進行比較研究。于是我們在已有相關研究成果的基礎上，根據我國國情，對后金融危機背景下中國股價波動及房價波動通過財富效應對居民消費的影響進行實證研究，并將股市和房地產財富效應進行對比得到相關結論。

一、股市及房地產財富效應測度模型的建立

理論界對資產財富效應測度方面的研究，一般是基于Friedman的持久收入假說或Modizliani的生命周期假說框架進行的。根據這兩個假說，個人對下一期的消費規劃取決于其一生的財富水平，除非財富水平永久性增加，否則不會改變長期的邊際消費傾向。用模型可以表示為[1]：

式中，xft表示消費者t期的消費支出，zct表示消費者期持有的資產，srt表示消費t者期的收入，rt表示利率，θ表示時間偏好。對上述模型求導，可得消費者的最優消費路徑：

但是，消費者的跨期消費會受到現實中存在的流動性約束和消費者的短視行為的影響，從而無法完全合理地規劃其一生的財富。綜合上述因素，我們假定個人的消費行為受到當期的收入波動及資本收益的影響，對收入的安排主要用于消費和儲蓄，在這里我們定義只要不用于消費的資金和資產都稱為儲蓄，儲蓄構成股票投資的直接資金來源。生命周期-永久收入模型（LC-PIH）假說雖然在西方經濟中得到了較好的驗證，然而對于我國來說，由于我國資本市場尚未完善，消費信貸發展緩慢，該模型并不能完全解釋我國居民的消費行為。本文結合我國消費市場的實際情況，并將資產（zc）分為股市資產（gz）和房地產市場資產（fz）在修正后的消費方程的基礎上建立財富效應的檢驗模型：

其中，xft表示期的消費水平，srt表示t期居民可支配收入，gzt表示t期的上證指數，fzt表示t期的房地產價格指數，ut表示誤差項。

二、實證研究

（一）變量和數據選擇

本文所針對的是后金融危機時代我國股市和房地產財富效應，因此，我們將時間段設定為2008年11月我國股市開始回升的時候到2012年6月為止，使用的數據為月度數據。用城鎮居民人均消費來衡量我國居民的消費水平，用城鎮居民人均可支配收入來衡量我國居民的收入水平，用上證指數來衡量我國股市的財富水平，用房地產價格指數來衡量我國房地產財富水平。城鎮居民人均收入和城鎮居民人均消費和房地產價格指數的數據來源于《中國統計年鑒》，上證指數的數據來源于大智慧軟件。由于數據的對數變換不改變原有的協整關系，因此，為了消除數據的異方差性和熨平數據的波動性，我們將搜集到的原始數據進行取對數的處理，得到lnxf、lnsr、lngz以及lnfz。

（二）數據平穩性檢驗

若時間序列中存在單位根，就會出現偽回歸的現象。為了避免此現象的出現，保證回歸結果的無偏性、有效性跟一致性，本文首先對時間序列進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 各相關序列的ADF平穩性檢驗結果

注：（1）Dlnxf表示lnxf的一階差分，其余類同。

（2）檢驗形式的3個參數依次為截距項、時間趨勢項和滯后期，其中滯后期的確定是AIC準則和SC準則，由Eviews6.0直接給出。

從表1的檢驗結果中我們可以看出，對原序列進行一階差分后進行單位根檢驗，在5%的顯著水平下都拒絕存在單位根的假設，即Dlnxf、Dlnsr、Dlngz以及Dlnfz都為平穩序列。因此，lnxf、lnsr、lngz和lnfz均為一階單整序列，即lnxf（1）、lnsr（1）、lngz（1）和lnfz（1）。

（三）協整檢驗

協整檢驗的前提是各時間序列數據都是同階單整的。通過ADF單位根檢驗得知，lnxf、lnsr、lngz和lnfz均為一階單整序列，滿足協整檢驗的條件。如果兩個或多個時間序列是非平穩的，但是它們的某種線性組合是平穩的，我們稱它們之間存在協整關系，協整反映了變量之間的長期均衡關系。由式lnxft=β1lnsrt+β2lngzt+β3lnfzt+c+ut，并結合Eviews6.0軟件，我們可以得到lnxf、lnsr、lngz和lnfz之間的協整方程為：

lnxft=0.60629lnsrt+0.091651lngzt+0.15180lnfzt+2.43419

（0.06346） （0.05924） （0.11095） （0.72713）

其中，R2=0.811257，擬合度較高。由協整方程我們可以看出，收入水平和房地產市場指數對消費的影響較大，收入每變動1%個單位，消費會隨之變動0.60629%個單位，房地產市場指數每變動1%個單位，消費隨之變動0.15180%個單位。但股市財富對消費的影響非常小，股市財富每變動1%個單位，消費只會隨之變動0.09165%個單位。

（四）格蘭杰因果檢驗

從檢驗結果來看，消費水平（lnsf）與居民可支配收入（lnsr）、上證指數（lngz）以及房地產市場指數（lnfz）之間存在著協整關系，我們可以通過格蘭杰因果檢驗進一步討論變量之間的因果關系。用Eviews6.0對上述變量作格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表2所示。

表2消費水平、收入水平和股市財富水平的格蘭杰因果檢驗結果

表2的檢驗結果顯示，股票指數（lngz）是房地產指數（lnfz）的Granger原因，其接受零假設的概率僅為0.0095，但房地產指數（lnfz）不是股票指數（lngz）的Granger原因。消費水平（lnxf）是收入水平（lnsr）的Granger原因，其接受零假設的概率僅為0.0014，同時收入水平（lnsr）也是消費水平（lnxf）的Granger原因，接受零假設的概率僅為0.00006。而對于收入水平（lnsr）是股票指數（lngz）的Granger原因的零假設，其接受的概率為0.2807，遠大于5%的顯著性水平，說明收入水平（lnsr）不是股票指數（lngz）的Granger原因。同樣，可以得出股票指數（lngz）不是收入水平（lnsr）的Granger原因，消費水平（lnxf）與股票指數（lngz）不互為Granger原因，收入水平（lnsr）與房地產指數（lnfz）不互為Granger原因以及消費水平（lnxf）與房地產指數（lnfz）不互為Granger原因等結論。

（五）脈沖響應函數

脈沖響應函數描述在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量的未來值和當期值所帶來的變化，也即一個內生變量對誤差變量的反應[2]。

通過格蘭杰因果檢驗得知，lnxf和lnsr互為因果關系，以及lngz是lnfz的格蘭杰原因。為了進一步探討我國在后金融危機時代股票市場和房地產市場的財富效應、居民收入水平是如何影響居民消費水平的，以及股票指數和房地產指數是如何相互影響的，我們做出變量之間的脈沖響應函數，以衡量模型收到某種沖擊時對系統的動態影響。對此，本文做出了lnxf對lnsr的脈沖響應函數，lnsr對lnxf的脈沖響應函數以及lngz對lnfx的脈沖響應函數。

圖1（1）顯示，當在本期給lnsr一個正沖擊后，lnxf在第1期會產生一個正的效應，但在第2期開始效應由正轉為負。這說明，當收入水平受到外部條件而升高時，會在短時間內引起消費的增加，但在隨后會給消費帶來反向的沖擊，長時間以后，收入會給消費產生抑制作用，并且該抑制作用會隨著時間的推移而逐漸減小。圖1（2）顯示，當在本期給lnxf一個正沖擊后，lnsr會在前2期迅速上升，之后緩慢下降，但一直保持著正的效應。這說明，消費水平的某一沖擊會給收入水平帶來同向的沖擊，消費會給收入水平起一個拉動的作用。圖1（3）顯示，當在本期給一個正的沖擊后，會在前3期內保持上升的趨勢，但在第3期后開始緩慢下降，當一直會保持正的效應。這說明，股票市場對于房地產市場來說，具有正向的影響。

三、總結及建議

（一）總結及原因分析

由協整檢驗的結果可知，股市財富對消費的影響非常小，股市財富每變動1%個單位，消費只會隨之變動0.09165%個單位，股市的財富效應十分微弱。而與股市財富效應相比，房地產市場指數對消費的影響較大，房地產市場指數每變動1%個單位，消費隨之變動0.15180%個單位，房地產財富效應更加顯著。

股市財富效應微弱的主要原因是由于我國證券市場存在制度缺陷、監管力度不完善、上市公司質量差，使得股市投資者大多處于投機目的而非對上市公司的長期看好，由此導致我國股市財富并不直接用于消費，而是用于新一輪的股票投機心理預期的投入。而房地產財富效應十分顯著是由于一方面房地產在我國GDP中占比大，另一方面隨著近幾年中國房價的持續迅猛上揚，消費者對我國房地產市場普遍持看漲預期，從而對房地產市場的投資不斷增加，并且這種投資形成的擴張財富效應加大了消費者的支出。房地產市場財富效應亦通過對居民消費的作用最終對宏觀經濟的運行產生深遠影響。

（二）建議

針對文中結論及原因分析，筆者將從股票市場、房地產市場及居民可支配收入3個維度提出可行性建議。

1.從股票市場角度

（1）最根本的是規范證券市場，提高上市公司的準入標準，加強對上市公司的監管，使得存在于股市中的上市公司具有穩定的利益，保持股市的穩定，增強投資者對股市的信心。這需要政府拿出決心，對現有證券市場、制度進行整頓，從根源上解決問題。

（2）深化證券品種創新，深化多層次金融市場的產生，提高金融業在GDP中的占比，從政策上鼓勵投資者加大對金融產品的投資。

2.從房地產市場角度

（1）通過對2008—2012 年后金融危機下的小樣本數據進行檢驗，我們發現房價與居民消費之間存在較強的正相關關系。因此，在長期住房需求高于供給，而現階段內高房價導致實際投資的相對停滯的大背景下，為使消費長期穩定增長，現階段應嘗試適度下調房價，變潛在的住房需求為實際投資，從而確保房地產投資規模穩定增長，之后再根據經濟發展情況，有機會的提升房價變動幅度。這樣會拉動內需，進而促進中國經濟的發展。

（2）對房價的調控要合理、適度，不能大波動的實行，否則會令投資者產生下跌的預期，阻礙財富效應；另一方面，應該控制房價的過快增長，使人均住房資產增加，促進財富效應。

3.從居民可支配收入水平角度

由協整檢驗結論可知居民可支配收入對消費具有顯著影響，由格蘭杰因果檢驗及脈沖影響函數的分析結果可知和互為因果關系，由此我們得知，提高居民可支配收入水平將有助于刺激消費。而另一方面，居民可支配收入水平的提高往往會提高人民對股票市場、房地產市場的投資，進而間接增加了股市和房地產財富效應。