我國股市財富效應非對稱性的實證分析

周德才，謝海東，何宜慶

(南昌大學 經濟與管理學院，南昌 330031)

0 引言

進入21世紀以來，我國經濟連續多年高速增長，居民收入和財富也隨之穩步增長。居民持有的財富中股票等金融資產和房地產資產不斷增多。然而這次國際金融危機和歐洲主權債務危機的蔓延，使得我國股市巨幅震蕩，對居民消費造成巨大沖擊，也導致目前我國經濟增長速度下滑。所以需要分析新形勢下國內外各種沖擊對股市波動的影響，從而進一步分析股市波動產生的居民收入結構、財富資產結構的變化是否帶動了居民消費行為的變化。

1 股市對居民消費的財富效應

股市對居民消費的財富效應主要通過股市發展水平、居民收入與消費之間的關系加以刻畫。股市發展水平通過構建股市的金融狀況指數來表征。與標準做法只選擇單一的上證綜指不同，本文選擇了上證綜指、深證綜指數以及香港恒生中國企業指數三個股票指數來構建股市的金融狀況指數的可觀測變量。深證綜指的引入是為了考察我國近些年日益壯大的中小企業板對居民消費的影響；考慮到我國股市的國際化和市場化程度有限，還引入恒生中國企業指數來考察國際沖擊對我國居民消費的影響。居民收入和消費變量分別選擇了月度城鎮居民家庭人均可支配收入和城鎮居民家庭人均消費。選擇城鎮居民指標主要考慮到股市投資者基本是城鎮居民，農村居民較少涉及證券市場。

圖1 股市的金融狀況指數和中信標普A股綜合指數比較圖

1.1 基于多變量馬爾科夫狀態轉移模型的股市的金融狀況指數構建

為了較好了反映我國股市的非線性狀況，運用多變量馬爾科夫狀態轉移模型構建了股市的金融狀況指數。選擇1998年1月到2012年6月的上證綜指、深綜指數、恒生指數三個股票指數每天收盤價的月算術平均數作為構建股市的金融狀況指數(S)的可觀測變量，并估計出了該指數。為了保證較好的穩定性，測度的指數去除了1998年的數據。關于參考指標的選擇，選擇了中信標普A股綜合指數(CITIC)，估計結果如圖1所示。上述數據分別來自新浪網和中信標普指數信息服務有限公司網站。從圖1中可以看出，股市的金融狀況指數與參考指數中信A股綜合指數走勢基本吻合，但當我國經濟遭受較大的外部沖擊時，二者出現較大程度的分離，這說明引入反映外部沖擊的恒生指數是有必要的。

圖2 城鎮居民家庭人均消費、可支配收入和股市的金融狀況指數

1.2 基于協整和誤差修正模型的股市對居民消費的財富效應的實證檢驗

(1)數據選擇和處理。選取城鎮居民家庭人均消費(以下簡稱居民消費，C)作為因變量，股市的金融狀況指數(以下簡稱股市指數，S)和城鎮居民家庭人均可支配收入(以下簡稱可支配收入，Y)作為自變量。數據為月度數據，來自中經網，樣本區間選定為1999年1月至2012年6月。由于2003年01月至2006年12月我國才有居民消費(C)和可支配收入(Y)的月度數據，其余時間為季度數據，因此以人均社會消費品零售總額為權重將其中的季度數據分解成月度數據。居民消費和可支配收入呈現明顯的季節性，我們采用X12方法進行季節調整。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，我們對變量取對數，居民消費、可支配收入和股市指數分別簡記為LC、LY和LS。最終的數據處理結果見圖2。

表1 單位根檢驗

(2)數據平穩性檢驗。采用單位根檢驗方法檢驗序列平穩性。檢驗結果即表1的數據表明：LC、LY、和LS三個變量的ADF檢驗在1%的水平上都接受原假設，PP檢驗在1%水平除LS外都拒絕原假設，因此總的來說，它們存在單位根，為非平穩時間序列，但它們的一階差分序列DLC、DLY和DLS都在1%的顯著水平上拒絕原假設，即為平穩時間序列。

表2 Johansen協整檢驗

(3)協整檢驗。變量的單位根檢驗結果表明，LC、LY和LS都為1階單整序列。為了避免回歸過程中出現偽回歸現象，再考察三個變量是否存在協整關系。基于多元VAR模型的Johansen協整關系檢驗結果見表2。跡檢驗結果顯示，在1%的顯著性水平上，拒絕存在0個協整向量的假設，而接受存在1個協整向量的假設，表明三個變量間存在1個協整關系。最大特征根檢驗結果也顯示，在1%的顯著性水平上，拒絕存在0個協整向量的假設，三個變量間有1個協整向量。可以看出，兩類檢驗結果都表明LC、LY和LS三個變量存在1個協整關系，即表明三個變量之間存在長期均衡關系。

表3 格蘭杰因果檢驗

(4)格蘭杰因果檢驗。協整檢驗的結果證明1999年1月至2012年6月的LC與LY、LS之間存在長期穩定的均衡關系。下面通過格蘭杰因果檢驗，對它們之間的短期關系進行作進一步驗證，具體見表3。從表3可以看出，居民消費和可支配收入之間存在雙向因果關系，股市指數與居民消費不存在因果關系，股市指數是可支配收入的單向因果關系。

(5)估計協整和誤差修正方程。協整檢驗和格蘭杰因果檢驗結果表明LC與LY、LS之間在短期和長期上都存在均衡關系，因此利用協整和誤差修正模型研究股市對居民消費的財富效應。根據SC準則，選擇誤差修正模型的滯后階數為3階，然后運用Eviews7.0軟件，對LC、LY和LS之間關系進行估計，估計結果見表4。模型殘差檢驗滿足的無自相關、同方差檢驗等性質。

表4 協整和誤差修正方程估計系數表

模型結果表明：①從協整方程可以看出，居民消費(LC)與可支配收入(LY)、股市指數(LS)都存在長期的均衡關系。當期可支配收入(LY)的邊際消費傾向(MPC)為0.9062，股市指數(LS)的邊際消費傾向(MPC)為-0.0126，且t統計量都顯著，表明股市對居民消費有顯著的長期負財富效應，即“擠出效應”，與發達國家基本上為正財富效應相反。因此，從長期看，股市的劇烈波動可能導致財富分配不公平程度加劇，從而導致邊際消費傾向下降，對消費產生“擠出效應”。這可能是因為我國的股市發展才20多年，市場不成熟，投機性較強，波動很大，消費者難以形成穩定的長期收入預期。

②從誤差修正方程可以看出，居民消費變動(DLC)與居民可支配收入變動(DLY)、股市變動(DLS)都存在短期動態關系。首先，1階和2階滯后的居民消費變動的影響系數分別在5%和10%的水平上顯著，雖然3個系數有正有負，但系數之和為0.5156，表明我國居民消費受到一定程度的消費慣性影響；其次，1～3階滯后的可支配收入變動對應居民消費變動的影響系數的都在1%的水平顯著上，表明我國居民按照持久收入消費的；再次，2階和3階滯后的股市指數變動對居民消費變動的影響系數都在10%的水平上顯著，雖然3個系數有正有負，但系數之和為-0.0126，表明股市對居民消費也有負短期財富效應，即“擠出效應”，也與發達國家短期財富效應基本為正相反。因此，從短期看，由于中國股市投機性較強，較少具備長期投資價值，當股市上漲時產生的賺錢效應，會使投資者把更多的資金投入到股市投機，從而就會發生投資對消費的替代，反之亦然，從而導致股市與消費的負向關系。

圖3 居民消費對一個標準差新息沖擊的脈沖響應圖

(6)脈沖響應函數分析。用廣義脈沖響應函數分析來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。從圖3可知，居民消費對其自身的一個標準差新息在第1期就立即有較強的正向反應，約為0.0390，突然急劇下降，在第4期達到最小-0.0034，再急劇上升，然后逐步周期性衰減，在第10期以后基本穩定在0.0087的水平上；對來自可支配收入的新息居民消費反應全部為正，在第1期達到最大的0.0201，第2期達到最小0.0060，然后逐步周期性衰減，在第9期以后基本穩定在0.012的水平上；對股市指數的一個標準差新息，居民消費的反應全部為負，從第1期開始就呈現周期性衰減，然后自第12期后就長期維持在-0.0031左右。上述分析表明居民消費對自身因素和可支配收入的脈沖響應不但基本正，而且比較大，說明居民消費無論在短期和長期主要受到自身和可支配收入的影響，而且可支配收入的影響比居民消費自身對居民消費的影響更大，從而進一步說明提高我國居民的收入才是擴大我國消費，拉動內需的根本措施；而居民消費對股市指數的脈沖響應不但全部為負數，而且比較小，幾乎接近于0，說明我國股市對拉動內需、擴大消費的作用還是十分有限。

2 股市對居民消費的非對稱財富效應

為了進一步考察股市對居民消費的非對稱財富效應，參考Nicholas Apergis和Stephen M.Miller(2004)，本文采用如下的誤差修正模型：

其中，DLS+和DLS-分別表示股市變動的正向沖擊和負向沖擊。

為了解決多階滯后造成的多重共線性和自相關問題，本文利用自回歸動態分布滯后模型對上述模型進行估計，其中外生變量和內生變量的滯后項使用多項式分布滯后模型進行估計，誤差修正項（ECM）是前文協整方程中的誤差項，分布滯后模型滯后階數I,J,K,M的選擇需要保證動態模型的隨機擾動項滿足同方差、無自相關且服從正態分布的特征。承前例，取I=3，J=3，K=3，而取M=1，估計結果見表5。模型殘差檢驗滿足的無自相關、同方差檢驗等性質。

模型結果顯示：①股市發展對居民消費的短期財富效應有正有負，且具有非對稱性特征。從短期來看，滯后1、2和3期的股市指數正向沖擊對居民消費的效應為負，且在10%的水平上顯著，全部正向沖擊效應之和為-0.0387；即期股市指數負向沖擊對居民消費的影響全部為正，且都在5%水平上顯著，全部負向沖擊效應之和為0.0947。負向沖擊效應是正向沖擊效應的2.4455倍，這說明股市對居民消費的財富效應呈現非常明顯的非對稱性。無論從正向沖擊還是反向沖擊來看，股市對居民消費之間都是反向關系，即財富效應為負，這與協整和誤差修正模型的結論基本一致，兩個模型相互印證證明估計的合理性。也就是說當股市發展起來的時候，人們沒有將股市的收益進行消費，而是由于投資收益的吸引而增加對股市的投資，這與發達國家股市的財富效應多為正的情況不相適應，這可能由于以下幾個原因：一是我國股市發展水平較低，容易暴漲暴跌，導致股市投資成為一項高風險投資，收益具有不確定性，不能形成穩定的收入預期；二是我國股票投資者成熟度較差，存在嚴重的追漲殺跌的跟風行為，使得投資的替代效應大于收入效應；三是我國股市環境不太理想，存在牛市超短熊市超長的現象，牛市一般為1年，熊市3～5年，這樣自然無法較好地提振居民消費。②誤差修正項系數為-0.4003，且在1%水平上顯著，說明短期對長期存在一個較大的反向修正。③即期以及滯后1期和2期居民可支配收入對居民消費影響都為負，且分別在1%和5%的水平上顯著，但影響的程度是逐步遞減的，說明居民是根據持久收入來消費。

表5 自回歸分布滯后模型估計的系數表

3 基本結論

本文基于最新的月度時間序列數據，利用協整和誤差修正模型以及自回歸動態分布滯后模型考察我國股市的財富效應。利用協整和誤差修正模型研究表明，我國股市對居民消費既有顯著的短期財富效應也有顯著的長期財富效應，但效應值為負，與發達國家財富效應多為正的情況不相同。進一步利用自回歸動態分布滯后模型研究表明，我國股市對居民消費具有財富負效應，再次印證了協整和誤差修改模型的研究結論，同時還發現我國股市的財富效應具有非對稱性特征。主要結論如下：

(1)協整和誤差修改模型研究結論。協整方程的實證分析表明股市對居民消費的長期財富效應是負的，即為“擠出效應”，且在5%水平上顯著，表明長期以來，我國股市忽視對投資者的回報，淪為“投機市”、“圈錢市”，以及“牛短熊長”的市場環境，使得股票財富對消費起不到輸血作用，從而造成我國股市財富到消費的傳導渠道被堵塞；居民可支配收入對居民消費的長期影響為正，且在1%水平上顯著，表明在長期內，我國居民是根據持久收入來消費的。誤差修正模型的實證分析表明滯后2階和3階股市對居民消費的影響系數在10%水平上顯著，雖然3個系數有正有負，但系數之和為-0.0126，表明股市對居民消費的短期財富效應也是負的，即為“擠出效應”。因此，從短期看，由于中國股市投機性較強，較少具備長期投資價值，當股市上漲時產生的賺錢效應，會使投資者把更多的資金投入到股市投機，從而就會發生投資對消費的替代，反之亦然；1階和2階滯后的居民消費對當期居民消費的影響系數分別在5%和10%的水平上顯著，雖然3個系數有正有負，但系數之和為0.5156，表明我國居民消費受到一定程度的消費慣性影響；1～3階滯后的可支配收入變動對應居民消費變動的影響系數的都在1%的水平顯著上，表明我國居民按照持久收入消費的。

(2)自回歸動態分布滯后模型研究結論。首先印證了協整和誤差修正模型的二個研究結論：一是我國股市對居民消費的財富效應是負的；二是我國居民消費是按照持久收入進行消費。其次，我國股市對居民消費具有顯著的非對稱財富效應，股市指數負向沖擊是正向沖擊的2.4455倍，差別非常大。

目前我國股市的財富效應主要表現為“擠出效應”，不具備真正意義上財富效應，這對我國股市的長期發展不利。因此，需要加強股市改革，恢復股市本來面目，發揮股市本身的功能，逐步改善“投機市”、“圈錢市”、“政策市”等不利的市場環境。

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