劉曉蕾

摘要：我國(guó)股票市場(chǎng)建立至今已走過(guò)了26年的歷程。隨著股票財(cái)富占家庭財(cái)富比重的不斷上升，股市的發(fā)展對(duì)居民的日常消費(fèi)行為也產(chǎn)生了較大的影響。而驗(yàn)證股票市場(chǎng)對(duì)居民經(jīng)濟(jì)反作用的重要工具就是看股市所得收益對(duì)居民消費(fèi)的影響。文章通過(guò)對(duì)我國(guó)2011～2016年股市市值季度數(shù)據(jù)的分析，以及平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的驗(yàn)證，得出了當(dāng)前我國(guó)居民的消費(fèi)支出主要是受可支配收入的影響，但股票市場(chǎng)價(jià)值與消費(fèi)支出之間并不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

關(guān)鍵詞：股票市場(chǎng)；居民消費(fèi)；可支配收入

一、理論模型建立與數(shù)據(jù)處理

（一）理論模型

生命周期理論是莫迪利安尼在1953年發(fā)表的，該理論認(rèn)為，消費(fèi)者在一個(gè)較長(zhǎng)周期的時(shí)間長(zhǎng)度中來(lái)安排的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為，以最優(yōu)的方法配置其消費(fèi)量。每一個(gè)家庭在任何一個(gè)時(shí)間點(diǎn)上所安排的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄都力求使得自己在整個(gè)一生中所獲得的效用是最大化的。

生命周期——永久收入模型被定義為每一個(gè)消費(fèi)者的生命周期是有限的，有規(guī)劃的消費(fèi)者會(huì)以一種最優(yōu)的配置方式將總資產(chǎn)在消費(fèi)和投資之間進(jìn)行分配，以達(dá)到最大效用，所以在消費(fèi)者行為的經(jīng)濟(jì)周期為T的情況下，消費(fèi)者行為的選擇可以通過(guò)以下等式表示：

MaxEt■（1+θ）-tu（ct）（1）

wt+1=（1+rt+1）（wt+yt-ct）（2）

其中，第t時(shí)期的消費(fèi)性開(kāi)支，效用，資產(chǎn)總額，收入，投資回報(bào)率和貼現(xiàn)率分別對(duì)應(yīng)方程中的ct、wt、yt、rt、θ。其中我們假設(shè)t時(shí)期的效用的貼現(xiàn)率為θ，并且是固定值。公式（1）則是消費(fèi)生活的效用，是不同貼現(xiàn)期效用值的表達(dá)式，公式（2）表示的是消費(fèi)者第t+1期的總資產(chǎn)沒(méi)有消費(fèi)的一部分進(jìn)行投資后其收益加上初始資產(chǎn)。在對(duì)該方程進(jìn)行分析之前，首先要對(duì)第t時(shí)期消費(fèi)者的效用函數(shù)進(jìn)行以下假設(shè)，即表達(dá)式為：

其中ρ表示風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，為方便計(jì)算，我們假設(shè)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)等于效用貼現(xiàn)率，且投資回報(bào)率在不同時(shí)間是相同的，即rt=rt+1=r。通過(guò)以上的假設(shè)條件，綜合（1），（2）和（3）公式求解得t時(shí)期消費(fèi)支出表達(dá)式為：

（4）

公式（4）表示t期內(nèi)消費(fèi)開(kāi)支是加權(quán)資產(chǎn)及收入的總和，且權(quán)數(shù)相同，因?yàn)椴荒艽_定消費(fèi)者的收入水平，在此我們可以利用隨機(jī)游走消費(fèi)假說(shuō)對(duì)收入進(jìn)行假設(shè)，即yt=α+ηyt-1，結(jié)合（4）式可得出消費(fèi)者t期內(nèi)消費(fèi)開(kāi)支為：

也就是說(shuō)，居民t期內(nèi)的消費(fèi)支出是居民財(cái)富和可支配收入的線性方程，其中α1表示的是財(cái)富邊際消費(fèi)傾向，α2表示的是收入邊際消費(fèi)傾向。但居民也可以通過(guò)借錢、貸款、抵押等方式提前消費(fèi)，如果消費(fèi)者有更多的前期的資產(chǎn)和較高層次的收入水平，再加上對(duì)日后經(jīng)濟(jì)形式的樂(lè)觀，消費(fèi)者可能會(huì)增加當(dāng)前的消費(fèi)開(kāi)支，對(duì)于當(dāng)前的消費(fèi)開(kāi)支將在未來(lái)獲得的收入中得到補(bǔ)償，所以在考慮滯后效應(yīng)的影響下，消費(fèi)者支出函數(shù)表達(dá)式（5）則可以轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

其中α0表示自發(fā)性消費(fèi)支出，α1i表示i期滯后的財(cái)富邊際消費(fèi)傾向，α2j表示j期滯后的收入邊際消費(fèi)傾向。p期滯后和q期滯后則直接體現(xiàn)了財(cái)富和收入對(duì)消費(fèi)者支出的影響效應(yīng)。居民的資產(chǎn)包括土地、股票、不動(dòng)產(chǎn)、儲(chǔ)蓄等不同形式的財(cái)富，通過(guò)對(duì)相關(guān)報(bào)告數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)不動(dòng)產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的影響較弱，股市資產(chǎn)目前占家庭資產(chǎn)的比重較大，所以本文中消費(fèi)者所持有的資產(chǎn)總量我們主要用股市中的財(cái)富來(lái)代替。公式（6）可以用來(lái)分析居民的消費(fèi)支出是否會(huì)受到股市財(cái)富變動(dòng)影響，也就是分析股市的直接財(cái)富效應(yīng)。當(dāng)我們把消費(fèi)者消費(fèi)信心這個(gè)因素納入考慮范圍時(shí)，其同樣也會(huì)受到股票市場(chǎng)財(cái)富和收入的影響，因此消費(fèi)者信心cx可以表示為以下表達(dá)式：

其中β0表示消費(fèi)者自發(fā)性的消費(fèi)信心，那就是，在沒(méi)有任何因素對(duì)消費(fèi)者信心產(chǎn)生影響的情況下，β1i和β2j分別表示為i期的財(cái)富和j期的稅后所得對(duì)消費(fèi)者信心的影響，且影響期數(shù)為m期和n期，這就是股市買賣所產(chǎn)生的間接財(cái)富效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文選取的是我國(guó)2011～2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行的實(shí)證分析。文中居民的日常消費(fèi)水平是用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出CP來(lái)表示的，日常收入水平則是用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入YP來(lái)表示的，總市值SM用于衡量在每個(gè)季度結(jié)束的時(shí)候居民持有的總財(cái)富。信心指數(shù)CX則是用來(lái)表示居民對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的信任程度，由于數(shù)據(jù)龐大，這里不將數(shù)據(jù)具體體現(xiàn)。

總體來(lái)看，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出從2011年第1季度的3846元上升到了2016年第4季度的6188元，增漲幅度超過(guò)60%，主要原因是人均的可支配收入從2011年第1季度的5963元增加到2016年第4季度的8279元，漲幅接近40%，而在這一過(guò)程中，消費(fèi)者信心指數(shù)的數(shù)值變化不大，基本是在100上下幅度小于10的范圍內(nèi)波動(dòng)。然而，兩市的市場(chǎng)價(jià)值量明顯增加，從2011年第1季度的207，838.91億元增加到2016年第4季度的393，401.44億元，增幅接近90%，甚至在2015年第2季度上漲到471，888.01億元，增幅翻倍。主要是2011年因?yàn)閷?shí)行新的IPO詢價(jià)制度使其第1季度兩市的流通市值相比較同年其他季度以及2012～2013年是比較樂(lè)觀的。隨后，因?yàn)槊涝某掷m(xù)貶值對(duì)股市的流通市值又有了一定的影響，使2011年第3季度兩市的流通市值有所減少，這種現(xiàn)象一直持續(xù)到2014年第1季度。從2014年第2季度開(kāi)始，雖然股指沒(méi)有達(dá)到之前的高點(diǎn)，但兩市的流通市值開(kāi)始逐漸上升直到2016年年末，在這一段時(shí)間里股市雖有波動(dòng)，但變化幅度相對(duì)不大。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

本文主要采用了平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)兩種方式來(lái)對(duì)時(shí)間序列變量進(jìn)行相關(guān)的數(shù)據(jù)回歸分析，其中利用平穩(wěn)檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列變量是否是平穩(wěn)的，并用協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)的過(guò)程中可能會(huì)出現(xiàn)一種“偽回歸”，原因是我們利用了非平穩(wěn)的時(shí)間序列來(lái)進(jìn)行相關(guān)的回歸分析，即如果直接檢查兩個(gè)不相關(guān)的變量是通過(guò)使用非平穩(wěn)時(shí)間序列，那么獲得一個(gè)顯著性的測(cè)試結(jié)果是有可能的。所以，在回歸分析之前，我們需要用時(shí)間序列變量來(lái)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們使用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，表達(dá)式如下：

其中xt表示需要檢驗(yàn)的時(shí)間序列變量，k表示滯后期最大階數(shù)，t表示時(shí)間趨勢(shì)，則初假設(shè)表示：H0：δ=0，備選假設(shè)表示：H1：δ≠0。如果初假設(shè)成立，說(shuō)明要檢驗(yàn)的時(shí)間序列變量是平穩(wěn)的，反之是非平穩(wěn)的。非平穩(wěn)狀態(tài)下，我們將按以上操作步驟對(duì)數(shù)據(jù)不斷的做差分，直到檢驗(yàn)結(jié)果是平穩(wěn)的為止，從而我們就可以得出數(shù)據(jù)為平穩(wěn)時(shí)的階數(shù)。結(jié)果如表1所示。

表1結(jié)果顯示，盡管在5%的顯著性水平下CP，CX，YP和SM都不顯著，但在5%的顯著水平，其一階差分形式固定，即在5%的水平下CP，CX，YP和SM都是一階平穩(wěn)的。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

如果將非平穩(wěn)時(shí)間序列回歸分析應(yīng)用于其他非平穩(wěn)時(shí)間序列，其結(jié)果可能是一種“錯(cuò)誤回歸”，盡管兩個(gè)時(shí)間序列變量不相關(guān)，但是因?yàn)橥蛔兓厔?shì)與回歸分析所以也能得到顯著的結(jié)果。檢驗(yàn)的意義在于：盡管這兩個(gè)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，但如果他們是兩個(gè)同階平穩(wěn)的，則這兩個(gè)變量之間的線性組合也可能存在長(zhǎng)期的靜態(tài)穩(wěn)定的關(guān)系，所以我們?cè)诖耸褂蜜E統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行相應(yīng)的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

由表2可以看出，當(dāng)前我國(guó)居民的消費(fèi)支出主要是受可支配收入的影響，并且二者之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的收入和支出關(guān)系，但股票市場(chǎng)價(jià)值與消費(fèi)支出之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系并不存在，由此說(shuō)明我國(guó)股市對(duì)居民消費(fèi)的影響沒(méi)有直接的財(cái)富效應(yīng)，股市流通市值與消費(fèi)者信心之間的關(guān)系在表2中也沒(méi)有間接性的體現(xiàn)，所以我國(guó)股市發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)不存在間接財(cái)富效應(yīng)，同樣這種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系在消費(fèi)支出與消費(fèi)信心指數(shù)之間也沒(méi)有體現(xiàn)。由此說(shuō)明，信心指數(shù)上升，消費(fèi)支出不會(huì)有所變化。

三、實(shí)證結(jié)果分析

目前我國(guó)居民的消費(fèi)支出主要是受到其可支配收入的影響，股市中的人均財(cái)富與消費(fèi)支出沒(méi)有直接或間接性的關(guān)系，而且股市財(cái)富波動(dòng)也沒(méi)有對(duì)消費(fèi)者信心產(chǎn)生影響，即消費(fèi)者信心不受可支配收入的影響。造成這種結(jié)果的原因在于：1. 我國(guó)居民在股市中很少投資，所以股票收益自然不多，這主要是我國(guó)居民保守的消費(fèi)觀念造成的，總是儲(chǔ)蓄多于投資。所以即使股市波動(dòng)幅度再大，對(duì)于多數(shù)居民來(lái)說(shuō)并沒(méi)有影響他們的收入，進(jìn)而更不會(huì)影響支出。2. 我國(guó)在股市交易方面的建設(shè)還不完善，居民對(duì)于股市投資還是帶有懷疑的態(tài)度，所以對(duì)于在股市中投資的居民來(lái)說(shuō)，大多只是“剩余投資”，利用閑錢進(jìn)行投資，沒(méi)有真正的去研究和分析，沒(méi)有把買賣股票作為一種投資性業(yè)務(wù)來(lái)進(jìn)行，因此股票交易市場(chǎng)的波動(dòng)情況對(duì)其消費(fèi)開(kāi)支的影響較小，甚至就不存在影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉慧，王聰.我國(guó)城鎮(zhèn)居民股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)影響因素分析[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2015（01）.

[2]李曉瑩，張俠.消費(fèi)、投資與股票價(jià)格關(guān)系的實(shí)證研究[J].濟(jì)寧學(xué)院學(xué)報(bào)，2015（05）.

[3]劉軼，馬贏.股價(jià)波動(dòng)、可支配收入與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)[J].消費(fèi)需求，2015（02）.

[4]韋博洋，何俊勇.股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)研究[J].中國(guó)物價(jià)，2016（10）.

[5]杜延軍.我國(guó)城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證分析[J].國(guó)民經(jīng)濟(jì)管理，2016（04）.

（作者單位：棗莊學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）