程 超

(北京大學 經(jīng)濟學院,北京 100091)

一、引 言

隨著股票市場規(guī)模的增長，股票市場對實體經(jīng)濟是否產(chǎn)生影響以及如何產(chǎn)生影響日益引起政策制定者和學界的關(guān)注，居民股票資產(chǎn)的財富效應是其中一個重要的研究方向。

對財富效應的實證研究面臨挑戰(zhàn)，因為即使家庭消費與財富之間存在正相關(guān)，也未必是財富效應的結(jié)果。財富效應的理論基礎是生命周期模型，作用機制是資產(chǎn)價格上漲增加了家庭的凈財富，提高了家庭在整個生命周期的預算約束，家庭因此選擇提高當期和未來的消費。為與其他作用機制區(qū)分，下文將上述作用機制稱為直接財富效應。除了直接財富效應之外，可能導致家庭財富與消費存在正相關(guān)關(guān)系的作用機制還包括：第一，共同因果關(guān)系。家庭消費和股票價格同時受到未來經(jīng)濟增長前景和收入預期等其他因素的影響[1]。第二，信貸約束。對于面臨信貸約束的家庭來說，資產(chǎn)價格的上漲會提高其獲取信貸的能力，從而能夠更好地在其生命周期內(nèi)平滑消費以實現(xiàn)效用最大化，這可能帶來當期消費的提升[2]。第三，預防性儲蓄。由于未來可能發(fā)生負面的收入和財富沖擊，家庭會有動機進行預防性儲蓄。而當家庭擁有的股票財富價值提升時，家庭可能降低在其他資產(chǎn)上的預防性儲蓄并提高消費[3]。

區(qū)分以上不同的影響機制是重要的。首先，如果股票財富與消費之間僅存在正相關(guān)關(guān)系，不存在因果關(guān)系，那么股價變動未必伴隨著家庭消費的變化，這取決于股票價格變動的驅(qū)動因素是否也影響消費。在這種情況下，股票價格對貨幣當局的意義可能僅是一個信號作用。其次，在實證研究過程中，如果不能妥善應對經(jīng)濟增長前景等變量導致的共同因果關(guān)系，可能導致內(nèi)生性問題。此外，即使股票價格與家庭消費之間存在因果關(guān)系，不同的作用機制意味著不同類型的家庭會受到不同的影響，其政策含義也存在區(qū)別。

早期海外學者的實證研究通常基于宏觀時間序列數(shù)據(jù)和協(xié)整方法[4,5]，發(fā)現(xiàn)發(fā)達市場金融資產(chǎn)的邊際消費傾向在0.03-0.06。國內(nèi)學者基于宏觀數(shù)據(jù)的研究未能達到一致的結(jié)論[6-8]。

基于宏觀時間序列數(shù)據(jù)的實證研究能夠展示財富與消費之間的長期相關(guān)性，也能識別哪些變量在短期中表現(xiàn)出誤差修正行為，但很難有效地解決內(nèi)生性問題，也不能告訴我們財富與消費相關(guān)性背后的具體作用機制?；谖⒂^數(shù)據(jù)的實證研究能夠更好地解決這兩方面的問題?，F(xiàn)有基于家庭調(diào)研數(shù)據(jù)的實證研究大都支持金融資產(chǎn)和房產(chǎn)資產(chǎn)都對家庭消費產(chǎn)生顯著正影響，但對消費彈性系數(shù)以及邊際消費傾向的估計結(jié)果差異較大[9-14]。

與國內(nèi)現(xiàn)有基于微觀數(shù)據(jù)的財富效應研究文獻相比，本文力圖在以下幾個方面有所創(chuàng)新。第一，大多數(shù)國內(nèi)文獻的研究重點是家庭房產(chǎn)財富對消費的影響[15-17]，即使將家庭金融資產(chǎn)納入研究范疇，也沒有進一步拆分出股票資產(chǎn)的財富效應[18，19]。本文專門考察家庭股票資產(chǎn)的財富效應，將房產(chǎn)和其他金融財富作為控制變量。第二，現(xiàn)有文獻在考察金融資產(chǎn)與家庭消費的關(guān)系時，并未探討相關(guān)性背后的具體作用機制。相比之下，本文通過引入額外的控制變量排除共同因果關(guān)系，并通過分樣本研究區(qū)分直接財富效應與預防性儲蓄動機。第三，資產(chǎn)買賣交易導致的資產(chǎn)價值變動可能導致估計結(jié)果存在偏差，現(xiàn)有國內(nèi)文獻并未考慮這個問題。在穩(wěn)健性檢驗中，本文引入股票投資收益代替股票資產(chǎn)作為解釋變量，發(fā)現(xiàn)參數(shù)估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

二、理論模型

首先，構(gòu)建一個家庭無限期消費決策的模型。對于一個代表性家庭來說，在t期，家庭期內(nèi)效用函數(shù)僅取決于當期的家庭消費c以及衡量家庭各方面特征和偏好的變量向量z，并滿足CRRA(常相對風險厭惡系數(shù))。具體的效用函數(shù)如式(1)所示，其中，γ(z)代表家庭的相對風險厭惡系數(shù)。為保證效用函數(shù)二階導數(shù)為負，假設γ(z)是正值。α(z)衡量家庭的人口數(shù)和人口結(jié)構(gòu)。

(1)

同時，家庭消費、收入和資產(chǎn)需滿足如下預算約束。

ct+At≤wt+RtAt-1

其中，wt是家庭在t期的收入，At-1和At分別表示家庭在t期期初和期末的總資產(chǎn)，Rt是t期資產(chǎn)的總回報率。

如式(2)和式(3)所示，家庭通過選擇最優(yōu)的消費和資產(chǎn)以最大化整個生命周期的效用。

(2)

s.t.ct+At≤wt+RtAt-1

(3)

一階條件(歐拉方程)如式(4)所示。為簡化起見，假設家庭的相對風險厭惡系數(shù)是常數(shù)γ。歐拉方程反映了標準生命周期模型的核心思想，即家庭試圖使折現(xiàn)后各期消費的邊際效用保持不變。

(4)

也可以將歐拉方程改寫成式(5)和式(6)。其中，et+1代表來自資產(chǎn)投資回報率、收入以及家庭特征層面的各類沖擊。

(5)

Et(et+1)=0

(6)

進一步做如下假設：

α(zt)=exp(αz)

基于以上假設，對歐拉方程做對數(shù)線性化處理得到式(7)：

(7)

(8)

Et(ut+1)=0

歐拉方程能夠揭示家庭跨期消費決策的主要原理，例如資產(chǎn)投資回報和家庭特征變量對消費決策的影響。然而，為了量化家庭消費與家庭財富以及收入之間的關(guān)系，僅依靠最優(yōu)化問題的一階條件是不夠的，因為家庭財富和收入對消費的絕對金額(而非一階差分)產(chǎn)生影響。因此，下文將推導關(guān)于家庭消費的解析解，即消費方程。

考慮一個簡單的兩期家庭消費決策模型，主要假設包括：第一，代表性家庭的期內(nèi)效用函數(shù)是對數(shù)形式的；第二，家庭的預算約束與式(3)形式相同；第三，家庭沒有遺贈的動機，因此A2為0；第四，家庭第二期總投資收益率R2是外生隨機的，可能的取值包括RL和RH，概率分別為π和(1-π)，家庭在兩期的工資收入w1和w2以及第一期初的資產(chǎn)稟賦A0是外生的。

因此，代表性家庭的效用最大化問題如下：

maxu(c1)+βu(c2)

(9)

u(c)=lnc

c1+A1≤w1+A0

(10)

c2+A2≤w2+R2A1

(11)

A2=0

(12)

R2∈(RL,RH)，Pr(R2=RL)=π,0

一階條件如下：

(13)

結(jié)合預算約束，可得：

(14)

(15)

在第二期，

c2i=w2+RiA1,i=L, H

(16)

根據(jù)式(14)、式(15)和式(16)，可以得到以下三個推論。第一，家庭所持資產(chǎn)A0和A1分別對消費c1和c2產(chǎn)生正影響。根據(jù)生命周期模型，家庭資產(chǎn)的增加提高了預算約束，家庭因此選擇提高消費以獲得更高的總效用，即直接財富效應。這是下文實證分析將驗證的主要理論假說。第二，家庭當期收入w1和未來收入w2均對當期消費c1產(chǎn)生正影響，因為工資提升也放松了預算約束。第三，雖然簡化模型并未引入家庭特征變量向量z，但家庭財富和收入對消費的影響效應依然受到家庭異質(zhì)性β的影響。家庭越有耐心(β值更大)，儲蓄和投資的意愿越強，當期收入和資產(chǎn)的邊際消費傾向就越低。

三、數(shù)據(jù)和實證研究設計

(一)數(shù)據(jù)

本文主要采用CHFS(中國家庭金融調(diào)查)數(shù)據(jù)，樣本期間是2013-2017年。

(二)主要變量定義

第一，家庭總消費，采用CHFS問卷中各項家庭消費支出之和，包括家庭的食品支出、生活用品和服務支出、衣著支出、交通費、通信支出、文化娛樂支出、教育培訓支出、醫(yī)療支出和其他家庭消費支出。第二，股票資產(chǎn)，即家庭持有股票資產(chǎn)的市值，不包含家庭股票賬戶中的現(xiàn)金余額。在穩(wěn)健性檢驗中，分別使用股票投資收益以及股票資產(chǎn)與基金資產(chǎn)之和代替股票資產(chǎn)作為解釋變量。第三，家庭總收入，包括家庭的年度工資性收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、工商業(yè)經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入。主要回歸變量的定義和描述統(tǒng)計分析見表1。

表1 主要變量的定義和描述統(tǒng)計分析

(三)實證研究設計

本文采用如下實證模型。

ci,j,t=β0+β1si,j,t+β2yi,j,t+β3hi,j,t+β4fi,j,t+

β5Zi,j,t+β6wj,t+φj+ηt+εi,j,t

(17)

相較于第二部分的理論模型，此實證模型進行了兩方面的改動。第一，借鑒現(xiàn)有文獻常用的方法[12,20,21]，對被解釋變量、解釋變量和核心控制變量取對數(shù)，這與標準生命周期模型也是一致的。第二，將總財富拆解為不同類型的財富，并分別進行對數(shù)線性化處理，以分別考察股票和其他類別資產(chǎn)對消費的影響[22-24]。

式(17)中，被解釋變量ci,j,t是地區(qū)j的家庭i在t期總消費的對數(shù)；解釋變量si,j,t是家庭i所持有的股票資產(chǎn)市值的對數(shù)，其系數(shù)β1代表家庭股票財富對消費的影響，即股票財富的消費彈性系數(shù)，是本文主要關(guān)注的參數(shù)。

此外，本文還加入了四類控制變量：第一，家庭年收入的對數(shù)值yi,j,t。第二，家庭的其他資產(chǎn)，包括住房資產(chǎn)hi,j,t以及除股票外的其他金融資產(chǎn)fi,j,t。第三，家庭特征變量，包括戶主年齡、戶主年齡的平方、家庭人口數(shù)、家庭未成年人數(shù)量以及戶主的健康狀況、婚姻狀況、就業(yè)狀態(tài)、最高學歷、性別和是否是城鎮(zhèn)家庭。家庭特征控制變量的選擇也借鑒了現(xiàn)有文獻的設計，這些家庭的異質(zhì)性可能對消費習慣和投資行為產(chǎn)生重要影響。其中，加入戶主年齡的平方的原因是，隨著年齡的增長，家庭消費的變化通常是“駝峰”型的[25]。第四，家庭消費可能受到宏觀和地區(qū)經(jīng)濟因素的影響，并且這些因素可能同時對家庭的股票財富產(chǎn)生影響，為避免內(nèi)生性問題，在控制變量中加入了年份固定效應ηt、家庭所在城市j的平均收入wj,t和地區(qū)固定效應φj。

對于本文的識別方法，存在三方面潛在威脅。

第一，經(jīng)濟增長前景、利率和宏觀調(diào)控政策等宏觀經(jīng)濟變量可能同時影響股票價格[26]和家庭消費，導致β1識別的信息不僅是股票財富增加帶來的財富效應，也包括宏觀經(jīng)濟變量對家庭消費行為的影響。為解決這個問題，本文加入了年份固定效應，以控制不同年份的宏觀經(jīng)濟沖擊和政策沖擊；同時，加入了家庭所在地區(qū)的平均收入和地區(qū)固定效應，以控制不同地區(qū)的不可觀測因素造成的影響。

第二，家庭異質(zhì)性特征可能同時影響家庭的股票財富量和消費行為[27,28]。本文加入多個角度的家庭特征變量作為控制變量。

第三，家庭股票財富的變化可能有兩種來源：第一種是股票的投資損益，是股票資產(chǎn)變化的“被動部分”；第二種是股票的買賣交易，是股票資產(chǎn)變化的“主動部分”。前者導致的股票財富沖擊是本文的研究對象，可能導致直接財富效應、預防性儲蓄和信貸約束改變。而后者只是家庭資產(chǎn)配置的結(jié)果，雖然家庭的股票財富發(fā)生變化，但是總財富不變。如果家庭股票資產(chǎn)的變動包含買賣交易的影響，那么對財富效應的估計結(jié)果可能存在偏誤[29]，并且這種偏誤的影響方向并不確定。為解決這一問題，在穩(wěn)健性檢驗中，借鑒Attanasio等(2009)[20]的方法，使用股票投資收益代替股票資產(chǎn)市值作為解釋變量，參數(shù)估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、實證研究結(jié)果

(一)主回歸分析

式(17)的參數(shù)估計結(jié)果見表2的列(1)。結(jié)果表明，股票財富對家庭消費產(chǎn)生顯著正影響，彈性系數(shù)估計值為0.0419，在1%水平上顯著。即當股票財富增值10%時，家庭消費會提高0.419%。此外，家庭的房產(chǎn)財富、其他金融資產(chǎn)和收入也對消費產(chǎn)生顯著的正影響，彈性系數(shù)估計值分別為0.104、0.0433和0.196。

表2 股票財富效應的實證分析結(jié)果

此外，如式(18)所示，基于消費彈性系數(shù)的估計值計算邊際消費傾向，可得股票資產(chǎn)的邊際消費傾向估計值為0.0269，即當股票資產(chǎn)增加10000元時，家庭年消費增加269元。類似地，可以計算得到家庭房產(chǎn)財富和其他金融財富的邊際消費傾向估計值分別為0.0057和0.0206。其他金融財富的邊際消費傾向與股票資產(chǎn)類似，房產(chǎn)財富的邊際消費傾向則顯著低于金融財富，這可能與房產(chǎn)財富既是投資品也是消費品的特殊屬性有關(guān)。

(18)

關(guān)于家庭特征變量的參數(shù)估計值，有幾個有趣的發(fā)現(xiàn)。第一，年齡對家庭消費產(chǎn)生正影響，而年齡平方項的參數(shù)估計值為負，即在家庭的生命周期中，消費確實呈“駝峰”型。第二，戶主受教育水平是決定家庭消費的重要變量，受教育水平越高，平均家庭消費越高。受教育水平是家庭持久收入的有效代理變量[30]，這一估計結(jié)果可能代表持久收入越高的家庭，消費就越高。第三，戶主為自我雇傭的家庭消費顯著更高。對于經(jīng)營自有生意的家庭來說，家庭支出和經(jīng)營性支出有時難以清晰地區(qū)分，這可能是導致自雇家庭平均消費更高的原因。為排除這種測量誤差的影響，下文穩(wěn)健性檢驗剔除了戶主為自我雇傭的樣本家庭，發(fā)現(xiàn)參數(shù)估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1．解釋變量的定義。如上文所述，股票買賣交易帶來的股票資產(chǎn)變動可能導致參數(shù)估計偏誤，因此我們采用股票投資收益代替股票資產(chǎn)市值作為解釋變量，估計結(jié)果見表2列(2)。股票投資收益對家庭消費產(chǎn)生正影響，彈性系數(shù)估計值為0.0235，在1%水平上顯著。

此外，還使用股票資產(chǎn)與基金資產(chǎn)之和代替股票資產(chǎn)作為解釋變量，估計結(jié)果見表2列(3)，消費彈性的估計值為0.0454，在1%水平上顯著。

控制變量的參數(shù)估計結(jié)果也都與主回歸類似。

2．剔除收入極值樣本。收入最高和最低的群體更有可能受到暫時性的收入沖擊，對參數(shù)估計結(jié)果造成干擾[12]，因此本文考察剔除收入極值樣本后的估計結(jié)果。具體而言，排除收入最高的5%或10%以及收入最低5%或10%的樣本家庭，重新對式(17)進行估計。股票資產(chǎn)的消費彈性系數(shù)估計值仍是正的并且在統(tǒng)計上顯著，但參數(shù)估計值略低于主回歸，這可能是由于最富有的家庭樣本被剔除了。富裕家庭資產(chǎn)配置中的股票占比通常更高，因此股票資產(chǎn)的消費彈性也可能明顯高于一般家庭，但邊際消費傾向則未必更高。作為驗證，本文計算了剔除收入極值樣本后的邊際消費傾向。剔除收入最高的5%和收入最低5%的樣本家庭之后，股票資產(chǎn)的邊際消費傾向估計值為0.0242；剔除收入最高的10%和收入最低的10%的樣本家庭之后，股票資產(chǎn)的邊際消費傾向估計值為0.0271，均與主回歸結(jié)果十分接近。

3．剔除樣本期間婚姻和家庭人口數(shù)發(fā)生變化的樣本?；橐鰻顟B(tài)和家庭人口結(jié)構(gòu)的變化可能導致家庭的消費習慣和投資方式發(fā)生重要變化，剔除樣本期間婚姻狀態(tài)和家庭人口數(shù)發(fā)生變化的樣本，所有參數(shù)的估計值的顯著性都與主回歸一致。

4．剔除家庭戶主為自雇的樣本。剔除戶主為自我雇傭的家庭，包括經(jīng)營個體或私營企業(yè)、自主創(chuàng)業(yè)或者開網(wǎng)店的家庭。對于自我雇傭的家庭來說，很難區(qū)分消費支出和經(jīng)營性支出，也很難區(qū)分私人財富和公司財富[13]。所有參數(shù)的估計值的顯著性都與主回歸一致。

5．聚類穩(wěn)健標準誤。由于控制變量包含與家庭所在地區(qū)相關(guān)的變量(家庭所在地區(qū)、家庭所在城市平均收入)，這些變量與被解釋變量的加總層級不一致，考慮到同一地區(qū)家庭經(jīng)濟行為的相關(guān)性，本文考察了基于家庭所在地區(qū)的聚類穩(wěn)健標準誤的回歸結(jié)果，參數(shù)估計值的顯著性與主回歸一致。

(三)作用機制分析

首先，對于本文的研究樣本，信貸約束效應的影響是有限的。信貸約束效應的作用機制是家庭基于增值的股票資產(chǎn)獲取額外的信貸，并用于增加消費[10]。然而，我國內(nèi)地普通居民基于股票財富獲取信貸并用于消費的情況非常少見。2018年1月12日發(fā)布的《股票質(zhì)押式回購交易及登記結(jié)算業(yè)務辦法(2018年修訂)》規(guī)定對于股票質(zhì)押式回購交易，“融入方首筆初始交易金額不得低于500萬元”。在此之前，券商等金融機構(gòu)開展質(zhì)押式回購業(yè)務的客戶資產(chǎn)門檻通常最低是50萬元，本文樣本家庭中符合這一資產(chǎn)門檻的僅有9%。剔除這部分樣本之后，參數(shù)的估計結(jié)果與主回歸類似，股票財富對家庭消費產(chǎn)生顯著正影響，彈性系數(shù)估計值為0.0422，在1%水平上顯著。

接下來，重點區(qū)分直接財富效應與預防性儲蓄動機。如上文所述，預防性儲蓄動機的重要推論是消費方程是凹函數(shù)。持久收入越低的家庭，預防性儲蓄動機越強，其消費對財富沖擊越敏感。家庭的收入、資產(chǎn)和受教育水平都與持久收入密切相關(guān)，能夠作為持久收入的代理變量[12,30]。相反，如果預防性儲蓄動機的影響不顯著，即直接財富效應才是股票資產(chǎn)與消費相關(guān)性背后的主要作用機制，那么邊際消費傾向與家庭的財富及收入水平無顯著關(guān)聯(lián)[25]?；诖?，本文提出以下研究假說：

假說一如果存在預防性儲蓄動機，那么持有資產(chǎn)越少的家庭消費對股票財富沖擊越敏感，邊際消費傾向越高。

假說二如果存在預防性儲蓄動機，那么收入越低的家庭消費對股票財富沖擊越敏感，邊際消費傾向越高。

假說三如果存在預防性儲蓄動機，那么最高學歷越低的家庭消費對股票財富沖擊越敏感，邊際消費傾向越高。

為檢驗以上理論假說，將樣本家庭分組，并分別基于式(17)進行回歸：第一，按照家庭總資產(chǎn)市值將樣本家庭平均分為三組，即低資產(chǎn)家庭、中等資產(chǎn)家庭和高資產(chǎn)家庭；第二，按照總收入將樣本家庭平均分為三組，即低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭；第三，按照戶主最高學歷將樣本家庭分為三組，高中及以下、中?；虼髮Ｒ约氨究萍耙陨?。

按照家庭總資產(chǎn)進行分組回歸的結(jié)果顯示，低資產(chǎn)家庭、中等資產(chǎn)家庭和高資產(chǎn)家庭的股票消費彈性系數(shù)分別為0.019、0.0126和0.0574，且僅高資產(chǎn)家庭的參數(shù)估計結(jié)果是顯著的。消費彈性系數(shù)的差別可能與高資產(chǎn)家庭的股票配置比例更高有關(guān)，因此，進一步計算不同組的股票資產(chǎn)邊際消費傾向，高資產(chǎn)家庭的邊際消費傾向估計值為0.0287，略高于低資產(chǎn)家庭的0.0209，這與假說一相悖。

類似地，考察基于收入和受教育水平的分組回歸結(jié)果，結(jié)論是一致的，高收入和高學歷家庭的股票消費彈性系數(shù)估計值顯著地高于低收入和低學歷家庭，高收入和低收入家庭的股票資產(chǎn)邊際消費傾向估計值分別為0.0245和0.0316，而高學歷和低學歷家庭的股票資產(chǎn)邊際消費傾向估計值分別為0.033和0.0269。可見，沒有證據(jù)表明家庭的資產(chǎn)、收入和受教育水平對股票的邊際消費傾向產(chǎn)生顯著影響。分組回歸的結(jié)果傾向于否定預防性儲蓄機制，支持直接財富效應。

五、結(jié) 論

本文研究居民股票資產(chǎn)對消費的影響，結(jié)果表明，股票財富對家庭消費產(chǎn)生顯著正影響，消費彈性系數(shù)估計值為0.0419，股票資產(chǎn)的邊際消費傾向估計值為0.0269。此外，基于分組回歸分析，排除了預防性儲蓄行為和信貸約束效應的影響，提出股票財富影響家庭消費的主要作用機制是直接財富效應。

然而，由于股票財富占我國居民資產(chǎn)比例較低且分布不均等，直接財富效應的作用范圍是有限的。基于2013-2017年CHFS數(shù)據(jù)，股票財富占比樣本家庭總資產(chǎn)的比例一直低于2%，且80%的家庭不持有任何股票資產(chǎn)。這可能與國內(nèi)股票市場在資產(chǎn)質(zhì)量、投資資金構(gòu)成和中小投資者保護等方面發(fā)展不完善密切相關(guān)，導致股票市場在服務居民財富管理需求和促進消費上存在局限性。這也凸顯了在股票市場有序推進金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要性，通過加強對中小投資者合法權(quán)益的保護、提高股票市場違法違規(guī)成本、切實提高上市公司質(zhì)量、引導公募基金等資產(chǎn)管理機構(gòu)大力發(fā)展多元化的權(quán)益類產(chǎn)品以及加強投資者教育等措施吸引居民增加對股票相關(guān)資產(chǎn)的配置比例，有助于滿足居民日益增長的財富管理需求，促進居民更多地分享經(jīng)濟增長的成果。