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    股市波動(dòng)與居民消費(fèi)行為關(guān)聯(lián)研究

    2009-02-01 08:13:06崔黎波
    北方經(jīng)濟(jì) 2009年23期
    關(guān)鍵詞:格蘭杰居民消費(fèi)城鎮(zhèn)居民

    崔黎波

    隨著各國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展,股市成為影響消費(fèi)者行為的顯著因素。目前中國(guó)股市作為投資和消費(fèi)的重要性在不斷上升,對(duì)以中國(guó)股市為代表的資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響消費(fèi)進(jìn)行分析有借鑒意義。本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理,建立時(shí)間序列VAR模型,采用pecgive10.0軟件對(duì)股市波動(dòng)與中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

    一、理論基礎(chǔ)及其傳導(dǎo)機(jī)制

    股市對(duì)消費(fèi)的影響稱為財(cái)富效應(yīng)。財(cái)富效應(yīng)指金融資產(chǎn)價(jià)格上漲導(dǎo)致金融資產(chǎn)持有人財(cái)富增長(zhǎng),進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng),影響短期邊際消費(fèi)傾向,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng);反之亦然。從消費(fèi)視角分析,財(cái)富效應(yīng)主要表現(xiàn)在:

    (一)通過影響居民收入預(yù)期,增強(qiáng)市場(chǎng)信心,提高短期MPC,進(jìn)而擴(kuò)大消費(fèi)

    Romer提出消費(fèi)者信心理論認(rèn)為證券市場(chǎng)的發(fā)展支持了消費(fèi)者信心。在信用發(fā)達(dá)的市場(chǎng),股市繁榮加速儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化,增強(qiáng)投資者信心,從而加快消費(fèi)信貸發(fā)展。投資者因股市繁榮對(duì)經(jīng)濟(jì)充滿信心更大膽消費(fèi)。

    (二)通過影響投資者實(shí)際收入影響消費(fèi)

    投資者投資股市,一方面獲得股票分紅收益,另一方面因股價(jià)上揚(yáng)獲得的資本利得。當(dāng)消費(fèi)者持有股票市值上升,增大資產(chǎn)水平和信用水平,于是消費(fèi)者運(yùn)用這些股票向銀行借貸支持消費(fèi):反之。消費(fèi)能力下降。

    (三)通過影響企業(yè)影響消費(fèi)支出

    根據(jù)資產(chǎn)組合理論和托賓0理論,股票價(jià)格與其資產(chǎn)價(jià)值比率稱為托賓0。當(dāng)其較高時(shí),企業(yè)資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值超過重置價(jià)格,企業(yè)擴(kuò)大投資。但在熊市下,企業(yè)再融資會(huì)陷入停滯,對(duì)企業(yè)發(fā)展不利,間接影響消費(fèi)。

    財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)影響不限于此。一方面,財(cái)富效應(yīng)刺激人們金融投資需求;另一方面。股市分流居民儲(chǔ)蓄,有助于居民儲(chǔ)蓄存款轉(zhuǎn)化為有效消費(fèi)與投資需求,擴(kuò)大內(nèi)需。

    二、理論模型、數(shù)據(jù)選取與方法選擇

    (一)理論模型

    本文的實(shí)證研究圍繞莫迪利亞尼生命周期理論展開。按照生命周期理論,一生消費(fèi)受財(cái)富和收入制約。消費(fèi)支出取決于消費(fèi)者生命周期內(nèi)的總財(cái)富,由實(shí)際資本、金融財(cái)富和人力資本構(gòu)成。金融財(cái)富主要由股票構(gòu)成。由此。股市收益與居民消費(fèi)行為關(guān)聯(lián)的模型可以寫成:Ct=a+blt+cPt+Ut。

    其中It為第t期可支配收入,SPt為第t期股票指數(shù)。Ut為殘差項(xiàng),在該模型中為其他影響消費(fèi)的因素。

    (二)變量的定義及樣本數(shù)據(jù)

    本文選取中國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入(I)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出(C)及上證季度股價(jià)指數(shù)(SP)作為研究變量,數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》,銳思資訊數(shù)據(jù)庫(kù)等,樣本空間為1998年第四季度到2009年第一季度。

    股價(jià)指數(shù)可表示股市波動(dòng),本文上證季度股票價(jià)格指數(shù)以當(dāng)季上證綜合指數(shù)最高與最低簡(jiǎn)單平均表示,居民消費(fèi)取決于消費(fèi)者的收入,本文選取中國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入表示。居民消費(fèi)量選取中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出表示。由于影響居民消費(fèi)因素眾多,本文解釋變量為影響消費(fèi)及股市指標(biāo),被解釋變量為中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出,來解釋上證股市與中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)關(guān)系,進(jìn)一步分析股市收益對(duì)居民消費(fèi)行為的影響。

    為消除變量時(shí)序性,對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行季度調(diào)整和指數(shù)化再取自然對(duì)數(shù)得到量LC、IJ1和LSP,變動(dòng)趨勢(shì)如下圖??梢钥闯?,LC、U和LSP變動(dòng)是同步且平穩(wěn)的。

    (三)計(jì)量方法選擇

    中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和可支配收入及上證股價(jià)指數(shù)具有時(shí)間趨勢(shì),是非平穩(wěn)變量。為探討兩者之間的關(guān)系,本文引入?yún)f(xié)整理論。恩格爾和葛蘭杰于1987年提出協(xié)整概念認(rèn)為盡管每個(gè)變量自身可能非平穩(wěn)。但它們線性組合卻可能平穩(wěn)。如果變量之間協(xié)整,則這些變量可用誤差修正模型(ECM)表述其短期非均衡關(guān)系。該模型結(jié)合了變量長(zhǎng)期均衡和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。向量誤差修正模型是有約束的VAR模型,它使短期波動(dòng)的變量對(duì)均衡的偏離能收斂于長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

    三、協(xié)整分析和向量誤差修正模型

    (一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

    為建立股市收益與居民消費(fèi)行為之間的誤差修正模型。先對(duì)變量LC、LI和LSP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。確定它們是否平穩(wěn)。運(yùn)用軟件分析結(jié)果如表1所示。檢驗(yàn)結(jié)果不能拒絕Lc、U和LSP含有單位根原假設(shè)。但對(duì)變量LC、U和LSP一階差分,可以拒絕原假設(shè)。因此,這三組數(shù)據(jù)都是I(1)過程。

    (二)滯后階數(shù)的確定

    根據(jù)以上檢驗(yàn),LC、U和LSP具有相同單整階數(shù)滿足協(xié)整分析前提。本文協(xié)整檢驗(yàn)采用VAR模型。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系,系統(tǒng)長(zhǎng)期均衡,用于協(xié)整分析VAR模型也具有動(dòng)態(tài)穩(wěn)定性。建立VAR模型必須選擇正確滯后階數(shù),使VAR模型能準(zhǔn)確反映變量之間的動(dòng)態(tài)特征。比較滯后階數(shù)為0、1、2的VAR模型,結(jié)果如表2所示:

    由表3結(jié)果,根據(jù)最大似然值和信息最小準(zhǔn)則。最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

    (三)協(xié)整檢驗(yàn)

    通過以上VAR模型分析,VAR(2)是最優(yōu)的。分別設(shè)置檢驗(yàn)變量LC、u、LSP。長(zhǎng)期趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)模型強(qiáng)收斂。在經(jīng)過pcgive10.0軟件對(duì)模型優(yōu)化后,結(jié)果為:

    從模型可以看出,LC短期波動(dòng)受LI和LSP和誤差修正項(xiàng)ECM影響。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)‘,符合反向修正原則,表明短期非均衡狀態(tài)收斂于長(zhǎng)期均衡過程。長(zhǎng)期來看,各變量對(duì)居民消費(fèi)有影響。居民的上期消費(fèi),可支配收入及上證季度指數(shù)對(duì)消費(fèi)影響分別為0.4571、0.1238和0.05376。一旦短期波動(dòng)偏離,系統(tǒng)將以0.13力度回到均衡。

    (四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

    為進(jìn)一步分析變量與居民消費(fèi)的關(guān)系,我們進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。由結(jié)果分析得出(見表3)在10%顯著性水平下。中國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入是消費(fèi)的格蘭杰原因。雖然上證季度股票指數(shù)與中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的格蘭杰關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上不顯著,但這些都是格蘭杰意義上因果關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)分析上。我們尚不能據(jù)此對(duì)各變量之間關(guān)系做出判斷。

    四、結(jié)論與啟示

    本文基于協(xié)整分析和格蘭杰檢驗(yàn),考察了中國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入和上證季度股票指數(shù)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響。結(jié)果表明三者之間存在協(xié)整關(guān)系且為長(zhǎng)期均衡。

    (一)城鎮(zhèn)居民可支配收入和上證股票指數(shù)增加會(huì)增加居民消費(fèi),具有正向作用。上期消費(fèi)增加會(huì)減少本期消費(fèi),存在反向關(guān)系。在長(zhǎng)期發(fā)展中,中國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入和上證季度股票指數(shù)增長(zhǎng)1%,中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)分別為0.123%和0.0538%。而居民上期消費(fèi)增加1%。本期消費(fèi)減少0.4571%。

    (二)無論是長(zhǎng)期還是短期,城鎮(zhèn)居民可支配收入和上證股票指數(shù)均會(huì)影響居民消費(fèi)。中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)關(guān)于可支配收入短期為單一彈性,長(zhǎng)期彈性為0.1238。

    (三)從長(zhǎng)期來看,中國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)其消費(fèi)有格蘭杰因果關(guān)系。但上證季度股票指數(shù)不是其消費(fèi)的格蘭杰原因。

    基于上述分析,上證季度股價(jià)指數(shù)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有影響,但影響不大。股市波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的關(guān)系十分復(fù)雜。其中涉及到經(jīng)濟(jì)發(fā)展、匯率政策、金融環(huán)境等多個(gè)方面。本文運(yùn)用實(shí)證檢驗(yàn)方法直觀表現(xiàn)了股市波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響,這兩者之間錯(cuò)綜復(fù)雜的關(guān)系,還有待于進(jìn)一步深入研究。

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