基于SVAR模型的中國股票市場財(cái)富效應(yīng)實(shí)證分析

[摘要]通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)化的向量自回歸模型（SVAR）對我國股市的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，得出我國股票收益與人均消費(fèi)支出存在長期穩(wěn)定關(guān)系。運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，分析在樣本期內(nèi)股票指數(shù)變化對消費(fèi)水平的影響效應(yīng)大小，實(shí)證結(jié)果顯示我國股票市場財(cái)富效應(yīng)存在一定缺失，對提振消費(fèi)從而拉動經(jīng)濟(jì)增長的作用不明顯，收入水平作為衡量居民擁有財(cái)富的直接變量對促進(jìn)消費(fèi)有明顯作用，反映我國股票市場發(fā)展還不完善，制約了股票市場財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。

[關(guān)鍵詞]財(cái)富效應(yīng)；SVAR；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

[中圖分類號]F830[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]

2095-3283（2015）05-0084-05

[作者簡介]胡玉龍（1987-），男，漢族，甘肅天水人，碩士研究生，研究方向：投融資理論與實(shí)踐。

改革開放30多年來，我國經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷擴(kuò)大，社會財(cái)富不斷積累。伴隨著金融市場的發(fā)展和繁榮，資產(chǎn)價(jià)格的波動對我國貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng)已成為迫切需要研究的問題。本文根據(jù)我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況選取相關(guān)變量，對我國股票市場的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

一、財(cái)富效應(yīng)理論及相關(guān)文獻(xiàn)綜述

有關(guān)股票市場財(cái)富效應(yīng)的研究最早起源于美國，Modigliani提出居民的消費(fèi)行為由其生命周期內(nèi)短期勞動所得、長期持久收入、無形資產(chǎn)（金融資產(chǎn)）等財(cái)富所得決定。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長與股票市場的發(fā)展是雙向影響的關(guān)系：股票市場規(guī)模的不斷擴(kuò)大對于投資者來說意味著財(cái)富值的增加，財(cái)富增加會促進(jìn)消費(fèi)或者通過再投資拉動經(jīng)濟(jì)增長；經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張也可以通過各種渠道帶動股票市場自身發(fā)展。成熟的證券市場，股票價(jià)格指數(shù)的升高意味著居民對未來經(jīng)濟(jì)及收入有樂觀的預(yù)期，因而增加當(dāng)期的消費(fèi)支出，對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極的推動作用。按照間接財(cái)富效應(yīng)理論的觀點(diǎn)，股市市值上升會使消費(fèi)者對未來經(jīng)濟(jì)更有信心，增加更多的消費(fèi)支出。Romer（1990）、Case（2001）、Steindel（1999）等學(xué)者從家庭財(cái)富結(jié)構(gòu)的角度分析，將股市波動與消費(fèi)者信心、商品價(jià)格、存款量等的波動聯(lián)合起來分析財(cái)富效應(yīng) 。Dynan和Maki（2001）分析了股票收益、家庭支出和消費(fèi)支出的關(guān)系，認(rèn)為證券財(cái)富值每增加1美元可以使中等收入家庭增加5～15美分的消費(fèi)支出。Funke（2004）對印度、韓國等16個(gè)新興市場的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了研究，得出財(cái)富效應(yīng)雖然小但顯著的結(jié)論。李振明（2000）的研究表明我國股票市場的財(cái)富效應(yīng)非常微弱，對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用有限，因此貨幣當(dāng)局在制定政策時(shí)不必太多考慮股票市場的整體表現(xiàn)。李學(xué)峰、徐輝等（2003）比較分析1999年一季度至2002年三季度間的股價(jià)指數(shù)變動與居民消費(fèi)變動數(shù)據(jù)，認(rèn)為我國股票市場財(cái)富效應(yīng)極其微弱，通過開啟股市來刺激消費(fèi)從而帶動經(jīng)濟(jì)增長的方式不可行。余元全（2004）將股票市場因素引入修正的凱恩斯模型，通過建立一般均衡下的擴(kuò)展IS-LM模型，采用TSLS定量分析股市對我國宏觀經(jīng)濟(jì)及貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的影響。認(rèn)為我國的股票市場已經(jīng)體現(xiàn)出了顯著的財(cái)富效應(yīng)或流動性效應(yīng)，股票市值的高漲對消費(fèi)需求有一定的促進(jìn)作用，但是財(cái)富效應(yīng)相當(dāng)弱。郭峰、冉茂盛、胡媛媛等（2005）采用E-G兩步法和向量誤差修正模型，對1995—2003年股票價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)支出進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明，無論從長期還是短期看，中國股票價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)支出均呈現(xiàn)較弱的正相關(guān)性，股票市場規(guī)模、投資收益分配格局、上市公司整體質(zhì)量、宏觀經(jīng)濟(jì)政策、股權(quán)分置等因素的存在也影響到了我國股市缺乏長期相對持續(xù)繁榮、穩(wěn)定的動力，從根本上制約了財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。程立超（2010）對包含股票價(jià)格在內(nèi)的新凱恩斯模型的結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行分析，研究股票價(jià)格和貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)波動之間的關(guān)系，認(rèn)為將股票價(jià)格波動納入貨幣政策的調(diào)控范圍會改善貨幣政策效果，有助于穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)。本文在國內(nèi)外眾多學(xué)者的研究基礎(chǔ)之上，采用Johansen協(xié)整分析方法，構(gòu)建結(jié)構(gòu)化的向量自回歸模型并運(yùn)用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國居民消費(fèi)水平在遇到股票市場收益和收入水平變化時(shí)所產(chǎn)生的波動效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，進(jìn)一步揭示股票市場收益與居民消費(fèi)水平的關(guān)系。

二、變量選取、模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)預(yù)處理

（一）變量選取

依據(jù)Modigliani等人的生命周期理論，居民消費(fèi)行為主要由其畢生的勞動財(cái)富、實(shí)物資產(chǎn)以及金融資產(chǎn)財(cái)富決定，股票收益則作為居民金融財(cái)富的重要組成部分。股票市場財(cái)富效應(yīng)的作用機(jī)理（以擴(kuò)張性的貨幣政策為例）主要是指居民持有的股票價(jià)格上漲而使包括居民金融財(cái)富在內(nèi)的總財(cái)富增加，由此而引起居民消費(fèi)水平的上漲。

居民消費(fèi)公式為：

Ct =α+βWt +κYPt +εt（1）

其中，Ct表示t時(shí)期的消費(fèi)支出；Wt表示消費(fèi)者在t時(shí)期內(nèi)擁有的凈財(cái)富額；YPt表示消費(fèi)者在t時(shí)期的永久收入；εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α、β、κ為待估計(jì)系數(shù)。選取上海證券市場A股綜合指數(shù)作為反映股價(jià)波動的變量，選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為衡量收入的變量，雖然股票市場財(cái)富效應(yīng)分析中也包含有關(guān)農(nóng)村居民變量，但基于數(shù)據(jù)的可得性，本文只考慮城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出。對股票價(jià)格的變動應(yīng)考慮到選擇一個(gè)完整的股市波動周期來進(jìn)行分析，考慮我國在2005年開始逐步實(shí)施股權(quán)分置改革工作，因此，消費(fèi)變量、收入變量以及股票價(jià)格變量等樣本區(qū)間均選取2005第一季度至2014年第一季度共37個(gè)季度時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，其中，股價(jià)季度數(shù)據(jù)為當(dāng)季度內(nèi)每月末股票收盤價(jià)的平均值。樣本觀測值數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計(jì)局季度數(shù)據(jù)庫，計(jì)量分析軟件采用Eviews80。

三、實(shí)證分析

（一）模型建立

為了避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，首先要判斷LnCt、LnSPt、LnYPt三個(gè)季度時(shí)間序列的平穩(wěn)性，本文基于ADF方法對以上三個(gè)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，表1給出了所有序列首次平穩(wěn)時(shí)的情況，可以看出LnCt、LnSPt、LnYPt 原序列在1%的顯著性水平上是不平穩(wěn)的，但它們的一階差分值在1%顯著性水平上是平穩(wěn)的，所以可以對D（LnCt）、D（LnSPt）、D（LnYPt）序列進(jìn)行協(xié)整分析。endprint

在對模型的殘差進(jìn)行Ljung-Box統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)后可知?dú)埐罘溪?dú)立同分布的穩(wěn)定性假設(shè)，因此采取1階滯后作為最佳的滯后期進(jìn)行SVAR模型分析，構(gòu)建包含三個(gè)變量的SVAR（1）模型：

AXt = B（L）Xt-1+εt

其中，Xt=（Ct，YPt，St）′，Ct為消費(fèi)支出變量，該指標(biāo)表示居民在一定時(shí)期內(nèi)消費(fèi)支出情況；YPt為收入變量，該指標(biāo)表示居民在一定時(shí)期內(nèi)凈財(cái)富所得；SPt為股票收益變量，該指標(biāo)反映了股市投資者的收益情況。A為3×3維可逆矩陣，B（L）分別為3×3維滯后算子多項(xiàng)式矩陣，εt=（ε1t，ε2t，ε3t）′是相互獨(dú)立的，分別作用于消費(fèi)支出、收入所得、股票收益所得的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，具體可見如下等式。

其中，αij為Xt中第i個(gè)變量對第j個(gè)變量結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的響應(yīng)。ε1t、ε2t、ε3t分別表示來源于消費(fèi)方面、股市方面、收入方面的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，將B約束矩陣設(shè)定為單位矩陣，約束矩陣A中3個(gè)約束條件的含義分別為：

α23 =0表示股票市場收益對于收入水平?jīng)_擊的響應(yīng)為0。主要是由于我國居民收入投入股市的比重不大，相當(dāng)一部分都進(jìn)入了樓市或其他實(shí)體資產(chǎn)，那么股市收益沖擊對居民整體收入水平的沖擊響應(yīng)就較小，故約束為0。

α31 =0表示收入水平對于消費(fèi)水平?jīng)_擊的響應(yīng)為0。消費(fèi)水平的波動效應(yīng)對消費(fèi)者的收入水平不起作用，故約束為0。

α32 =1表示股票市場收益對收入水平?jīng)_擊的響應(yīng)為1。隨著股票市場收益率的提高，股市投資者的財(cái)富也在逐漸累積，相應(yīng)的財(cái)富水平也在上升，約束為1。

據(jù)此，對模型進(jìn)行估計(jì)，并得出Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，如表3所示：

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)方法（Impulse Response Function，IRF）是基于模型當(dāng)中一個(gè)隨機(jī)誤差項(xiàng)發(fā)生變動或者受到某種沖擊時(shí)系統(tǒng)的動態(tài)變動。由于脈沖響應(yīng)函數(shù)中的Cholesky分解結(jié)果非常依賴模型結(jié)構(gòu)中變量的排序，因此本文采用廣義脈沖函數(shù)進(jìn)行分析，從SVAR模型的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果來看：居民家庭收入在第一季度對消費(fèi)水平的影響最為強(qiáng)烈，最大值約為13個(gè)百分點(diǎn)，但是到了第二季度效應(yīng)逐漸減弱，說明我國居民家庭收入對消費(fèi)水平的影響存在短期效應(yīng)，從圖2可以看出消費(fèi)在經(jīng)歷了前一階段的大幅增長之后，在第三季度開始回落，即使收入水平增加，消費(fèi)也不會像之前一樣強(qiáng)勁增長，這也能從我國居民消費(fèi)觀念比較理性得到解釋，到第四季度逐漸趨于平穩(wěn)。另外，從圖3可以看出，從一季度到二季度股市對消費(fèi)的影響都是正向影響，這說明股市市值的上升能明顯地提振消費(fèi)者信心，并且在一定程度上改善消費(fèi)者消費(fèi)能力，從第二季度到第三季度效應(yīng)逐漸減弱，但都是正向影響，到第四季度逐漸趨于平穩(wěn)。相比較收入對消費(fèi)的影響效應(yīng)，股市作用明顯且持續(xù)時(shí)間長，大約比收入長一個(gè)季度左右，但是股市響應(yīng)強(qiáng)度較弱，最高約為035個(gè)百分點(diǎn)。

（四）方差分解

一般來說，脈沖響應(yīng)函數(shù)捕捉的是一個(gè)變量的沖擊對另一個(gè)變量的動態(tài)影響路徑，而方差分解可以將SVAR模型系統(tǒng)內(nèi)某一變量的方差分解到各個(gè)擾動項(xiàng)上，因此方差分解提供了關(guān)于每個(gè)擾動項(xiàng)因素影響SVAR模型內(nèi)各個(gè)變量的相對程度。本文關(guān)于股市財(cái)富效應(yīng)中消費(fèi)支出變化的結(jié)構(gòu)化方差分解結(jié)果如表5所示：

從表5中可以看出，股市沖擊和收入沖擊對居民消費(fèi)的相對貢獻(xiàn)率都是動態(tài)變化的，不考慮消費(fèi)變量自身的貢獻(xiàn)率，在滯后期內(nèi)來源于收入水平的變化對消費(fèi)水平?jīng)_擊的相對貢獻(xiàn)率逐期遞增，最高到516%，貢獻(xiàn)率基本上都在50%以上，期內(nèi)的平均貢獻(xiàn)率大約為51%。股票市場收益對消費(fèi)水平的沖擊相對貢獻(xiàn)率在32%～50%之間，其平均值大約為34%，并且隨著期數(shù)的增加，股市的相對貢獻(xiàn)率是遞減的。消費(fèi)變動方差由自身變動解釋部分基本上都維持在16%以上，基于以上的分析可以得出，相對于股市收益來說人均可支配收入是提振我國居民消費(fèi)水平的主要原因。

（五）模型相關(guān)性分析

對人均可支配收入與人均消費(fèi)支出以及股價(jià)指數(shù)與人均消費(fèi)支出分別做相關(guān)性分析，從表6結(jié)果可知，在人均可支配收入與消費(fèi)支出的相關(guān)性分析中，當(dāng)期相關(guān)系數(shù)最大，但隨著滯后期數(shù)的增加二者之間相關(guān)性逐漸減弱，說明當(dāng)期收入還是對當(dāng)期消費(fèi)的影響效應(yīng)最大，滯后1-3期內(nèi)，相關(guān)系數(shù)逐漸降低，表明收入對消費(fèi)存在一定的滯后效應(yīng)，但不明顯；在股價(jià)指數(shù)與消費(fèi)支出的相關(guān)性分析中，可以看出二者的相關(guān)性極低，當(dāng)期相關(guān)系數(shù)僅僅為1%左右，這也表明我國股市的財(cái)富效應(yīng)不顯著，達(dá)不到拉動消費(fèi)的目的。

四、結(jié)論及對策建議

本文通過對我國股票市場財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析可知，我國股價(jià)指數(shù)與消費(fèi)支出呈現(xiàn)較弱的相關(guān)性，表明在某種程度上股票市場存在一定的財(cái)富效應(yīng)，但并不能夠?qū)μ嵴裣M(fèi)提供有力的支持，甚至在剛開始階段股市還存在負(fù)財(cái)富效應(yīng)，這可能歸因于投資者處在對股市表現(xiàn)的一個(gè)觀察期而未及時(shí)反映到消費(fèi)上，從現(xiàn)階段來看，可支配收入水平仍然是作用于消費(fèi)強(qiáng)度最大的因素，這也符合我國的發(fā)展實(shí)際。近年來，盡管隨著收入水平持續(xù)提高、財(cái)富規(guī)模不斷擴(kuò)大，居民對金融資產(chǎn)的多元化配置也有了更高的要求，但與發(fā)達(dá)國家45%以上的家庭持股比重相比，我國投資到資本市場的居民收入還比較少。因此，現(xiàn)階段期望于股市財(cái)富效應(yīng)來有效拉動消費(fèi)需求從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長是不切實(shí)際，股票市場經(jīng)營模式不成熟、上市公司質(zhì)量參差不齊、利益分配制度不完善、“政策市”等一些我國股市存在的問題導(dǎo)致其不能很好地發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)。

應(yīng)逐步加強(qiáng)我國股票市場制度建設(shè)。一方面監(jiān)管部門加強(qiáng)法律法規(guī)建設(shè)，優(yōu)化投資環(huán)境，建立健全多層次的監(jiān)管制度來提高股票市場抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力。另一方面由于我國股市中90%都是中小投資者，他們又存在較大的邊際消費(fèi)傾向，要切實(shí)維護(hù)好股市投資者尤其是中小投資者的合法利益，改善上市公司分紅制度，增加此類投資者的股市收益，從根本上發(fā)揮股市財(cái)富效應(yīng)進(jìn)而拉動經(jīng)濟(jì)增長。endprint

在股權(quán)分置改革之后，我國股市的財(cái)富效應(yīng)在不斷提高，隨著我國股市規(guī)模的擴(kuò)張，上市公司整體盈利能力的提高以及市場行為的逐漸規(guī)范，我國股市對消費(fèi)需求及經(jīng)濟(jì)增長的影響會越來越大。

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Abstract： This article got cointegration analysis on the wealth effect of Chinas stock market by building Structured Vector Auto-Regression model （SVAR）， and obtained that there had the long-term stable relationship existed in Chinas stock price returns with per capita consumption expenditure.Then the paper use Impulse Response Function and the method of Variance Decomposition for making the analysis of the changes from the stock price index when met the consumption level the influential effect sizeThe result of empirical analysis showed that there had some certain deficiency which consisted in the stock market wealth effect on our country，the promoting function getting through boosting consumption for economic growth was less obviousAs a straightforward variable that the wealth residents have ，income level played a significant role in promoting the consumptionThis also reflected the imperfect development of Chinas stock market which restricted the wealth effect producing the best possible results

Key words： wealth effect； SVAR；impulse response function；variance decomposition

（責(zé)任編輯：陳鴻鵬）endprint