我国股票市场对居民消费行为影响的实证分析

刘晓蕾

摘要：我国股票市场建立至今已走过了26年的历程。随着股票财富占家庭财富比重的不断上升，股市的发展对居民的日常消费行为也产生了较大的影响。而验证股票市场对居民经济反作用的重要工具就是看股市所得收益对居民消费的影响。文章通过对我国2011～2016年股市市值季度数据的分析，以及平稳性检验和协整检验的验证，得出了当前我国居民的消费支出主要是受可支配收入的影响，但股票市场价值与消费支出之间并不存在长期稳定关系。

关键词：股票市场；居民消费；可支配收入

一、理论模型建立与数据处理

（一）理论模型

生命周期理论是莫迪利安尼在1953年发表的，该理论认为，消费者在一个较长周期的时间长度中来安排的消费和储蓄行为，以最优的方法配置其消费量。每一个家庭在任何一个时间点上所安排的消费和储蓄都力求使得自己在整个一生中所获得的效用是最大化的。

生命周期——永久收入模型被定义为每一个消费者的生命周期是有限的，有规划的消费者会以一种最优的配置方式将总资产在消费和投资之间进行分配，以达到最大效用，所以在消费者行为的经济周期为T的情况下，消费者行为的选择可以通过以下等式表示：

MaxEt■（1+θ）-tu（ct）（1）

wt+1=（1+rt+1）（wt+yt-ct）（2）

其中，第t时期的消费性开支，效用，资产总额，收入，投资回报率和贴现率分别对应方程中的ct、wt、yt、rt、θ。其中我们假设t时期的效用的贴现率为θ，并且是固定值。公式（1）则是消费生活的效用，是不同贴现期效用值的表达式，公式（2）表示的是消费者第t+1期的总资产没有消费的一部分进行投资后其收益加上初始资产。在对该方程进行分析之前，首先要对第t时期消费者的效用函数进行以下假设，即表达式为：

其中ρ表示风险厌恶系数，为方便计算，我们假设风险厌恶系数等于效用贴现率，且投资回报率在不同时间是相同的，即rt=rt+1=r。通过以上的假设条件，综合（1），（2）和（3）公式求解得t时期消费支出表达式为：

（4）

公式（4）表示t期内消费开支是加权资产及收入的總和，且权数相同，因为不能确定消费者的收入水平，在此我们可以利用随机游走消费假说对收入进行假设，即yt=α+ηyt-1，结合（4）式可得出消费者t期内消费开支为：

也就是说，居民t期内的消费支出是居民财富和可支配收入的线性方程，其中α1表示的是财富边际消费倾向，α2表示的是收入边际消费倾向。但居民也可以通过借钱、贷款、抵押等方式提前消费，如果消费者有更多的前期的资产和较高层次的收入水平，再加上对日后经济形式的乐观，消费者可能会增加当前的消费开支，对于当前的消费开支将在未来获得的收入中得到补偿，所以在考虑滞后效应的影响下，消费者支出函数表达式（5）则可以转变为：

其中α0表示自发性消费支出，α1i表示i期滞后的财富边际消费倾向，α2j表示j期滞后的收入边际消费倾向。p期滞后和q期滞后则直接体现了财富和收入对消费者支出的影响效应。居民的资产包括土地、股票、不动产、储蓄等不同形式的财富，通过对相关报告数据的分析，发现不动产价格变动对消费支出的影响较弱，股市资产目前占家庭资产的比重较大，所以本文中消费者所持有的资产总量我们主要用股市中的财富来代替。公式（6）可以用来分析居民的消费支出是否会受到股市财富变动影响，也就是分析股市的直接财富效应。当我们把消费者消费信心这个因素纳入考虑范围时，其同样也会受到股票市场财富和收入的影响，因此消费者信心cx可以表示为以下表达式：

其中β0表示消费者自发性的消费信心，那就是，在没有任何因素对消费者信心产生影响的情况下，β1i和β2j分别表示为i期的财富和j期的税后所得对消费者信心的影响，且影响期数为m期和n期，这就是股市买卖所产生的间接财富效应。

（二）数据来源与处理

本文选取的是我国2011～2016年的相关数据来进行的实证分析。文中居民的日常消费水平是用城镇居民人均消费支出CP来表示的，日常收入水平则是用城镇居民人均可支配收入YP来表示的，总市值SM用于衡量在每个季度结束的时候居民持有的总财富。信心指数CX则是用来表示居民对市场经济的信任程度，由于数据庞大，这里不将数据具体体现。

总体来看，城镇居民人均消费支出从2011年第1季度的3846元上升到了2016年第4季度的6188元，增涨幅度超过60%，主要原因是人均的可支配收入从2011年第1季度的5963元增加到2016年第4季度的8279元，涨幅接近40%，而在这一过程中，消费者信心指数的数值变化不大，基本是在100上下幅度小于10的范围内波动。然而，两市的市场价值量明显增加，从2011年第1季度的207，838.91亿元增加到2016年第4季度的393，401.44亿元，增幅接近90%，甚至在2015年第2季度上涨到471，888.01亿元，增幅翻倍。主要是2011年因为实行新的IPO询价制度使其第1季度两市的流通市值相比较同年其他季度以及2012～2013年是比较乐观的。随后，因为美元的持续贬值对股市的流通市值又有了一定的影响，使2011年第3季度两市的流通市值有所减少，这种现象一直持续到2014年第1季度。从2014年第2季度开始，虽然股指没有达到之前的高点，但两市的流通市值开始逐渐上升直到2016年年末，在这一段时间里股市虽有波动，但变化幅度相对不大。

二、实证检验

本文主要采用了平稳性检验和协整检验两种方式来对时间序列变量进行相关的数据回归分析，其中利用平稳检验来检验时间序列变量是否是平稳的，并用协整检验检验两个非平稳时间序列变量之间是否存在长期稳定关系。

（一）平稳性检验

在检验的过程中可能会出现一种“伪回归”，原因是我们利用了非平稳的时间序列来进行相关的回归分析，即如果直接检查两个不相关的变量是通过使用非平稳时间序列，那么获得一个显著性的测试结果是有可能的。所以，在回归分析之前，我们需要用时间序列变量来检验数据的平稳性，我们使用ADF检验方法对相关数据进行检验，表达式如下：

其中xt表示需要检验的时间序列变量，k表示滞后期最大阶数，t表示时间趋势，则初假设表示：H0：δ=0，备选假设表示：H1：δ≠0。如果初假设成立，说明要检验的时间序列变量是平稳的，反之是非平稳的。非平穩状态下，我们将按以上操作步骤对数据不断的做差分，直到检验结果是平稳的为止，从而我们就可以得出数据为平稳时的阶数。结果如表1所示。

表1结果显示，尽管在5%的显著性水平下CP，CX，YP和SM都不显著，但在5%的显著水平，其一阶差分形式固定，即在5%的水平下CP，CX，YP和SM都是一阶平稳的。

（二）协整检验

如果将非平稳时间序列回归分析应用于其他非平稳时间序列，其结果可能是一种“错误回归”，尽管两个时间序列变量不相关，但是因为同一变化趋势与回归分析所以也能得到显著的结果。检验的意义在于：尽管这两个时间序列是非平稳的，但如果他们是两个同阶平稳的，则这两个变量之间的线性组合也可能存在长期的静态稳定的关系，所以我们在此使用迹统计量来进行相应的检验，检验的结果如表2所示。

由表2可以看出，当前我国居民的消费支出主要是受可支配收入的影响，并且二者之间存在着长期稳定的收入和支出关系，但股票市场价值与消费支出之间的长期稳定关系并不存在，由此说明我国股市对居民消费的影响没有直接的财富效应，股市流通市值与消费者信心之间的关系在表2中也没有间接性的体现，所以我国股市发展对居民消费不存在间接财富效应，同样这种长期稳定关系在消费支出与消费信心指数之间也没有体现。由此说明，信心指数上升，消费支出不会有所变化。

三、实证结果分析

目前我国居民的消费支出主要是受到其可支配收入的影响，股市中的人均财富与消费支出没有直接或间接性的关系，而且股市财富波动也没有对消费者信心产生影响，即消费者信心不受可支配收入的影响。造成这种结果的原因在于：1. 我国居民在股市中很少投资，所以股票收益自然不多，这主要是我国居民保守的消费观念造成的，总是储蓄多于投资。所以即使股市波动幅度再大，对于多数居民来说并没有影响他们的收入，进而更不会影响支出。2. 我国在股市交易方面的建设还不完善，居民对于股市投资还是带有怀疑的态度，所以对于在股市中投资的居民来说，大多只是“剩余投资”，利用闲钱进行投资，没有真正的去研究和分析，没有把买卖股票作为一种投资性业务来进行，因此股票交易市场的波动情况对其消费开支的影响较小，甚至就不存在影响。

参考文献：

[1]刘慧，王聪.我国城镇居民股票资产财富效应影响因素分析[J].金融与经济，2015（01）.

[2]李晓莹，张侠.消费、投资与股票价格关系的实证研究[J].济宁学院学报，2015（05）.

[3]刘轶，马赢.股价波动、可支配收入与城镇居民消费[J].消费需求，2015（02）.

[4]韦博洋，何俊勇.股票市场的财富效应研究[J].中国物价，2016（10）.

[5]杜延军.我国城镇居民资产财富效应的实证分析[J].国民经济管理，2016（04）.

（作者单位：枣庄学院经济与管理学院）