我国居民消费财富效应的实证研究

摘要：基于1998年1月至2007年10月的我国居民消费、股票市场和房地产市场有关数据，运用协整方程、误差修正模型和Granger因果检验方法，对我国居民消费的财富效应进行了实证研究。实证分析表明，我国不存在股票市场的财富效应，通过股票市场刺激消费的政策无效；我国存在房地产市场的财富效应，长期房地产市场与居民消费有协同趋势，短期内房地产市场发展抑制居民消费支出。
　　关键词：股票市场；房地产市场；居民消费；财富效应
　　　
　　一、引言
　　
　　在2000年开始的我国新一轮周期的8年中，经济增长速度逐步攀升，居民消费稳步增长，伴随着近几年股票市场和房地产市场价格的飙升，居民持有的股票资产和房地产资产增长速度很快，并对居民消费行为构成了实质性的影响，因此研究股票市场和房地产市场的财富效应对于制定货币政策有着重要的理论和实践意义。
　　财富效应的提出和研究已超过半个世纪，自上世纪90年代以来，美国等发达国家股票、房地产等资产价格持续膨胀和消费强劲增长，随着各种新的计量技术的出现，国外对资产财富效应的研究已经非常深入，以至于“理解财富效应成为执行货币政策的重要方面”(Gramlich，2002)。财富效应研究的进展主要体现在：一是以面板协整技术为代表的新计量方法的广泛应用；二是对各种资产和不动产的财富效应进行了分类研究；三是进行了财富效应的国别研究；四是从宏观数据扩展到微观数据的实证检验。由于利用不同的数据和不同的理论及实证方法，各学者研究财富效应得出的结论存在很大的差异。J.D.Benjamin(2004)以美国1952年1季度至2001年4季度的数据为样本，估计了美国不动产和金融资产对消费的影响，研究发现，不动产资产增长1美元能使消费增加8美分，而金融资产增加l美元只能使消费增加2美分，不动产的财富效应大于金融资产的财富效应。Ludvigson et al.(1999)通过一个小型的结构向量自回归模型研究发现，在美国股市财富效应作为货币政策传导机制对消费的作用很小。Levin(1998)对Retire-ment History Survey数据的分析发现，住房资产对消费基本上没有影响。
　　国内对于居民消费的财富效应研究较少，不够深入。李振明(2001)通过对我国股市1999年5.19行情带来的财富效应进行分析后认为，股票市场的财富效应低于0.044，居民从股市获得的收益主要用于股市再投资或投机，对消费只具有很小的影响。李学锋、徐晖(2003)对1999年至2002年的股价指数波动和居民消费支出变动进行了分析，发现我国股票市场的财富效应极其微弱。骆祚炎、刘朝晖(2004)对1992年一2002年的数据分析表明，股票市场财富效应对消费的影响占总消费变动的平均比例仅为0.84％。杨新松(2006)通过对1994年-2004年居民消费支出和股票市场流动市值建立的VAR模型进行了研究，得出“股票市值与消费支出微弱负相关”和“在某些时间段只表现为居民消费对股市变化的替代效应”的结论。
　　现有中单独对房地产财富效应的研究很少，近两年有学者对股票市场和房地产市场共同引致的财富效应进行了研究。李玉山、李晓嘉(2006)通过利用1990年-2003年人均居民消费额、人均拥有证券资产价值和人均拥有住房资产价值的年度数据构建了一个ECM模型，发现证券资产财富效应不显著，从短期看住房资产的财富效应为负，从长期看住房资产的财富效应为正。赵晓力、马辉、陈守东(2007)对1991年和1996年至2005年的季度数据研究表明，股票市场和房地产市场都表现出了一定的财富效应，房地产市场的财富效应远大于股票市场的财富效应。魏锋(2007)以2002年2月-2005年5月的月度数据为基础，对股票市场和房地产市场的财富效应进行了研究，结果表明，股票市场是收缩的财富效应，房地产市场是扩张的财富效应。
　　从以上综述看出，我国学者对股票市场和房地产市场的财富效应研究还很不充分，这与我国股票市场和房地产市场发展时间较短，数据匮乏、口径差异较大且样本期较短，难以利用计量经济方法建立模型进行实证检验有很大关系。本文采用股票市场、房地产市场和居民消费的月度数据，通过检验协整关系并建立ECM来研究三者之间的长短期均衡关系。
　　
　　二、财富效应对居民消费影响的实证分析
　　
　　1、变量选取和数据来源。
　　股票市场的财富衡量准确地应以沪深两市的A股流通市值作为代表。这是因为国内居民持有的股票基本上是A股中的流通股，所持有基金的财富也可以通过A股的流通市值间接反映出来，居民不能合法持有非流通股或低成本实现资产转换，包含非流通股市值的股票市场总值无法真实反映出居民持有的股票市场金融资产财富。各种股票指数在一定程度上反映了股票市场的价格变动趋势，其中也包含数量权重的影响，但由于各种指数的上市公司构成不断发生变化，可比性较差，也没有全面反映出股票市场价量的全面变化。但A股流通市值是存量数据，经常表现为2阶单整，与居民消费和体现房地产市场财富的可获得的流量数据常常表现为1阶单整之间不能构成协整关系，因此，这里选取股票市场交易额来衡量股票市场财富。
　　房地产市场的财富准确地应以居民所有的房地产的市场价值来衡量，但基于数据的可获得性，这里以售给个人的商品房销售额来代表(RE)。该变量在1月份没有统计数据，我们用线性回归方法进行了拟和补充。
　　本文用社会消费品零售总额数据代表居民消费性支出水平(HC)。为消除通货膨胀影响，以上所有数据用CPI进行了调整。由于居民消费和房地产销售情况受季节性因素影响较大，本文对这三个变量用X12方法进行了季节调整。为消除异方差影响，对以上数据均取对数。取对数后的居民消费、股票市场财富和房地产财富分别表示为LNHC、LNST、LNRE。
　　以上指标的样本区间为1998年1月至2007年10月的月度数据。所有数据均来源于经济统计数据库。
　　
　　2、单位根和协整检验。
　　首先对以上三个序列用ADF检验进行单位根检验，以检验序列的平稳性。检验结果见表1。实际消费、实际股票市场和实际房地产财富的对数值分别在1％和10％的显著性水平下接受原假设，即均为非平稳变量。三个序列的一阶差分序列在1％的显著性水平下拒绝原假设，可以确定是平稳序列，即这三个序列均是一阶单整，可能存在协整关系。
　　
　　Engle和Granger提出的协整理论表明，虽然某些序列本身是非平稳的，但它们的线性组合却可能是平稳的，这种平稳的线性组合体现了这些变量长期稳定 的均衡关系。本文采用Johansen极大似然法检验实际居民消费、实际股票市场财富和实际房地产财富之间的协整关系。协整检验结果如表2。结果显示，居民实际消费、实际股票市场和实际房地产财富在1％显著性水平下存在1个协整向量。
　　三个序列的正规化协整关系写成误差修正项的形式为：
　　ECM=LnHC+0.0186*LnST-0.4043*LnRE-6.0065
　　S.t.d　(0.027)　(0.0269)　(0.186)
　　对协整方程残差进行单位根检验，发现它已经是平稳序列，验证了协整关系是正确的。协整方程表明，从长期均衡看，股票市场交易量与居民实际消费呈反向变动关系，但影响很微弱，实际居民消费对股票市场交易量的长期弹性约为0.02，股票市场交易量每上升1％，实际居民消费下降约0.02％，股票市场交易对实际居民消费有某种替代作用，存在负财富效应，也就是说，在股票市场出现牛市时，股票价格和交易量上升，居民减少消费，扩大股票市场的投资，反之，居民缩减所持有的股票市场资产，相应增加消费。房地产市场销售额对实际居民消费呈正向变动关系，二者之间存在正财富效应且表现强烈，实际居民消费对商品房销售额的长期弹性约为0.4，售给个人的商品房销售额每增加1％，实际居民消费约增加0.4％，表明在考察样本期内，居民能对所购买房产财富有一个稳定的升值预期，推动了消费的扩张。
　　
　　3、误差修正模型。
　　根据格兰杰定理，具有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型表达形式，其中长期参数反映了变量之间均衡关系偏离长期均衡状态时的调整速度，短期参数反映了变量的短期波动对被解释变量的短期变化的影响。从表3误差修正模型估计结果可以看出，长期均衡对短期均衡偏离的调整系数为0.07，存在一个负反馈机制，说明误差修正项以6.8％的比例对下一个月度的居民消费变化产生影响。股票市场交易量的短期波动对实际居民消费的影响不显著，t值也很低，未能通过显著性检验；商品房销售额与实际居民消费之间存在短期均衡关系，商品房销售额每增长1％，实际居民消费下降1.8％，说明在短期居民购买商品房产生了对其它消费的替代效应，而并未相应产生财富效应促进消费的扩大，这与二者的长期弹性有所不同。
　　
　　
　　4、Granger因果关系检验。
　　Granger因果关系检验是确定一个变量的滞后项是否包含在另一个变量的方程中，如果通过引入一个变量x的滞后项能够提高另一个变量y的被解释程度，则称x是y的格兰杰原因(Granger Cause)。表4列出了不同滞后期的检验结果，表中数值为接受零假设的概率。
　　
　　检验结果表明，在5％的显著性水平下，在滞后10期以内实际居民消费都是实际居民房地产财富的Granger原因，而只有在滞后18-21期，在10％的显著性水平下实际居民房地产财富是实际居民消费的Granger原因(19期、20期、21期的概率分别为0.058、0.088、0.085，表中未列出)。实际居民消费的减少会促进房地产财富的增加，这是由于居民在购买房屋之前的近一年时间里已经作出了投资房地产的决策，相应减少了消费支出。房地产财富的增加在短期内并不能促进居民消费的增长，只有在经过1年半以后，居民形成稳定的房地产财富增长预期以后，认为房地产财富的增加确实提高了所持有的财富总额，居民才会扩大消费水平。但总体上说，房地产财富的增长并不能导致实际居民消费的增加。这可能是由于虽然自1998年以来，我国房地产价格逐步攀升，代表居民持有房地产财富的房地产销售额快速增长，一方面通过兑现和未兑现的财富效应增加了居民消费，另一方面，对于使用房地产信贷的购房者来说减少了当期可支配收入，对于不利用房地产信贷的购房者相应减少了资产财富，这两方面的因素相互作用导致房地产财富的增长对居民消费的影响并不显著。
　　在各个滞后期，实际股票市场财富都不是实际居民消费的Granger原因，而在滞后3期以内，在5％的显著性水平下实际居民消费是实际股票市场财富的Granger原因，滞后5期以后，实际居民消费不是实际股票市场财富的Granger原因。实证结果表明，我国股票市场财富的增加不能促进居民消费的增长，无法通过刺激股票市场的达到促进居民消费的目标。实际居民消费短期内却能够增加股票市场财富。
　　基于实际居民消费、股票市场财富和房地产财富的VAR(3)模型Granger因果关系检验结果表明，只有实际居民消费在1％显著性水平下是房地产财富变动的Granger原因，而三个变量之间的其他关系在10％显著性水平下均不能构成Granger因果关系，表明在现阶段我国并不存在显著的股票市场和房地产市场的财富效应。
　　
　　三、结论
　　
　　1、我国股票市场的财富效应很微弱，长期还存在负财富效应。这与我国居民股票资产占全部金融资产或收入的比重较低有很大关系。长期以来我国股票市场发展并不规范，多次出现大起大落，居民不能形成投资股票收益的稳定预期，居民投资股票更多的目的是投机而不是长期投资获取收益。因此，目前我国股票市场还不具备财富效应，采用刺激股票市场发展进而推动消费的政策措施是不可行的。
　　2、房地产市场的财富效应远大于股票市场，房地产市场长期存在正财富效应，短期存在负财富效应。房地产市场的发展不仅对居民消费有很大影响，而且对投资的影响效应更大，房地产市场的健康发展与否关系到国民的平稳运行。从短期看，房地产市场交易活跃，抑制了居民的其他消费需求；而从长期看，房地产市场与居民消费存在共同的变动趋势，因此，平抑房价，降低居民对房地产市场财富增长的预期，有利于减少居民房地产投资和居民消费支出，有利于减轻通货膨胀的压力。
　　3、在国外对股票市场和房地产市场财富效应的大量研究中，结论差异很大。既有住房资产财富效应比股票资产财富效应大的证据，也有支持住房比消费的财富效应小的观点；既有财富效应的国别差异，也有一国财富效应随时间变化的实证结果。因此，对我国资产财富效应的研究还应在新的计量方法和统计数据方面进一步深入。