我國(guó)居民不同資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的協(xié)整檢驗(yàn)與比較

1、我國(guó)居民不同資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的協(xié)整檢驗(yàn)與比較本文著眼于居民資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向， 考察當(dāng)前影響我國(guó)居 民消費(fèi)的財(cái)富因素， 對(duì)我國(guó)居民不同性質(zhì)資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行實(shí) 證檢驗(yàn)和比較分析， 特別是比較考察股市和房市對(duì)消費(fèi)的影響差 異，進(jìn)而提出相應(yīng)的建議。理論模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明（一）財(cái)富效應(yīng)理論 財(cái)富效應(yīng)是指在其他條件不變的情況下， 貨幣余額的變化將 會(huì)使消費(fèi)者的消費(fèi)發(fā)生變化， 它是建立在生命周期持久收入假 說(shuō)的基礎(chǔ)上的。 Friedman （ 1957）的持久收入假說(shuō)認(rèn)為，個(gè)人消 費(fèi)不取決于當(dāng)期的收入， 而是由其一生持久收入的預(yù)期決定。 而 Modigliani （ 1963）的生命周期理論認(rèn)為，消費(fèi)者總是在其

2、生命 周期內(nèi)通過(guò)儲(chǔ)蓄和借貸來(lái)平滑消費(fèi)的波動(dòng)， 實(shí)現(xiàn)消費(fèi)路徑的穩(wěn)定 和效用最大化，即消費(fèi)由當(dāng)前可支配收入和擁有的財(cái)富共同決 定。 Hall 與 Flavin （1978、1981）則強(qiáng)調(diào)持久收入預(yù)期對(duì)邊際 消費(fèi)傾向的影響，提出了現(xiàn)代消費(fèi)函數(shù)形式：Ct= b 1 e Yt+（1- e）Yt-1+ b 2Wt其中，YtYt-1分別代表當(dāng)期和上期的收入，B 1>0是短期的 收入的邊際消費(fèi)傾向，Wt是當(dāng)期財(cái)富，B 2>0是長(zhǎng)期的財(cái)富邊際 消費(fèi)傾向， e 在 0 到 1 之間，是收入增量中持久性收入的比重， 表明了收入對(duì)消費(fèi)影響具有短期變動(dòng)和長(zhǎng)期均衡的替代關(guān)系， 即 上式均衡狀態(tài)是e =1/2

3、，當(dāng)期消費(fèi)取決于上下兩期的持久收入 預(yù)期的平均值。在 B1與e不變的情況下，若上期邊際消費(fèi)傾 向 1- e 過(guò)大，屬于過(guò)度消費(fèi)，則本期預(yù)期的 e 值變小，邊際消 費(fèi)傾向隨之變小， 本期則屬于謹(jǐn)慎消費(fèi)， 也就是短期的消費(fèi)傾向 偏離長(zhǎng)期的均衡水平， 在下一期就會(huì)調(diào)整到長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)， 反 之則也成立。（二）計(jì)量模型設(shè)計(jì) 基于長(zhǎng)短期消費(fèi)替代的理論，我們將財(cái)富變量擴(kuò)展為儲(chǔ)蓄、 股票和房產(chǎn)三個(gè)變量。 重點(diǎn)考察這三個(gè)不同財(cái)富變量的變動(dòng)對(duì)消 費(fèi)變量變動(dòng)的長(zhǎng)期均衡影響。 由于各變量值均取對(duì)數(shù)形式不改變 原序列的關(guān)系， 并能使其趨勢(shì)線性化、 消除時(shí)間序列存在的異方 差，所以對(duì)調(diào)整后變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換， 以方便

4、考察某個(gè)變量 變動(dòng)對(duì)另一個(gè)變量變動(dòng)產(chǎn)生影響的彈性關(guān)系， 得到實(shí)證模型的具 體形式：LnSCt=a +B 1LnDlt+ B 2LnSSt+B 3LnSlt+ B 4LnHVt+口 t ,其 中 SCt、DIt 、SSt、SIt 、HVt 分別代表 t 時(shí)期的社會(huì)消費(fèi)品零售 總額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、居民儲(chǔ)蓄余額、股票流通市值 指數(shù)、房地產(chǎn)銷售額。然后，通過(guò)建立短期的ECM誤差修正模型來(lái)考察收入、儲(chǔ)蓄、股票和房產(chǎn)等變量短期變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響， 即： LnSCt= a + BLnDlt+ B 2LnSSt+ALnSlt+ B LnHVt+ B 5ecmt-1，其中表示短期變動(dòng)符號(hào)，ecm是誤差修

5、正項(xiàng)，反映了變量在短期內(nèi)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度以及迅速調(diào)整到長(zhǎng)期均 衡狀態(tài)的速度。（三）數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明 本文以我國(guó)居民 2003-2010 年的季度數(shù)據(jù)為區(qū)間樣本來(lái)進(jìn) 行實(shí)證研究。 為了剔除季度因素的影響， 所有變量都采用 Census X12方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，同時(shí)還將各變量除以居民消費(fèi)價(jià)格指 數(shù)（以 2002 年同期 CPI 為基準(zhǔn)）以剔除通脹因素的影響。其中， 社會(huì)消費(fèi)品零售總額 LnSCt 是由月度數(shù)值加總成當(dāng)季季末數(shù)值 得到；收入變量選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入 LnDIt ，主要是考 慮到股市與房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)主要是通過(guò)城鎮(zhèn)居民來(lái)傳遞； 居民儲(chǔ) 蓄余額 LnSSt 由月度數(shù)值加總成當(dāng)季季

6、末數(shù)值得到； 股票流通市 值指數(shù) LnSIt 作為股票市場(chǎng)的財(cái)富變量， 主要是考慮到真正能對(duì) 消費(fèi)產(chǎn)生影響的是流通市值而非股票總市值；房地產(chǎn)銷售額 LnHVt 是由當(dāng)季房屋銷售價(jià)格指數(shù)乘以商品房銷售面積得到，不 考慮自住房、租賃房和投資房等之間的差別。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家 XX局網(wǎng)站、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站和大智慧軟件，所有過(guò)程均通過(guò) Eviews6.0 軟件來(lái)完成。財(cái)富效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)（一）ADF單位根檢驗(yàn) 時(shí)間序列的分析與檢驗(yàn)必須建立在平穩(wěn)性基礎(chǔ)之上， 所以分 別對(duì)原始數(shù)據(jù)及其一階差分進(jìn)行 ADF單位根檢驗(yàn)。由表1結(jié)果顯 示，各原始數(shù)列均是非平穩(wěn)的一階單整序列I （1），其一階差分在 5%的顯著水平上均是

7、平穩(wěn)的，從而可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。(二) Johansen 協(xié)整檢驗(yàn) 對(duì)于多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)通常采用的是基于模型 回歸系數(shù)的 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)方法。由表 2 可知，在 5%的置信 水平下，跡統(tǒng)計(jì)量與最大特征值統(tǒng)計(jì)量都不能拒絕至少有一個(gè)協(xié) 整關(guān)系的假設(shè)，因此還需進(jìn)一步進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。(三) Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn) 在協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上， 我們還要采取 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái) 確定經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系及影響方向。 原假設(shè)為： 列 向量( LNSC，LNDI，LNSS，LNSI，LNHV)T 不是橫向量( LNSC， LNDI, LNSS LNSI, LNHV的原因

8、，中間的數(shù)據(jù)是這種不可能性 的概率。滯后 1 期的因果檢驗(yàn)結(jié)果如表 3 所示，消費(fèi)分別與儲(chǔ)蓄、 股市互為因果，而消費(fèi)對(duì)房市有單向的影響。(四) 長(zhǎng)期均衡關(guān)系與短期 ECM莫型基于之前的協(xié)整分析和因果檢驗(yàn)， 運(yùn)用多元回歸模型 OLS方 法估計(jì)出的長(zhǎng)期均衡關(guān)系式為：LnSC=0.646*LnDI+0.239*LnHV-0.007*LnSI+T 值( 3.12 ) ( 5.97 ) ( -0.19 )0.203*L nSS+0.085+ 卩( 1.06 ) ( 0.07 )其中，調(diào)整 R2=0.932， DW=1.918， F= 106.85(p=0.00000)。 收入、儲(chǔ)蓄和房市對(duì)消費(fèi)的影響是正

9、向的， 且長(zhǎng)期帶動(dòng)作用分別達(dá)到 0.646%、 0.239%和 0.203%；相反，股市對(duì)消費(fèi)影響是負(fù)方 向的，產(chǎn)生微弱的負(fù)財(cái)富效應(yīng)，即股市流通市值增加1%，相應(yīng)社會(huì)消費(fèi)品零售總額會(huì)減少 0.007%，說(shuō)明股市一定程度上擠占 了居民消費(fèi)。同樣為考察居民資產(chǎn)的短期財(cái)富效應(yīng)，建立滯后 1 期的ECM誤差修正模型，方程如下： LnSC=0.771*ALnDI+0.246* LnHV-0.083* LnSI -T值(3.90 )(6.33 )(-0.96 )0.273* LnSS-0.596*ECM (-1 )+0.022( -0.31 )( -3.30 )( 0.65 )其中，調(diào)整 R2=0.956

10、， DW=2.01， F=131.18(p=0.00000)。 短期內(nèi)，我國(guó)股市和儲(chǔ)蓄的財(cái)富效應(yīng)為負(fù)，邊際消費(fèi)傾向MPC分別為-0.083和-0.273，而收入和房市的短期 MPC則分別為0.771 和 0.246， ECM(-1 )的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明當(dāng)上期短期消費(fèi)偏離長(zhǎng) 期消費(fèi)的均衡狀態(tài)時(shí)， 當(dāng)期將以 0.596 的速度對(duì)前一期的消費(fèi)與 財(cái)富的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回至長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。不同性質(zhì)資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)比較與原因分析(一) 房地產(chǎn)市場(chǎng)正財(cái)富效應(yīng)相對(duì)顯著房市長(zhǎng)期LnHV系數(shù)是0.239，短期 LnHV系數(shù)是0.246， 說(shuō)明我國(guó)房市正財(cái)富效應(yīng)相對(duì)顯著。首先，從影響廣度看，相比 于股票資產(chǎn)，

11、我國(guó)居民更多的是持有實(shí)物資產(chǎn)房地產(chǎn)財(cái)富， 房市 變動(dòng)與老百姓生活息息相關(guān)， 使得房市價(jià)格和財(cái)富值的波動(dòng)對(duì)消 費(fèi)的影響范圍大于股市。其次，從影響深度看，我國(guó)房市更加成 熟，商品化和資本化程度在世界范圍內(nèi)也是相當(dāng)高的， 住房抵押 貸款、房地產(chǎn)投資基金等創(chuàng)新產(chǎn)品發(fā)展迅速， 二手房買(mǎi)賣與房屋 租賃市場(chǎng)如火如荼， 投資房地產(chǎn)的高回報(bào)率和房?jī)r(jià)穩(wěn)定升值的預(yù) 期也使得房市財(cái)富效應(yīng)遠(yuǎn)勝于股市。 最后，從影響的持續(xù)性來(lái)看， 房?jī)r(jià)波動(dòng)幅度相對(duì)較小， 房?jī)r(jià)上升引起財(cái)富增加最后導(dǎo)致消費(fèi)增 加的時(shí)間也會(huì)更長(zhǎng)。（二）股票市場(chǎng)存在微弱的負(fù)財(cái)富效應(yīng)相比房市，股市長(zhǎng)期 LnSI系數(shù)是-0.007，短期 LnSI系數(shù) 是-0.08

12、3 ，說(shuō)明我國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)不但微弱且為負(fù)。 除了影響不 如房市范圍廣、影響深、持續(xù)久外，首先，我國(guó)股市不確定因素 眾多，股價(jià)震蕩波幅過(guò)大， 換手率居高不下， 投機(jī)氣氛極為濃厚， 長(zhǎng)期理性價(jià)值投資者相對(duì)缺乏。 其次， 財(cái)富效應(yīng)微弱在于股市獲 利增加的只是暫時(shí)性收入而非持久性收入， 邊際消費(fèi)傾向不會(huì)因 此而提高，消費(fèi)不隨股市財(cái)富增加而同步增加。最后，政策氛圍 較濃，市場(chǎng)化改革滯后， 股市并非西方“藏富于民”進(jìn)行國(guó)民收 入財(cái)富再分配的場(chǎng)所， 而在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)是國(guó)企融資脫困的“提 款機(jī)”。且融資回報(bào)率偏低，融資與分紅的比例嚴(yán)重不對(duì)稱，股 利分配又以股票股利為主。（三）儲(chǔ)蓄資產(chǎn)長(zhǎng)期正財(cái)富效應(yīng)和短期負(fù)財(cái)富

13、效應(yīng)并存相比房市和股市，儲(chǔ)蓄長(zhǎng)期的 LnSS系數(shù)是0.203，短期的 LnSS系數(shù)是-0.273，說(shuō)明我國(guó)居民儲(chǔ)蓄財(cái)富效應(yīng)長(zhǎng)期為正， 短期為負(fù)。從長(zhǎng)期來(lái)看， 儲(chǔ)蓄資產(chǎn)占到我國(guó)居民財(cái)富的絕大部分， 提取儲(chǔ)蓄用于消費(fèi)受限較少，居民對(duì)持久收入的預(yù)期較為穩(wěn)定， 消費(fèi)隨儲(chǔ)蓄資產(chǎn)增加而水漲船高。從短期看，首先，我國(guó)居民儲(chǔ) 蓄的增量并非很快轉(zhuǎn)化為消費(fèi)和投資， 而是作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄資產(chǎn) 存在。其次，我國(guó)金融和消費(fèi)信貸市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，消費(fèi)需求沒(méi)有被 充分挖掘。由于金融市場(chǎng)可以通過(guò)縮短資產(chǎn)性財(cái)富與消費(fèi)之間的 距離以及促進(jìn)金融資產(chǎn)財(cái)富增長(zhǎng)這兩種途徑來(lái)影響一國(guó)居民最 優(yōu)儲(chǔ)蓄率的大小， 再加上我國(guó)社保福利體系不完善， 居民預(yù)

14、防性 儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)烈， 才造成了我國(guó)相比美國(guó)的高儲(chǔ)蓄、 低消費(fèi)的現(xiàn)象 以及儲(chǔ)蓄資產(chǎn)財(cái)富長(zhǎng)期正效應(yīng)與短期負(fù)效應(yīng)并存的局面。綜上可知， 我國(guó)房市正財(cái)富效應(yīng)相對(duì)顯著， 原因在于房市對(duì) 消費(fèi)影響的廣度、 深度和持久性方面。 因此要控制房?jī)r(jià)在居民可 承受的合理區(qū)間內(nèi)， 防止房?jī)r(jià)震蕩造成對(duì)消費(fèi)的巨大沖擊， 并合 理發(fā)展住房抵押貸款等創(chuàng)新產(chǎn)品， 多建廉租房、 公租屋和經(jīng)濟(jì)適 用房， 發(fā)展二手房市場(chǎng)以滿足低收入群體的住房需求， 并發(fā)揮房 地產(chǎn)對(duì)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)。 其次， 重視并扭轉(zhuǎn) 股票市場(chǎng)的微弱負(fù)財(cái)富效應(yīng)， 提高證券化比率， 包括上市公司數(shù) 占全體企業(yè)數(shù)的比重、 股市總市值占GDP比重、股市投資者數(shù)占 全國(guó)家庭數(shù)的比重， 規(guī)范上市公司信息披露制度， 培養(yǎng)理性價(jià)值 投資者， 解決股市融資與