剖析城鎮居民消費性開支用于股票的現狀論文

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內容摘要:基于改善消費環境和拓寬消費領域的需求,本文從消費函數角度,采用處理非平穩時間序列回歸的協整理論,實證分析了股票市場對我國城鎮居民消費性支出的影響,并用誤差修正模型得到因變量的短期調整,研究表明,股票市場對我國城鎮居民消費性支出的影響存在且顯著,二者存在一個長期的協整關系。

關鍵詞:股票市場；消費性支出；協整分析

隨著經濟發展和經濟體制改革的不斷深入,我國股票市場經歷了從不完善到逐步走向規范的過程。2008年滬深股市總市值23.57萬億元,占GDP比例約為95.4%,流通市值11.67萬億元,與國內居民儲蓄存款總額相當。那么,在金融危機的背景下,如何引導消費拉動內需成為政府調控的重要內容,本文通過實證分析研究股票市場對我國城鎮居民消費性支出的影響。

理論模型

劉建江(2002)提出股票市場財富效應,它通常是指由于股價的趨勢性上漲(或下跌),導致股票持有人財富增長(或減少),進而產生擴大(或減少)消費,擴大(或縮小)短期MPC,促進(或抑制)經濟增長的效應。

凱恩斯的消費理論認為,人們在特定時期消費時與他們在該時期的可支配收入相聯系。弗朗科•莫迪利安與凱恩斯的消費理論不同之處在于,他認為人們會在更長時期計劃他們的生活消費開支,以達到他們在整個生命周期內消費的最佳配置。弗里德曼提出的永久收入理論認為,消費者的消費支出主要不是由他的現期收入決定,而是由他的永久收入決定。LC-PIH模型將持久收入理論對未來預期的強調和生命周期理論對財富和人口統計變量的強調結合起來,并將財富當作總消費的一個重要決定因素論文。

R.霍爾和M.費萊文對股市促進消費需求功能進行了較為全面的綜合,并提出LC-PIH模型,簡化如下:

C=αWR+βθYt+β(1-θ)Yt-10<α,β,θ<1

其中:C為消費,Yt和Yt-1,分別是現期和前期的可支配收入。WR為消費者在某一時刻擁有的資產存量,股票和儲蓄是其重要組成部分。α為財富的邊際消費傾向,β為勞動收入的邊際消費傾向。當股市持續繁榮,WR將變成WR+△WR,而θ也將在原來的基礎上增加△θ,邊際消費傾向增加,共同作用下,消費支出擴大,進而產出擴大,股票市場促進經濟的良好發展。模型如下:

C=α(WR+△WR)+β(θ+△θ)Yt+β(1-θ-△θ)Yt-10<α,β,θ<1

實證分析

(一)數據選取

本文選取1991-2007年的數據作為樣本,由于我國股票市場投資者主要是城鎮居民,所以選用城鎮居民消費性支出(XF),股票市場選用A股和B股流通股市價總值(SZ),本文不選擇A股和B股市價總值,是考慮到非流通股對城鎮居民的消費性支出無實質影響。

(二)實證過程

為了使數據更加平滑,本文采用變量的對數形式建立一元線性回歸模型:LXF=β+β1LSZ,在運用最小二乘法對參數進行估計的過程中,結合Engle&Granger提出的協整理論對模型進行協整分析,以確?；貧w結果的真實性。值得指出的是,以AIC和SC的值達到最小為標準,本文對各序列的分布滯后期進行了反復的試驗,發現均存在高階相關的情況,故采用PP檢驗法作為協整分析的基本方法。

1.序列LSZ的單整檢驗。從變量單位根檢驗的結果(見表1)可看出,對于LSZ的原序列和一階差分序列,t統計量的值均大于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下接受原假設,LS的原序列存在單位根,為非平穩序列。但LSZ在二階差分以后,t統計量的值均小于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下拒絕原假設,LSZ的二階差分序列不存在單位根,為平穩序列。因此,序列LSZ為二階單整序列I(2)。

2.序列LXF的單整檢驗。從變量單位根檢驗的結果(見表2)可看出,對于LI的原序列和一階差分序列,t統計量的值均大于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下接受原假設,LI的原序列和一階差分序列存在單位根,為非平穩序列。但LI在二階差分以后,t統計量的值遠遠小于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%的置信度下拒絕原假設,LI的二階差分序列不存在單位根,為平穩序列。因此,序列LI為二階單整序列I(2)。

3.序列LSZ和XF的協整分析。LS對LI的回歸結果為:

LXF=6.046240+0.280106LSZ

(29.73307)(11.80404)

R2=0.902809F=139.3354

DW=0.913742

從回歸結果可以看出t值很顯著,擬合優度較好。流通市值對城鎮居民消費性支出的彈性為0.280106,即流通市值每增加一個百分點,城鎮居民消費性支出就會增加0.280106個百分點,充分證明長期股市對城鎮居民消費性支出影響顯著。這個結果很有意義,因為國內大部分研究均認為我國股市對消費的作用較小并且不明顯,如駱祚炎(2004),李振明(2001),楊新松(2006)。綜觀他們的研究,筆者認為,可能由于他們的樣本選取有些不足,他們大多用社會商品零售總額反映消費,而真正反映居民消費應是居民的消費性支出。

4.對殘差序列RESID進行PP檢驗。通過殘差序列RESID的PP檢驗結果(見表3)發現,t統計量的值小于顯著性水平為1%的臨界值,這說明可以在99%置信度下拒絕原假設,殘差序列RESID不存在單位根,為平穩序列。

綜上所述,序列LSZ和LXF之間具有協整關系,所以,流通市值與城鎮居民消費性支出之間的相關性長期穩定。

5.誤差修正模型(ECM)。通過協整檢驗后,知道變量存在長期穩定關系,而這種關系是在短期動態調整下得到的,所以在研究長期的同時也應該在一定程度上關注其短期過程。定義協整方程的殘差序列為μt,令誤差修正項ecmt=μt,建立下面的誤差修正模型:

DLNXF=β0+β1DLNSZ+β2DLNSZ(-2)+ECMt-1+ε1,其中DLNXF,DLNSZ分別是LNXF,LNSZ的一階差分形式,DLNSZ(-2)為LNSZ的二階差分形式。通過回歸得出的誤差修正模型是:公務員之家

DLNXF=0.046198+0.037095DLNSZ+0.018332DLNSZ(-2)+0.033403ECMt-1

T=(1.33741)(1.24187)(0.018332)(0.033403)

R2=0.729581

這個誤差修正模型擬合度較高,整體的F值為27.03879,R2也較大。誤差修正項ecmt的系數反映長期均衡的調整力度,從調整系數的估計值0.033403來看,當短期波動偏離長期均衡時,以0.33403的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

結論

實證結果表明,股票市場對我國城鎮居民消費性支出有顯著影響,它們之間存在著一個較強的協整關系,即它們之間有長期穩定趨勢。

基于此,本文認為要充分發揮股市對實體經濟的作用,必須打破只要股票市場財富效應發揮的障礙。文章建議:一是切實保護好投資者利益,完善投資者利益保護制度,使廣大投資者能夠切實感受到股價上漲對其財富持有的影響;二是堅持不斷壯大資本市場直接融資功能的基本方略,樹立資本市場長期快速發展的市場預期,保證股市作用消費發揮乘數效應的長效機制;三是努力創建相對穩定的、繁榮的股票市場,期望以股市刺激消費,必須建立一個有市場聲譽的、較長時間內持續繁榮的、穩定的證券市場,力爭讓投資者形成長期“牛市“的預期,形成股市和宏觀經濟的良性互動循環效應。

參考文獻:

1.劉建江.財富效應、消費函數與經濟增長[J].當代財經,2002(7)

2.駱祚炎.近年來中國股市財富效應的實證分析[J].當代財經,2004(7)

3.李振明.中國股市財富效應的實證分析[J].經濟科學,2001(3)

4.楊新松.基予VAR模型的中國股市財富效應實證研究.上海立信會計學院學報,2006(3)