26 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究我国股票市场财富效应研究基于消费者信心与广义虚拟经济的视角戴淑庚许俊 ( 厦门大学经济学院福建厦门 ) 摘要 : 本文从消费者信心与广义虚拟经济的视角剖析了股票市场财富效应的成因本文的实证研究表明, 我国股市直接与间接财富效应都较为显

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1 26 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究我国股票市场财富效应研究基于消费者信心与广义虚拟经济的视角戴淑庚许俊 ( 厦门大学经济学院福建厦门 ) 摘要 : 本文从消费者信心与广义虚拟经济的视角剖析了股票市场财富效应的成因本文的实证研究表明, 我国股市直接与间接财富效应都较为显著, 不过, 这一效应只是在长期内均衡稳定, 短期内不显著 ; 在股票市场间接财富效应传导机制中, 消费者信心因素起到关键作用 ; 因此, 在广义虚拟经济时代, 为更好发挥股票市场的消费功能, 需要完善有关政策措施关键词 : 股票市场财富效应 ; 消费者信心 ; 广义虚拟经济中图分类号 :F 文献标识 :A 文章编号 : (2015) Research on the Wealth Effect of Stock Market Based on the Perspective of Consumer Confidence and the Generalized Virtual Economy DAI Shu-geng XU Jun (The Department of Finance, School of Economics, Xiamen University, Fujian Xiamen , China) Abstract:This paper studies the causes of stock market s wealth effects from the perspective of generalized virtual economy. We found that both the direct and indirect wealth effects do exist in the long run, and consumer s confidence play a vital role in the transmission mechanism of the effect. So, In order to realize the consumption function of the stock market, We suggest that our government needs perfect the measures related to stock market in the era of the Generalized virtual economy. Keywords: wealth effect of stock market, consumer confidence, generalized virtual economy 收稿日期 : 基金项目 : 广义虚拟经济研究专项资助项目 [ 项目编号 :GX (Y)] 作者简介 : 戴淑庚 (1966 ), 男, 福建长汀人, 厦门大学经济学院金融系教授, 博士后, 博士生导师, 主要研究方向 : 国际金融和宏观金融管理两岸经济金融合作, 风险投资, 虚拟经济

2 广义虚拟经济研究 2015 年第 6 卷第 1 期 27 一导论 2003 年, 虚拟经济首次出现在党的十六大报告这一纲领性文件中 : 正确处理发展高新技术产业和传统产业资金技术密集型产业和劳动密集型产业虚拟经济和实体经济的关系 [1], 此后, 越来越多的学者开始重视虚拟经济的研究, 林左鸣最早提出了广义虚拟经济的概念, 他认为各种经济形态因跨界而形成交叉, 所以有必要将同时满足人的物质需求和心理需求的经济, 以及只满足人的心理需求经济的总和定义为广义虚拟经济它实质上是一种基于生活价值论的人本经济, 着重考虑人的心理需求和由此反映出来并以社会进程中所生成的信息态为基础的进化及其发展规律 [2] 人类日益增长的精神文化及心理需求催生出更多的广义虚拟经济产业, 如旅游文化体育影视教育产业等, 这些产业的快速发展已经使得它们在宏观经济中有相当重要的地位, 甚至成为一些国家的支柱产业如东南亚和欧洲的一些国家, 旅游产业已经成为其宏观经济的支柱 ; 又如英国提出的创意产业逐渐成为了在传统工业促进经济力度有限的态势下的新经济增长点广义虚拟经济理论从满足心理需求的信息价值出发, 为各种新经济现象做出了更深刻的定义, 更有助于解释经济现象的本质传统意义上的虚拟经济指金融市场, 也可以称之为狭义虚拟经济, 自金融市场诞生之日起, 市场参与者的心理博弈信用交易信心影响资产价格等现象便是金融市场的基本特征, 这说明市场参与者的心理要素对金融市场的作用至关重要因此, 将广义虚拟经济理论重新运用到对金融市场的研究中来, 更加注重对市场参与者的心理要素的考虑, 为金融市场理论的研究提供了一个有意义的视角股票市场是金融产业最重要的一部分, 对股票市场的研究有着重要的理论与现实意义截至 2013 年底, 我国 A 股总市值达万亿元, 约占全年 GDP 的 42% 股票市场规模的迅速扩张, 使得其对宏观经济的影响力度越来越强, 如今股票市场的稳固发展已经成为影响国民经济快速发展和关乎广大投资者消费者利益的关键在此背景下, 股票市场对经济增长的影响成为广大学者的研究焦点, 其中股票市场价格波动对居民消费的影响, 一般称之为股票市场的财富效应, 逐渐成为研究股票市场的重要方向股票市场财富效应根据其传导机制主要包括直接财富效应传导机制和间接财富效应传导机制其中直接财富效应是指由于股票价格的上涨, 使得居民的实际财富增加, 从而促进居民增加消费支出的现象而间接财富效应是指股票价格波动作为经济的晴雨表, 其通过影响居民的心理预期市场信心等, 对居民的消费信心造成影响, 进而影响居民的消费支出股市的财富效应有非对称性时滞性不确定性和替代性等特征, 并受股票市场规模居民财富结构股票市场效率等方面的影响在股票市场间接财富效应传导机制中, 消费者信心成为关键的中间因素, 因此结合广义虚拟经济的视角并基于消费者信心研究我国股票市场财富效应的作用程度长期和短期效应具有理论和现实意义二广义虚拟经济视角下的股市财富效应广义虚拟经济理论注重人的心理因素在虚拟价值中的作用, 而从 20 世纪年代开始发展起来的行为金融学正是结合心理学行为学社会学等理论对各种金融现象做出研究并形成了相对完善的理论体系, 这与广义虚拟经济理论的研究侧重点相一致因此我们结合行为金融学的相关理论, 从广义虚拟经济的视角出发, 对股票市场财富效应进行解释理性经济人假设是传统经济学的经典假设, 认为经济人具备无限理性, 总是能够做出正确的判断和合理的预期然而, 由于人的理性和认识能力都是有限的, 这种经典假设本身并不符合实际基于人类理性的有限性, 赫伯特西蒙 (Herbert Simon,1955) 提出了有界理性 (Bounded

3 28 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究 Rationality) 的观点, 认为人们在经济决策中, 由于理性的有限性, 最终的经济行为往往存在主观性偏差 [3] ( 一 ) 信念人们的决策通常是以自身的信念为基础的, 居民根据股票市场的状况并基于自己的信念进行投资和消费决策 1. 过度自信与过度乐观过度自信是指人们过高地估计自己对事件判断准确性的现象过度自信可能会导致人们相信自己能够控制预测偶然性事件, 忽视某些显而易见的市场信号过度自信会影响居民在股票市场中的决策, 投资者相信自己能够预测股票价格的短期走势, 然后据此进行频繁的交易, 而这样的后果往往是最终造成自己的利益受损过度乐观指人们往往预期自己会拥有更美好的前景在股票市场, 当股票价格上涨时居民根据经验性法则, 对市场传递出的信号做出过度自信的判断, 进而做出过度乐观的预期基于这样的判断, 居民很可能做出增加消费支出的决策 2. 财富幻觉预期收入是决定居民消费决策的一个非常重要的影响因素当居民持有的股票价格上涨时, 其拥有的财富总量也将增加, 但是居民必须将股票卖出才能获得实际的财富增加, 而居民往往会选择继续持有股票以期有更高的升值空间另外, 由于人们对于通过膨胀的反应并不敏感, 而现代经济中普遍存在较温和的通货膨胀, 股票价格的波动往往包含通货膨胀率的影响, 因此通货膨胀会造成居民持有的股票名义价值升高以上两方面的共同作用, 从而构成了居民对股票价格上涨的财富幻觉, 而基于财富幻觉, 居民会选择增加消费支出 ( 二 ) 厌恶损失厌恶损失是指人们在失去某一物品时感受到的效益损失量大于获得同样物品时感受到的效益增加量在股票市场中, 居民大部分会表现出明显的厌恶损失, 股票价格上涨和下跌同样的幅度, 居民对于股票价格上涨带来的满意程度明显低于股票价格下跌造成损失所带来的沮丧程度在这种心理偏好的影响下, 作为消费者, 股票持有者在进行消费决策时, 对股票价格上涨和下跌的反映程度会明显不同, 因此股票价格上涨带来的正财富效应会明显小于股价下跌带来的负财富效应, 股票价格波动的财富效应表现出明显的不一致性 ( 三 ) 羊群效应人类社会中存在这样一个现象, 经常互相交流的人群思维会非常相似, 无论在进行消费决策还是政治选举投票决策时, 人们的决策往往趋于一致, 这种现象被称为羊群效应羊群效应表现在股票市场上, 是投资者的投资策略趋于一致当股市走强时, 投资者往往会同时选择增加投资的策略, 这将进一步推动股票价格上涨 ; 若股市低迷, 投资者对股市行情一致不看好, 从而撤出在股票市场的投资, 这将使得股价进一步下挫由于羊群效应的存在, 大部分居民的投资和消费决策趋于一致在股市行情高涨时期, 投资者财富普遍会趋于增加, 因而会选择增加消费支出 ; 在股市行情低迷时期, 投资者财富普遍会趋于降低, 因而会选择缩减消费支出三我国股市财富效应实证研究 ( 一 ) 模型构建本文对我国股市财富效应的实证研究建立在生命周期持久收入假说 (LC-PIH) 模型基础之上, 经过推导最后得到简化的消费函数式 : C = t β 1Y + t β2at (1) 我们在此简化消费函数基础之上进行推导得出我们最后用于实证分析的模型 1. 直接财富效应与间接财富效应以往的实证研究基本都是对股市财富效应的直接效应进行分析, 但是随着我国居民对经济形势信息辨别能力的增强, 通过居民的心理因素传导的股票市场间接财富效应的作用不容忽视, 在股票市场间接财富效应传导中, 消费者信心是关

4 广义虚拟经济研究 2015 年第 6 卷第 1 期 29 键的传导因素 ; 因此基于消费者信心的视角, 同时结合广义虚拟经济之强调心理需求的视角, 一并分析我国股票市场的直接和间接财富效应具有理论与现实意义为此, 本文尝试将信心变量作为股市财富间接效应传导过程的中间变量引入财富效应实证模型, 同时对直接效应和间接效应进行分析并进行比较 2. 消费者信心指数 (Consumer Confidence Index,CCI) 消费者信心指数是用来反映消费者信心强弱的一个标准化的主观性指标, 它可以综合反映居民对于目前宏观经济形势的判断经济前景当期收入水平预期收入水平股票市场行情以及消费者心理状态等消费者信心指数的计算过程是 : 首先对所有构成消费者信心指数的二级指标进行标准化处理, 再进行加权平均, 最终得到标准化的消费者信心指数该指数在股票市场财富效应传导过程中起到重要作用, 是股票市场财富效应传导机制的一个重要中间变量这可以从以下几位学者的研究结果即可得到印证如朱文晖 (2004) 通过对欧洲主要国家的股价波动和与消费者信心之间的数据相关性检验, 结果发现其相关系数在 0.13 至 0.29 之间, 这说明股票价格波动是影响消费者信心变化的一个主要因素 [4] D. 埃西莫格鲁与 A. 斯科特 (D. Acemoglu, A. Scott, 1994) 根据实证研究发现消费者信心指数是影响居民未来消费支出增长的主要指标 [5] 杨茂 (2006) 通过实证研究发现我国消费者信心指数对于北京天津等地的消费需求预测作用显著 [6] 3. 模型确定根据以上的分析, 我们将消费者信心指数作为消费者信心的代理变量引入模型, 并且假设居民所持有的股票财富之外的其他财富保持不变, 由于各变量都是时间序列数据, 我们对其进行自然对数变换以消除异方差影响, 最终得到一个适合本文进行计量分析的股票市场财富效应研究模型 : = а + β + β CCI + β3 ln A + ε (2) ln C 1lnY 2ln 式中 InC InY InCCI 和 InA 分别代表消费 C 收入 Y 消费者信心指数 CCI 和股票财富 A 的对数 β 1 β 2 β 3 代表相应变量对消费支出的弹性系数, 也即边际消费倾向 (MPC) 由于假定其他因素保持不变, 模型中没有出现其他变量在这个模型的基础之上, 本文运用 VAR 模型与 VEC 模型对股票市场财富效应中各变量的长期作用与短期作用进行实证分析 ( 二 ) 间接财富效应与直接财富效应实证分析 1. 变量选取本文的实证分析主要考察股票价格消费者信心居民收入与居民消费支出之间的关系, 基于我国市场的具体情况, 这里对变量进行选取并做出解释 : 选取城镇居民人均消费支出 (CONS) 和城镇居民人均可支配收入 (DPI) 表示消费支出和居民收入, 这是考虑到我国股票市场参与者绝大多数都是城镇居民 ; 选取消费者信心指数 (CCI) 作为消费者信心的代理变量 ; 选取上证综合指数期末收盘价 (SP) 作为股票价格的表征变量实证分析使用 Eviews6.0 软件 2. 数据来源及季节调整本文选取 2002 第 1 季度至 2013 年第 4 季度的季度数据进行实证分析数据来源为 CEIC 中国经济数据库, 其中消费者信心指数 (CCI) 为每一季度中各月度数据进行算数平均得到, 上证综合指数 (SP) 选取每季度末最后一天的收盘价而得到由于我们选取季度数据进行实证分析, 某些变量可能存在季节性变化趋势, 在进行实证分析之前需要对存在季节性变化趋势的变量进行季节调整变量是否存在季节性变化可以结合其趋势图来判断, 各变量的趋势图如图 1 至图 4 从各变量的趋势图可以看出, 城镇居民人均消费支出 (CONS) 和城镇居民人均可支配收入 (DPI) 具有明显的季节性变化趋势, 消费者信心指数 (CCI) 和上证综合指数 (SP) 没有季节性变化趋势因此, 需要对城镇居民人均消费支出 (CONS) 和城镇居民人均可支配收入 (DPI) 进行季节调整, 本文采用 X-11 法对这两个变量进行季节调整, 调整之后的趋势图如图 5 和图 6 由趋势图可以看出, 季节调整后城镇居民人均消费支出和城镇居民人均可支配收入已不存

5 30 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究 CONS 图 1 城镇居民人均消费支出趋势图 SP 7000 图 4 上海证券交易所综合指数趋势图 DPI 图 2 城镇居民人均可支配收入趋势图 CONSSA 图 5 季节调整后城镇居民人均消费支出 (CONSSA ) 趋势图 CCI 图 3 消费者信心指数趋势图在季节性趋势同时, 为消除异方差影响, 我们对各变量取自然对数, 并分别用 LNCONS LNDPI LNCCI 和 LNSP 表示 DPISA 图 6 季节调整后城镇居民人均可支配收入 (DPISA) 趋势图

6 广义虚拟经济研究 2015 年第 6 卷第 1 期 31 此外, 观察各个变量的趋势图可以发现 : 城镇居民人均消费性支出与城镇居民可支配收入有一个较为稳定的增长趋势 ; 而消费者信心指数与股票价格的波动幅度较大, 且波动趋势没有规律性, 这也是股票市场财富效应具有不确定性的一个重要原因 3. 单位根检验为检验各时间序列的平稳性, 避免伪回归, 进行单位根检验本文采用 ADF(Augmented Dickey- Fuller) 检验方法对各变量进行平稳性检验检验结果见表 1 由表 1 的结果可知,LNCONS LNDPI LNCCI 和 LNSP 和原序列的 ADF 统计量大于 1% 显著性水平下的临界值, 无法拒绝原假设, 时间序列含有单位根, 是非平稳序列 ; 其一阶差分序列 DLNCONS DLNDPI DLNCCI 和 DLNSP 序列的 ADF 统计量小于 1% 显著性水平下的临界值, 拒绝原假设, 所有时间序列都不含单位根, 是平稳序列各变量原序列都是非平稳序列, 其一阶差分序列为平稳序列, 所以原序列为一阶单整序列, 服从 I(1) 过程, 它们之间可能存在协整关系 4. 协整检验与协整方程由 ADF 单位根检验结果可知, 各自变量都是一阶单整时间序列, 它们之间可能存在长期稳定的均衡关系, 我们通过协整检验来加以验证协整检验的思想是考察自变量和因变量之间的协整关系, 即因变量是否能够被自变量的线性组合所解释本文采用 Johansen 协整检验 Johansen 协整检验是基于回归系数的协整检验方法, 其以 VAR 模型为基础, 是一种进行多变量协整检验的较好方法传统的 VAR 理论要求模型中每一个变量必须是平稳的, 非平稳时间序列必须经过差分得到平稳序列后才能建立 VAR 模型, 不过随着协整理论的发展, 对于非平稳时间序列, 只要各变量之间存在协整关系, 也可以在原序列基础上直接建立 VAR 模型本文选取变量都是一阶单整序列, 首先确定 VAR 结构,LNCONS 为因变量,LNDPI LNCCI 和 LNSP 为自变量首先需要判断模型的滞后阶数, 一般根据 AIC 和 SC 准则来判断, 它们的值同时取最小时为最优滞后阶数, 当它们不同时取最小时, 可根据 LR 检验进行取舍由表 2 可以发现,AIC 和 SC 准则下的最小值出现在不同滞后阶数, 因此我们需要结合 LR 检验以及其他准则进行判断, 最优滞后阶数应选 4 根据滞后阶数的选取, 可以比较直观地认识股票市场财富效应的滞后性特征在确定最优滞后阶数之后, 进行 Johansen 协整检验, 检验结果见表 3 和表 4 从表 3 和表 4 的结果可以发现, 迹检验和最大特征值检验的结果一致, 都表明在 5% 显著性水平下各变量之间存在一个协整关系即城镇居民人均消费 (LNCONS) 和城镇居民人均可支配收入 (LNDPI) 消费者信心指数 (LNCCI) 上证综合指数 (LNSP) 存在一个长期稳定的均衡关系, 它们具有共同的随机趋势标准化的协整方程系数见表 5 表 1 ADF 单位根检验结果变量检验类型 ADF 统计量 1% 临界值 5% 临界值 10% 临界值 P 值检验结果 LNCONS (C,T,1) 不平稳 LNDPI (C,T,0) 不平稳 LNCCI (C,0,4) 不平稳 LNSP (C,0,1) 不平稳 DLNCONS (C,T,1) 平稳 DLNDPI (C,T,0) 平稳 DLNCCI (C,0,4) 平稳 DLNSP (C,0,1) 平稳注 :(1)D 表示变量的一阶差分形式 ;(2)(C,T,n) 分别表示单位根检验中的截距项时间趋势项和滞后阶数, 其中 C T 可通过观察变量的线性图进行选择, 滞后阶数 n 根据 AIC 和 SC 准则进行选择

7 32 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究表 2 VAR 模型滞后期选择结果 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA 3.31e e * * e e * 1.20e-12* * 注 :* 表示在 5% 置信水平下基于 LR 准则 FPE 准则 AIC 准则 SC 准则和 HQ 准则应选取的最优滞后阶数表 3 四变量 Johansen 协整关系检验结果 ( 迹统计量 ) 原假设特征值迹统计量 5% 临界值 P 值 None * At most At most At most 注 :* 表示在 5% 显著性水平下可以拒绝原假设, 迹检验结果表明在 5% 显著性水平下存在一个协整关系表 4 四变量 Johansen 协整关系检验结果 ( 最大特征值 ) 原假设特征值统计量 5% 临界值 P 值 None * At most At most At most 注 :* 表示在 5% 显著性水平下可以拒绝原假设, 最大特征值检验结果表明在 5% 显著性水平下存在一个协整关系表 5 标准化协整方程检验结果 1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) LNCONS LNDPI LNCCI LNSP ( ) [ ] ( ) [ ] ( ) [ ] 注 :() 括号中数字为标准差 ;[ ] 中数字为 t 值根据表 5 的结果, 可以得到协整方程 : LNCONS= LNDPI LNCCI LNSP ( ) ( ) ( ) [ ] [ ] [ ] 由协整方程的检验结果可以看出, 自变量城镇居民人均可支配收入 (LNDPI) 消费者信心指数 (LNCCI) 上证综合指数 (LNSP) 对城镇居民人均消费支出 (LNCONS) 均具有显著的正向的影响其中, 城镇居民人均可支配收入 (LNDPI) 与城镇居民人均消费支出 (LNCONS) 的相关系数为 , 这说明居民的消费变动最大的影响因素仍然是居民的收入 ; 消费者信心指数 (LNCCI) 与城镇居民人均消费支出 (LNCONS) 的相关系数为 , 这说明消费者信心与消费者行为决策之间有着显著的正向关系 ; 上证综合指数 (LNSP) 与城镇居民人均消费支出 (LNCONS) 的相关系数为 , 这表明我国股票价格与消费支出之间存在正相关关系, 并且相关系数大于以往的相关实证研究结果, 其可能的原因是 : 一方面近几年我国股票市场不断发展, 股票市场效率不断提高, 从而财富效应的传导过程更加有效 ; 另一方面, 我国居民的市场经济意识不断增强, 对股票价格波动所传递的市场信息的认知和判断更加迅速, 从而促进了股市财富效应的发挥三个自变量的协整方程检验结果都与本文之前的理论描述相一致协整方程的结果表示各变量之间存在一个长期均衡的关系在确定了各变量之间的协整关系之后, 需要进一步对协整关系的正确性和 VAR 模型的稳定性进行检验, 这里采用 AR 根的图表验证法进行验证 AR 根检验要求 AR 特征方程的所有特征根的倒数的绝对值小于 1, 即所有值都落在单位园内,VAR 模型才稳定, 否则 VAR 模型存在不稳定性, 其某些结果可能是无效的, 如脉冲响应函数的标准误差等 AR 根检验结果见表 6

8 广义虚拟经济研究 2015 年第 6 卷第 1 期 33 表 6 AR 根检验结果 Root Modulus i i i i i i i i i i i i i i 由表 6 的结果可以看出, 没有根的模大于 1, 所以 VAR 模型满足稳定性条件, 变量之间的协整关系具有正确性 AR 根检验结果可以从单位根分布图上更直观的看出, 见图 7 变量之间的因果关系进行检验 Granger 因果检验的做法是检验一个变量的滞后值是否能够代入到其他变量的解释方程中, 并判断这个滞后值是否使得方程的解释程度提高如果可以确定一个变量受到其他变量滞后值的影响, 那么说明他们之间存在 Granger 因果关系下面检验城镇居民人均消费支出 (LNCONS) 与城镇居民人均可支配收入 (LNDPI) 消费者信心指数 (LNCCI) 上证综合指数 (LNSP) 之间是否存在 Granger 因果关系, 其结果见表 7 表 7 四个变量 Granger 因果检验的结果原假设 F 统计量 P 值 LNDPI 不是 LNCONS 的 Granger 原因 LNCONS 不是 LNDPI 的 Granger 原因 LNCCI 不是 LNCONS 的 Granger 原因 LNCONS 不是 LNCCI 的 Granger 原因 LNSP 不是 LNCONS 的 Granger 原因 LNCONS 不是 LNSP 的 Granger 原因 LNCCI 不是 LNDPI 的 Granger 原因 LNDPI 不是 LNCCI 的 Granger 原因 LNSP 不是 LNDPI 的 Granger 原因 LNDPI 不是 LNSP 的 Granger 原因 LNSP 不是 LNCCI 的 Granger 原因 LNCCI 不是 LNSP 的 Granger 原因图 7 单位根分布图 5.Granger 因果检验由 Johansen 协整检验发现各变量之间存在长期均衡的关系, 而且变量显著相关, 但是还不能得出各变量之间的因果关系, 协整关系只能说明变量之间存在因果关系, 但是无法据此判断哪个变量是因哪个变量是果在此, 我们采用 Granger 提出的 Granger 因果检验 (Granger causality tests) 对各从表 7 的结果可以看到 : 在显著性水平为 1% 的情况下, 可以拒绝 LNDPI 不是 LNCONS 的 Granger 原因的原假设, 因此可以认为人均可支配收入是人均消费支出的显著 Granger 原因 ; 而消费者信心指数与人均消费支出之间的 Granger 因果关系并不明显, 这可能是因为股市财富效应通过消费者信心传导过程有较长的滞后期且影响因素较复杂造成的, 但是我们注意到, 接受原假设 LNCCI 不是 LNCONS 的 Granger 原因而不犯错的概率仅为 , 这说明在现实中两者之间可能存在一定的关系 ; 在 11% 的显著性水平下, 可以拒绝 LNSP 不是 LNCONS 的 Granger 原因的原假设, 因此也可以认为上证综合指数是人均消费支出的 Granger 原因另外, 在显著性水平为 5% 的情况下,

9 34 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究人均可支配收入和上证综合指数是消费者信心指数的 Granger 原因, 而人均可支配收入和上证综合指数之间的 Granger 因果关系不明显根据 Granger 因果检验的结果, 可以认为收入和股票价格会引起消费者信心指数的变化, 这一结果证明了消费者信心在股票市场财富效应传导中起到作用另外, 消费者信心指数与居民消费支出之间的 Granger 因果不明显的原因主要可能存在在以下四个方面 : 一是, 从消费者信心指数编制来看, 消费者信心指数是一个偏宏观的变量, 且其二级指标较多, 所以把它应用到消费函数中来表征股票市场的间接财富效应可能会造成一定偏差二是, 通过消费者信心传导的间接财富效应起作用的滞后期较长三是, 从我国居民处置财富的习惯来看, 居民往往更加偏重储蓄和投资, 基于此, 即使消费信心指数较高时, 居民根据较好的经济形势判断进而将财富用于再投资或者储蓄, 这种情况下, 居民的消费意愿可能会受到我国文化传统习惯的抑制四是, 我国近年来居民消费信心指数偏低并且波动较大 6. 向量误差修正模型 (VEC) 分析协整检验的结果表明 LNCONS 与 LNDPI LNCCI LNSP 之间存在着一个长期均衡的关系, 这种均衡关系是由各变量之间在短期内经过动态调整而最终达到的各个变量之间在短期内并不均衡, 通过误差修正项的调整, 使偏离的趋势回归到长期协整的趋势上来通过向量误差修正模型可以考察各变量短期内的变化趋势, 并可以考察各变量之间的短期 Granger 因果关系由于 VEC 模型可以看做是包含协整约束的 VAR 模型, 所以可以根据无约束 VAR 模型的滞后阶数来确定 VEC 模型的滞后阶数, 进而构建股市财富效应的 VEC 模型分析 VEC 模型分析结果见表 8 结合表 8 中向量误差修正模型结果, 分析其经济学意义 : 从城镇居民人均可支配收入对城镇居民人均消费支出的影响来看,D(LNDPI(-1)) D(LNDPI(-2)) 和 D(LNDPI(-3)) 的系数符号都为正, 并且滞后一期和滞后两期的影响较小并且不稳定, 滞后三期的影响较大, 这说明收入对消费支出的影响在短期内也存较明显的影响, 但是这个影响并不稳定, 居民在短期内根据收入变化进行消费决策的过程可能存在一个观望和确定变化趋势的过程 ; 从消费者信心指数对城镇居民消费性支出的影响来看,D(LNCCI(-1)) 和 D(LNCCI(-3)) 的系数符号为正, 而 D(LNCCI(-2)) 的系数符号为负, 这表明消费者信心对居民的消费支出影响在短期内也不稳定, 且有可能会出现抑制消费的作用 ; 从上证综指对城镇居民消费性支出的影响来看, D(LNSP(-1)) 和 D(LNSP(-3)) 的系数符号为正, 而 D(LNSP(-2)) 的系数符号为负, 并且各期的系数的绝对值都较小, 这表明股票价格在短期内对居民消费支出的影响较微弱, 并且可能会出现抑制消 ECM D(LNCONS) 表 8 LNCONS 与 LNDPI LNCCI LNSP 的 VECM 方程自变量 D(LNDPI(-1)) D(LNCCI(-1)) D(LNSP(-1)) ( ) ( ) ( ) [ ] [ ] [ ] D(LNDPI(-2)) D(LNCCI(-2)) D(LNSP(-2)) ( ) ( ) ( ) [ ] [ ] [ ] D(LNDPI(-3)) D(LNCCI(-3)) D(LNSP(-3)) ( ) ( ) ( ) [ ] [ ] [ ] 注释 : 检验结果 :R2= ;F= ;AIC= ;SC= ;() 括号里的数字表示标准差 ;[] 括号里的数字表示 t 统计量 EC ( ) [ ]

10 广义虚拟经济研究 2015 年第 6 卷第 1 期 35 费的现象误差修正项 EC 的系数为负, 且绝对值较大, 这表明在短期内各变量之间的经济关系偏离长期均衡时, 会存在一个反向的误差修正项对模型进行修正, 使各变量恢复到长期均衡上来, 误差修正项绝对值较大表明这个反向修正的力度比较强此外, 观察各个变量各个滞后期的 t 值发现,t 值都较小, 这也说明了各个变量在短期内不存在一个显著的均衡关系结合 VEC 模型可以进一步检验模型中各变量之间的短期 Granger 因果关系, 基于 VEC 模型的 Granger 因果检验结果如表 9 表 9 基于 VEC 模型的短期 Granger 因果检验结果自变量因变量 Chi-sq 自由度 P 值 D(LNDPI) * D(LNCONS) D(LNCCI) * 脉冲响应函数反应的是给自变量一个单位的正向冲击, 整个系统对其做出的反应, 通过对脉冲响应函数的分析可以得到自变量的冲击对因变量影响的路径变化图 8 图 9 和图 10 分别为 LNDPI LNCCI 和 LNSP 对 LNCONS 的脉冲响应函数曲线从图 8 的结果可以看出, 给收入一个单位的正向冲击后, 居民的消费需求会有一个较为明显的正向反应, 在较短的滞后期期间, 消费需求反应有上下波动的趋势, 在较长滞后期内, 消费需求反应有趋于稳定的趋势, 并且在长期内一直保持较为明显的正向反应, 这表明收入的变化会对居民的消费需求有一个持久的长期影响从图 9 的结果可知, 给消费者信心指数一个单位的正向冲击后, 在临近的几个滞后期内, 消费支出的影响先负, 再变为正, 然后又变负, 最后变为正并在长期逐渐趋于一个稳定的 D(LNSP) D(LNCONS) D(LNDPI) D(LNCCI) * D(LNSP) * D(LNCONS) D(LNCCI) D(LNDPI) D(LNSP) D(LNCONS) D(LNSP) D(LNDPI) D(LNCCI) * 注 :* 表明在 5% 置信水平下拒绝原假设图 8 LNCONS 对 LNDPI 的脉冲响应曲线从表 9 的结果可知, 在 5% 的置信水平下, 居民消费支出是收入和消费者信心指数的短期格兰杰原因 ; 居民可支配收入是消费者信心指数和股价波动的短期格兰杰原因 ; 股价波动是消费者信心指数的格兰杰原因由短期 Granger 因果检验的结果可以发现, 居民可支配收入和股票价格波动都是消费者信心指数的 Granger 原因, 这说明从短期来说, 消费者信心在短期内也会对股票市场财富效应的传导起到作用 7. 脉冲响应函数与方差分解分析 (1) 脉冲响应函数分析图 9 LNCONS 对 LNCCI 的脉冲响应曲线

11 36 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究影响, 这表明, 居民的消费支出在较短的滞后期内对消费者信心的反应并不稳定, 会出现一个正负向的来回波动, 在较长期限内消费者信心变化会对居民的消费需求有一个相对明显的正向影响从图 10 的结果可知, 给股价一个单位的正向冲击后, 居民的消费需求会有一个相对较为明显的正向反应, 在较短的之后期内, 这个影响会出现大小上的波动, 并在较长期限内缓慢下降, 最终趋于微弱 (2) 方差分解分析脉冲响应函数分析可以得到各个自变量对居民消费支出的影响传递程度, 而各自变量对居民消费支出的影响重要程度可以通过方差分解得图 10 LNCONS 对 LNSP 的脉冲响应曲线图 11 Variance Decomposition of LNCONS L N C O N S L N D P I L N C C I L N S P 居民消费支出的方差分解图到, 居民消费支出的方差分解图见图 11 从图 11 可知, 居民收入消费者信心指数和股价波动对居民消费支出的影响短期内较小, 但是在前四期都处在一个逐渐增强的过程, 第四期之后开始趋于稳定, 居民收入的贡献度在 15% 左右, 消费者信心指数的贡献度在 5% 左右, 而股价的贡献度在 13% 左右综合脉冲响应函数与方差分解的结果, 可以看出无论是居民收入和消费者信心指数还是股票价格, 对于居民消费支出的影响都有较长的一个滞后期, 在短期内对居民消费支出的影响力度有限, 在滞后 4 至 6 期之后逐渐趋于稳定, 并都保持一个较明显的影响在长期来看, 居民收入对居民消费支出有较高的贡献程度, 影响显著且持久, 而股票价格和消费者信心指数对居民消费支出的共享程度相对收入来说比较弱 ( 三 ) 实证结论从实证分析结果来看, 城镇居民人均可支配收入消费者信心指数上证综合指数均与城镇居民人均消费性支出具有显著的正相关性, 这基本符合本文的理论分析具体地, 我们通过对四个变量的协整检验得到了变量之间长期均衡的关系 : LNCONS= LNDPI LNCCI LNSP 其中,LNDPI 的系数之经济意义是消费支出对收入的弹性, 其值表示收入每增加一个百分点, 消费支出会增加个百分点 ;LNCCI 的系数之经济意义是消费支出对消费者信心指数的弹性, 其值表示消费者信心指数每上升一个百分点, 消费支出会增加个百分点, 这说明股票市场间接财富效应相当显著 ;LNSP 的系数之经济意义是消费支出对股价的弹性, 其值表示股价每增加一个百分点, 消费支出会增加个百分点, 这一结果大于以往学者的研究, 直接财富效应表现得相对较为显著结合 Granger 因果检验的分析结果, 我们认为, 收入仍然是消费的最重要的影响因素, 而股价波动对消费支出的影响相对较强, 另外自变量之间也存在一定的 Granger 因果关系消费者信心指数与人均消费支出之间存在显著的正相关性, 同时股价波动也是造成消费者信

12 广义虚拟经济研究 2015 年第 6 卷第 1 期 37 心指数变动的原因, 因此, 我们认为消费者信心在股市财富效应传导机制中起到关键作用, 这与本文的理论描述相一致但是, 在 Granger 因果检验中消费者信心指数与人均消费支出的因果关系并不明显, 我们分析其原因, 认为这可能是由于消费者信心指数作为预测经济走势和消费趋向的先行指标, 其对居民实际消费支出产生影响具有一个较长的滞后期另外, 消费者信心指数越高, 表示居民潜在的边际消费倾向越高, 这在一定程度上影响股市财富效应的高低近几年, 我国消费者信心指数一直在 100 左右波动, 这反应我国居民的消费信心普遍不足, 从而可能会在一定程度上影响我国股市财富效应发挥作用造成这种结果的原因已在前面作了剖析, 此处不再赘述从协整检验得出的长期均衡来看, 我国股票市场财富效应从长期来看已经较为显著且稳定同时根据 VEC 模型分析得到的股票市场短期财富效应看来, 财富效应在短期不稳定或者说不显著, 财富效应在短期内处在一个向长期均衡调整的阶段但是, 无论从长期还是短期的 Granger 因果检验来看, 消费者信心都在股市财富效应传导中起到重要作用五结论与对策建议 ( 一 ) 主要结论总结实证结论, 得到的结论主要有三点 : 第一, 我国股票市场财富效应已经表现得较为显著, 无论是从直接财富效应来看, 还是从通过消费者信心传导的间接财富效应来看第二, 我国股票市场财富效应仅在长期保持均衡稳定, 在短期内财富效应不显著且不稳定, 各变量在短期内调整逐渐趋向长期均衡, 股票市场财富效应发挥作用有一个较长的滞后期第三, 我国股票市场财富效应的间接财富效应传导机制作用显著, 消费者信心是间接财富效应的关键指标 ( 二 ) 对策建议随着虚拟经济的快速发展, 股票市场作为虚拟经济的重要组成部分, 其财富效应表现得越来越显著, 如何保证其健康稳定的发展并且能够充分发挥其市场作用将成为促进国民经济增长的重要工作内容, 同时在保证制度不断健全市场效率不断提高的同时, 股票市场参与者信心保障的建设也应得到充分的关注为此, 宜采取如下对策首先, 股票市场财富效应发挥更好效果的基础是股票市场健康有序的发展健全股票市场机制将起到关键作用, 时至今日, 我国股票市场的政策市现象依然明显, 股市行情受政策面影响十分显著, 使得股票市场参与者对政策面的关注远远大于对上市公司业绩的关注, 这显然不利于股票市场长期健康稳定的可持续发展, 因此, 政府应当逐步放开对股票市场的政策干预, 让股票市场逐渐回归市场规律但是, 也不能放弃对股票市场的监管, 应当积极促进更加有效监管体系的建立第二, 要充分改善我国股票市场的利益格局只有充分保护股票市场参与者的利益, 才能做到增强居民对股票市场的信心进而提高我国股票市场的参与度, 使股票市场更加繁荣, 进而促进股票市场的财富效应发挥首先, 必须加强对上市公司的信息披露管理, 保证其信息披露的有效性和及时性 ; 此外, 必须加快立法建设, 设立相关法律条款, 充分保护中小投资者权益和限制大股东的相关权利第三, 要大力推进居民的消费信心体系建设由于消费者信心在股票市场财富效应中起到关键作用, 所以应当大力推进居民消费信心体系的建设由于我国文化传统的影响, 居民对储蓄有着较高的偏好, 这深层次的原因是我国社会保障体系的不健全因此, 在完善市场制度, 保障市场参与者的市场信心的同时, 应当对居民的外部性信心因素足够重视我国社会保障体系不够完善在一定程度上制约我国股市财富效应的发挥, 带来了外部不确定性, 我国的文化传统及消费习惯也成为了制约我国股市财富效应发挥的外部因素完善的社会保障制度可以增强居民的信心, 在消费方面消除以往的保守心理, 从而促使居民的消费层次升级, 提高全社会的边际消费倾向, 良好的外

13 38 戴淑庚许俊 : 我国股票市场财富效应研究部条件将会促进股市财富效应的发挥因此, 政府应当致力于完善基本社会保障体系, 完善医疗养老就业教育住房等基本社会保障 ; 另外, 完善社会公共设施服务体系, 保障居民的基本出行运动等需求, 这都能增强居民的信心, 从而提高其消费意愿, 影响社会总需求参考文献 : [1] [2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10] [11] [12] [13] [14] [15] [16] [17] [18] [19] 成思危. 虚拟经济论丛 [M]. 北京 : 民主与建设出版社, 林左鸣. 广义虚拟经济二元价值容介态的经济 [M]. 北京 : 人民出版社,2010. 戴维罗默. 高级宏观经济学 ( 第三版 )[M]. 上海 : 上海财经大学出版社, 李国平. 行为金融学 [M]. 北京 : 北京大学出版社,2006. 朱文晖. 股票市场与财富效应 : 生成脉理传导机制及其国际比较 [D]. 复旦大学博士学位论文,2004. D Acemoglu, A Scott. Consumer Confidence and Rational Expectations: Are Agents' Beliefs Consistent With the Theory?[J]. The Economic Journal, 1994: 杨茂. 中国消费者信心与消费需求拉动效应的实证分析 [J]. 经济经纬, 2006 (1): 贺菊煌. 消费函数分析 [M]. 北京 : 社会科学文献出版社, 梁宇峰, 冯玉明. 股票市场财富效应实证研究 [J]. 证券市场导报,2000(06): 李振明. 中国股市财富效应的实证分析 [J]. 经济科学,2001(3): 36. 高莉, 樊卫东. 中国股票市场与货币政策挑战 [J]. 金融研究, 2001(12): 俞静, 徐斌. 中国股市财富效应的实证检验 [J]. 中央财经学报,2009(6):31-36,48. 王虎, 周耿, 徐峥嵘. 股票市场财富效应与消费支出研究 [J]. 证券市场导报,2009(11): 冯涛, 王宗道, 张会玉. 资产价格波动的财富效应与居民消费行为 [J]. 经济社会体制比较,2010(04): 田青. 资产变动对居民消费的财富效应分析 [J]. 宏观经济研究,2011(05): Starr-McCluer M. Stock Market Wealth and Consumer Spending[M]. Division of Research and Statistics, Division of Monetary Affairs, Federal Reserve Board, K E Case, J M Quigley, R. J. Shiller. Comparing Wealth Effects: The Stock Market versus the Housing Market [J]. The B.E. Journal of Marcoeconmics, Vol. 5, Issue 1, 2005:1-16. W J Jansen, N J Nahuis. The Stock Market and Consumer Confidence: European Evidence [J]. Economics Letters, Vol.79, Issue 1, 2003: R Ungerer. The Effect of the Stock Market on Consumer Spending October 1990-April 2002[J]. Issues in Political Economy, Vol.12, 2003:

贸易一体化与生产非一体化

贸易一体化与生产非一体化基于经济全球化两个重要假说的实证研究刘志彪吴福象改革开放以来中国贸易一体化水平持续上升对此虽然可以利用引力模型加以说明但其解释力是有限的本文在对世界范围内的贸易一体化进行统计描述和计量检验的基础上对包括中国在内的东亚经济体的贸易竞争状况进行了结构分析结果表明经济体之间的相似程度越高贸易量越大贸易一体化程度也越高通过各种因素的传导经济体的出口竞争能力增强