李文鴻

（北方工業(yè)大學(xué) 理學(xué)院，北京 100144）

消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一，一直對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到舉足輕重的作用。近年來我國政府多措并舉刺激消費(fèi)的增長(zhǎng)，2018 年社會(huì)消費(fèi)品零售總額達(dá)到380 987 億元，全年最終消費(fèi)支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率達(dá)76.2% ，成為國民經(jīng)濟(jì)的重要支撐力量。借鑒于發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)，股票與消費(fèi)具有一定的相關(guān)性，可以起到刺激經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的作用［1-2］。我國股票市場(chǎng)起源于20 世紀(jì)90 年代，較歐美國家來說起步較晚，但是近幾年來，不論是上市公司的數(shù)量、總市值，還是投資人數(shù)都頗具規(guī)模，已經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)中的重要組成部分，在企業(yè)發(fā)展、居民投資中扮演著重要角色。我國股票市場(chǎng)對(duì)消費(fèi)是否具有進(jìn)一步刺激作用，國內(nèi)學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了大量研究。喻鋒［3］經(jīng)過實(shí)證研究分析得出，收入才是刺激消費(fèi)的真正動(dòng)因所在。劉慧等［4］認(rèn)為我國股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)微弱，影響因子在0.1 ～0.5。主要因?yàn)槲覈善笔袌?chǎng)發(fā)展時(shí)間較短，盡管最近幾年監(jiān)管機(jī)制逐步向國際接軌，但仍存在較為嚴(yán)重的投機(jī)現(xiàn)象，大部分消費(fèi)者對(duì)股票持有謹(jǐn)慎態(tài)度，投資規(guī)模比例占總資產(chǎn)比例較少［5］。雖然上述研究結(jié)果認(rèn)為我國股票市場(chǎng)效應(yīng)較弱甚至不存在財(cái)富效應(yīng)，但是呂立新等［6］認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的背景下，一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定繁榮的股市對(duì)于刺激實(shí)體經(jīng)濟(jì)大有裨益。而隨著我國金融市場(chǎng)的加速發(fā)展，股票對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響將會(huì)日益增強(qiáng)。

股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題，隨著研究的推進(jìn)，研究方法也由定性分析轉(zhuǎn)為定性和定量相結(jié)合的分析方式［7-9］。但是由于我國股票市場(chǎng)日新月異，而大部分文獻(xiàn)時(shí)效性較弱，因此本文基于2015- 2018 年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行分析，以期為政府的宏觀決策提供可行性依據(jù)。

1 指標(biāo)選擇

在進(jìn)行股票價(jià)格與消費(fèi)支出的相關(guān)關(guān)系檢驗(yàn)之前，綜合考慮數(shù)據(jù)發(fā)布頻率、代表性等原因，本文選擇上證指數(shù)收盤價(jià)（SP）、消費(fèi)者信心指數(shù)（CI）以及社會(huì)消費(fèi)品零售總額（RS）作為研究數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)選取的時(shí)間跨度為2015- 2018 年，SP 數(shù)據(jù)來自于wind 數(shù)據(jù)庫，CI 數(shù)據(jù)以及RS數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。本文擬運(yùn)用上證指數(shù)每月月末收盤價(jià)來表示股票價(jià)格，社會(huì)消費(fèi)品零售總額代表居民消費(fèi)支出，運(yùn)用消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)消費(fèi)者當(dāng)前消費(fèi)心理進(jìn)行量化。

2 實(shí)證分析

為了消除量綱影響，在一定程度上減少原始數(shù)據(jù)誤差對(duì)最終結(jié)果的影響，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，即對(duì) SP、CI、RS 數(shù)據(jù)分別取對(duì)數(shù)，得到 lnSP、lnCI、lnRS。

本文使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件為EViews8.0，具體實(shí)證分析步驟如下。

2.1 季節(jié)調(diào)整

由于季節(jié)性波動(dòng)會(huì)隱藏時(shí)間序列數(shù)據(jù)的客觀規(guī)律，所以在利用RS 測(cè)量股票財(cái)富效應(yīng)之前，需要對(duì)其季節(jié)性因素予以剔除，以觀察數(shù)據(jù)的真實(shí)趨勢(shì)。RS 走勢(shì)圖（圖1A）可以發(fā)現(xiàn)，2015-2018 年，我國社會(huì)消費(fèi)品零售總額逐年增加，說明隨著居民收入水平的提高，商品市場(chǎng)提質(zhì)擴(kuò)容，內(nèi)需較為旺盛，內(nèi)貿(mào)流通領(lǐng)域發(fā)展平穩(wěn)向好。同時(shí)發(fā)現(xiàn)該指標(biāo)在走勢(shì)上揚(yáng)的同時(shí)呈現(xiàn)出明顯的季節(jié)性波動(dòng)，運(yùn)用X-13 ARIMA-SEATS 季節(jié)調(diào)整程序?qū)nRS進(jìn)行處理。經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后（圖1B）這種季節(jié)波動(dòng)得以有效剔除，僅保留了趨勢(shì)性，保證了接下來數(shù)據(jù)分析的準(zhǔn)確性。

2.2 單位根檢驗(yàn)

一般而言，宏觀經(jīng)濟(jì)變量大都是非平穩(wěn)的，具有時(shí)間趨勢(shì)，直接進(jìn)行回歸分析可能會(huì)導(dǎo)致偽回歸等問題，從而得到無實(shí)際意義、甚至虛假的結(jié)論。因此在進(jìn)行具體分析之前，筆者首先采用單位根檢驗(yàn)（ADF 檢驗(yàn)）來判斷各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量是否平穩(wěn)。ADF 檢驗(yàn)原假設(shè)H0：時(shí)間序列變量是非平穩(wěn)的。

單位檢驗(yàn)結(jié)果和步驟如表1 所示，首先lnSP、lnCI、lnRS的檢驗(yàn)結(jié)果P值均大于0.05，意味著在0.05 的顯著性水平下接受了原假設(shè)，即3 個(gè)變量是非平穩(wěn)的。在非平穩(wěn)的條件下，通過差分對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，直到所檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)達(dá)到平穩(wěn)為止。對(duì)變量進(jìn)行一階差分后，檢驗(yàn)結(jié)果P值均小于0.05，意味著在0.05 的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此，lnSP、lnCI、lnRS是1 階單整序列。

圖1 2015-2018 年社會(huì)消費(fèi)品零售總額調(diào)整前后對(duì)比Fig.1 Comparison before and after adjustment of total retail sales of consumer goods in 2015-2018

表1 ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Results of ADF unit root test

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

如果幾個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列是同階平穩(wěn)的，它們的某種線性組合可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。Johansen 檢驗(yàn)是一種以VAR 模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，本文選用Johansen檢驗(yàn)以確定變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。具體協(xié)整結(jié)果如表2 所示。

表2 Johansen 協(xié)整跡檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Results of Johansen cointegration test

表2 檢驗(yàn)結(jié)果為跡檢驗(yàn)，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)要求，最大特征根檢驗(yàn)和跡檢驗(yàn)只要此二者有其一通過檢驗(yàn)，即認(rèn)為變量通過了協(xié)整檢驗(yàn)，意味著具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。由表2 可知，跡檢驗(yàn)結(jié)果第三行At most 2*的P值為0.034 8，表明模型在0.05 顯著性水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，說明3 個(gè)變量之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程為

由協(xié)整方程（1）可以看出，從長(zhǎng)期來看股票價(jià)格同居民消費(fèi)需求變化之間存在負(fù)相關(guān)性，上證指數(shù)上漲1% ，社會(huì)消費(fèi)品零售總額將下降0.411 4% 。而消費(fèi)需求與消費(fèi)者信心呈同方向變動(dòng)，消費(fèi)者信心指數(shù)每變動(dòng)1% ，社會(huì)消費(fèi)品零售總額上漲0.987 5% 。但是協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果并沒有揭示出彼此的因果關(guān)系，即到底是股票價(jià)格還是消費(fèi)者信心指數(shù)的變化引起了居民消費(fèi)支出的變化，還是居民消費(fèi)支出的變化引起了股票價(jià)格或消費(fèi)者信心指數(shù)的變化，其中的規(guī)律并不明確。

2.4 Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果揭示了股票價(jià)格、消費(fèi)者信心指數(shù)和居民消費(fèi)支出之間具有一定的長(zhǎng)期關(guān)系。但是并不能說明各個(gè)變量之間的因果關(guān)系，此處筆者選用Granger 因果檢驗(yàn)來進(jìn)行驗(yàn)證，判斷這種關(guān)系是否有經(jīng)濟(jì)含義。

Granger 因果檢驗(yàn)解決了變量x是否引起變量y的問題，主要依據(jù)現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過去的x所解釋。如果x在y的預(yù)測(cè)中有幫助，或者x與y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)學(xué)上顯著時(shí)，就可以認(rèn)為“y是由xGranger 引起的”。其本質(zhì)是對(duì)y進(jìn)行預(yù)測(cè)時(shí)，x的前期信息對(duì)均方誤差的減少是否有貢獻(xiàn)。其中均方誤差的方程為

若方程（2）成立，則可以得到結(jié)論基于(yt,yt-1,…)和(yt,yt-1,…,xt,xt-1,…)兩者得到的均方誤差相同，則y不是由xGranger 引起的。

Granger 檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 Granger 檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Results of Granger causality test

Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果表明：1）股票市場(chǎng)不是引起消費(fèi)支出變化的Granger 原因，說明股票價(jià)格的波動(dòng)并不會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)需求的增加或者減少，因此我國股票市場(chǎng)從長(zhǎng)期來看，不存在直接財(cái)富效應(yīng)；2）股票市場(chǎng)不是引起消費(fèi)者信心指數(shù)變化的Granger 原因，說明股票價(jià)格變化不會(huì)引起消費(fèi)者信心指數(shù)變化，盡管股票市場(chǎng)被公認(rèn)為是宏觀經(jīng)濟(jì)的先行指標(biāo)，但是引起消費(fèi)者信心指數(shù)變化的原因很多，股票市場(chǎng)并不是主要因素。消費(fèi)者信心指數(shù)也不是引起消費(fèi)需求的Granger 原因，因此我國股票市場(chǎng)從長(zhǎng)期來看，也不存在間接財(cái)富效應(yīng)；3）消費(fèi)需求的變化是導(dǎo)致消費(fèi)者信心指數(shù)的Granger 原因，意味著消費(fèi)需求的增加將會(huì)引起消費(fèi)者信心的增加。

3 結(jié)論

綜上所述，股票市場(chǎng)不存在直接財(cái)富效應(yīng)，也不存在間接財(cái)富效應(yīng)，表明若要通過發(fā)展股票市場(chǎng)從而促進(jìn)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需的方法可行性較低。筆者認(rèn)為主要有以下幾點(diǎn)原因：一是盡管我國股票市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)制逐步完善，但還存在一定的提升空間，投機(jī)、尋租等行為屢見不鮮；二是我國居民更傾向于短期持有股票，對(duì)股票市場(chǎng)以及上市公司缺乏研究，在股票市場(chǎng)上快進(jìn)快出，因此收入或者損失都較少，很難對(duì)消費(fèi)的變化起到明顯作用；三是由于我國居民傳統(tǒng)的保守型消費(fèi)習(xí)慣，居民對(duì)股票的投資方式仍然持有謹(jǐn)慎態(tài)度，導(dǎo)致投資者對(duì)待股票市場(chǎng)或者持續(xù)觀望，或者持有的規(guī)模占總資產(chǎn)的比例較小，并且由于我國進(jìn)入股市的大多是城鎮(zhèn)居民，而城鎮(zhèn)居民中也僅有部分進(jìn)入股市，這就導(dǎo)致平均每個(gè)居民所持有的股票較少，所以股票的波動(dòng)對(duì)收入和消費(fèi)的影響較??；四是受到國際市場(chǎng)下行的經(jīng)濟(jì)壓力，宏觀市場(chǎng)的不明朗，我國政府為了抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)過快增長(zhǎng)，實(shí)施一系列相關(guān)政策，以及汽車等消費(fèi)品市場(chǎng)的持續(xù)低迷，對(duì)當(dāng)前股票市場(chǎng)的波動(dòng)產(chǎn)生了較大的影響。

盡管本文結(jié)果顯示我國股票市場(chǎng)直接財(cái)富效應(yīng)和間接財(cái)富效應(yīng)都不存在，但是股票市場(chǎng)的重要性已經(jīng)不容忽視。隨著股票市場(chǎng)的不斷發(fā)展，它將與國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的結(jié)合愈發(fā)緊密，滲透到生活的方方面面。為此提出如下建議：一方面應(yīng)繼續(xù)規(guī)范股票市場(chǎng)的制度體系，避免不正當(dāng)行為，推動(dòng)股票市場(chǎng)的良性發(fā)展；另一方面股票作為一種投資理財(cái)?shù)姆绞?，政府等相關(guān)機(jī)構(gòu)在繼續(xù)強(qiáng)調(diào)其風(fēng)險(xiǎn)性的同時(shí)，應(yīng)加大股票市場(chǎng)相關(guān)知識(shí)的普及力度，使得居民可以更加理性地看待股票市場(chǎng)，提高居民對(duì)股票市場(chǎng)的認(rèn)同感，增加其參與度，那么股票財(cái)富效應(yīng)的影響將會(huì)擴(kuò)大。