導(dǎo)語：剖析城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性開支用于股票的現(xiàn)狀論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

內(nèi)容摘要:基于改善消費(fèi)環(huán)境和拓寬消費(fèi)領(lǐng)域的需求,本文從消費(fèi)函數(shù)角度,采用處理非平穩(wěn)時(shí)間序列回歸的協(xié)整理論,實(shí)證分析了股票市場對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出的影響,并用誤差修正模型得到因變量的短期調(diào)整,研究表明,股票市場對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出的影響存在且顯著,二者存在一個(gè)長期的協(xié)整關(guān)系。

關(guān)鍵詞:股票市場；消費(fèi)性支出；協(xié)整分析

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深入,我國股票市場經(jīng)歷了從不完善到逐步走向規(guī)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(nèi)居民儲蓄存款總額相當(dāng)。那么,在金融危機(jī)的背景下,如何引導(dǎo)消費(fèi)拉動內(nèi)需成為政府調(diào)控的重要內(nèi)容,本文通過實(shí)證分析研究股票市場對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出的影響。

理論模型

劉建江(2002)提出股票市場財(cái)富效應(yīng),它通常是指由于股價(jià)的趨勢性上漲(或下跌),導(dǎo)致股票持有人財(cái)富增長(或減少),進(jìn)而產(chǎn)生擴(kuò)大(或減少)消費(fèi),擴(kuò)大(或縮小)短期MPC,促進(jìn)(或抑制)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。

凱恩斯的消費(fèi)理論認(rèn)為,人們在特定時(shí)期消費(fèi)時(shí)與他們在該時(shí)期的可支配收入相聯(lián)系。弗朗科•莫迪利安與凱恩斯的消費(fèi)理論不同之處在于,他認(rèn)為人們會在更長時(shí)期計(jì)劃他們的生活消費(fèi)開支,以達(dá)到他們在整個(gè)生命周期內(nèi)消費(fèi)的最佳配置。弗里德曼提出的永久收入理論認(rèn)為,消費(fèi)者的消費(fèi)支出主要不是由他的現(xiàn)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(yù)期的強(qiáng)調(diào)和生命周期理論對財(cái)富和人口統(tǒng)計(jì)變量的強(qiáng)調(diào)結(jié)合起來,并將財(cái)富當(dāng)作總消費(fèi)的一個(gè)重要決定因素論文。

R.霍爾和M.費(fèi)萊文對股市促進(jìn)消費(fèi)需求功能進(jìn)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(fèi),Yt和Yt-1,分別是現(xiàn)期和前期的可支配收入。WR為消費(fèi)者在某一時(shí)刻擁有的資產(chǎn)存量,股票和儲蓄是其重要組成部分。α為財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向,β為勞動收入的邊際消費(fèi)傾向。當(dāng)股市持續(xù)繁榮,WR將變成WR+△WR,而θ也將在原來的基礎(chǔ)上增加△θ,邊際消費(fèi)傾向增加,共同作用下,消費(fèi)支出擴(kuò)大,進(jìn)而產(chǎn)出擴(kuò)大,股票市場促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的良好發(fā)展。模型如下:

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

實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)選取

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

(二)實(shí)證過程

為了使數(shù)據(jù)更加平滑,本文采用變量的對數(shù)形式建立一元線性回歸模型:LXF=β+β1LSZ,在運(yùn)用最小二乘法對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)的過程中,結(jié)合Engle&Granger提出的協(xié)整理論對模型進(jìn)行協(xié)整分析,以確?；貧w結(jié)果的真實(shí)性。值得指出的是,以AIC和SC的值達(dá)到最小為標(biāo)準(zhǔn),本文對各序列的分布滯后期進(jìn)行了反復(fù)的試驗(yàn),發(fā)現(xiàn)均存在高階相關(guān)的情況,故采用PP檢驗(yàn)法作為協(xié)整分析的基本方法。

1.序列LSZ的單整檢驗(yàn)。從變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果(見表1)可看出,對于LSZ的原序列和一階差分序列,t統(tǒng)計(jì)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(shè),LS的原序列存在單位根,為非平穩(wěn)序列。但LSZ在二階差分以后,t統(tǒng)計(jì)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(shè),LSZ的二階差分序列不存在單位根,為平穩(wěn)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(yàn)。從變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果(見表2)可看出,對于LI的原序列和一階差分序列,t統(tǒng)計(jì)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(shè),LI的原序列和一階差分序列存在單位根,為非平穩(wěn)序列。但LI在二階差分以后,t統(tǒng)計(jì)量的值遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(shè),LI的二階差分序列不存在單位根,為平穩(wěn)序列。因此,序列LI為二階單整序列I(2)。

3.序列LSZ和XF的協(xié)整分析。LS對LI的回歸結(jié)果為:

LXF=6.046240+0.280106LSZ

(29.73307)(11.80404)

R2=0.902809F=139.3354

DW=0.913742

從回歸結(jié)果可以看出t值很顯著,擬合優(yōu)度較好。流通市值對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出的彈性為0.280106,即流通市值每增加一個(gè)百分點(diǎn),城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出就會增加0.280106個(gè)百分點(diǎn),充分證明長期股市對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出影響顯著。這個(gè)結(jié)果很有意義,因?yàn)閲鴥?nèi)大部分研究均認(rèn)為我國股市對消費(fèi)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(rèn)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(fèi),而真正反映居民消費(fèi)應(yīng)是居民的消費(fèi)性支出。

4.對殘差序列RESID進(jìn)行PP檢驗(yàn)。通過殘差序列RESID的PP檢驗(yàn)結(jié)果(見表3)發(fā)現(xiàn),t統(tǒng)計(jì)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(shè),殘差序列RESID不存在單位根,為平穩(wěn)序列。

綜上所述,序列LSZ和LXF之間具有協(xié)整關(guān)系,所以,流通市值與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出之間的相關(guān)性長期穩(wěn)定。

5.誤差修正模型(ECM)。通過協(xié)整檢驗(yàn)后,知道變量存在長期穩(wěn)定關(guān)系,而這種關(guān)系是在短期動態(tài)調(diào)整下得到的,所以在研究長期的同時(shí)也應(yīng)該在一定程度上關(guān)注其短期過程。定義協(xié)整方程的殘差序列為μt,令誤差修正項(xiàng)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(wù)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(gè)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(xiàng)ecmt的系數(shù)反映長期均衡的調(diào)整力度,從調(diào)整系數(shù)的估計(jì)值0.033403來看,當(dāng)短期波動偏離長期均衡時(shí),以0.33403的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

結(jié)論

實(shí)證結(jié)果表明,股票市場對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出有顯著影響,它們之間存在著一個(gè)較強(qiáng)的協(xié)整關(guān)系,即它們之間有長期穩(wěn)定趨勢。

基于此,本文認(rèn)為要充分發(fā)揮股市對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用,必須打破只要股票市場財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮的障礙。文章建議:一是切實(shí)保護(hù)好投資者利益,完善投資者利益保護(hù)制度,使廣大投資者能夠切實(shí)感受到股價(jià)上漲對其財(cái)富持有的影響;二是堅(jiān)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(fā)展的市場預(yù)期,保證股市作用消費(fèi)發(fā)揮乘數(shù)效應(yīng)的長效機(jī)制;三是努力創(chuàng)建相對穩(wěn)定的、繁榮的股票市場,期望以股市刺激消費(fèi),必須建立一個(gè)有市場聲譽(yù)的、較長時(shí)間內(nèi)持續(xù)繁榮的、穩(wěn)定的證券市場,力爭讓投資者形成長期“牛市“的預(yù)期,形成股市和宏觀經(jīng)濟(jì)的良性互動循環(huán)效應(yīng)。

參考文獻(xiàn):

1.劉建江.財(cái)富效應(yīng)、消費(fèi)函數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng),2002(7)

2.駱祚炎.近年來中國股市財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證分析[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng),2004(7)

3.李振明.中國股市財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2001(3)

4.楊新松.基予VAR模型的中國股市財(cái)富效應(yīng)實(shí)證研究.上海立信會計(jì)學(xué)院學(xué)報(bào),2006(3)