股价和房价影响我国消费的比较分析

２００８年第９期　第２４卷（总第１８１期）　改革与战略　ＲＥＦＯＲＭＡＴＩＯＮ＆ｓＴＲＡＴＥＧＹ　ＮＯ．９，２００８　（Ｃｕｍｕｌａｔｉｖｅｌｙ，ＮＯ．１８１）　股价和房价影响我国消费的比较分析　余元全　（重庆交通大学，重庆４０００７４）　【摘要】文章在持久收入假说（ＰＩＨ）或生命周期理论（ＬｃＴ）模型的框架下，运用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验、Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验和０Ｌｓ回　归方法对１９９７．－２００６年股价和房价影响我国消费的效应及其大小进行了实证研究和比较分析，结果发现资产的财富效应较弱且　房价对消费的效应大于股价的效应，最后提出了相应的启示。　［关键词】股价；房价；消费；比较　【中图分类号】Ｆ２９３．３　【文献标识码】Ａ　【文章编号】１　００２—７３６Ｘ（２００８）０９—００７０—０３　Ｃｏｍｐａｒｉｓｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　Ｉｍｐａｃｔｓ　ｏｆ　Ｓｔｏｃｋ　Ｐｒｉｃｅ　ａｎｄ　Ｈｏｕｓｅ　Ｐｒｉｃｅ　ｏｎ　Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ　ｉｎ　Ｃｈｉｎａ　ＹｕＹｕａｎｑｕａｎ　（Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ　Ｊｉａｏｔｏｎｇ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ　４０００７４）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｗｉｔｈｉｎ　ｈｅ　ｔＦｒａｍｅｗｏｒｋ　ｏｆ　Ｐｅｒｍａｎｅｎｔ　Ｉｎｃｏｍｅ　Ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｓ（ＰＩＨ）ｏｒ　Ｌｉｆｅ—Ｃｙｃｌｅ　Ｔｈｅｏｒｙ（ＬＣＴ），ｔｈｉｓ　ｐａｐｅｒ　ａｐｐｌｉｅｓ　Ｊｏｈａｎｓｅｎ　Ｃｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ　Ｔｅｓｔ，Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓａｌｉｙ　Ｔｅｓｔｔ　ａｎｄ　ＯＬＳ　ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ　ｍｅｔｈｏｄ　ｉｎ　ｔｈｅ　ｅｍｐｉｉｃａｌｒ　ａｎａｌｙｓｉｓ　ａｎｄ　ｃｏｍｐａｒｉｓｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｉｍｐａｃｔｓ　ｏｆ　ｓｔｏｃｋ　ｐｒｉｃｅ　ａｎｄ　ｈｏｕｓｉｎｇ　ｐｒｉｃｅ　ｏｎ　ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｃｈｉｎａ　ｉｎ　１９９７—２００６．ｈｅ　Ｔｒｅｓｕｌｔｓ　ｓｈｏｗ　ｔｈａｔ　ｈｅ　ｔｗｅａｌｔｈ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ｉｓ　ｗｅａｋ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｆ　ｈｏｕｓｉｎｇ　ｉｓ　ｌａｒｇｅｒ　ｈａｔｎ　ｔｈａｔ　ｏｆ　ｓｔｏｃｋ，ｔｈｅｎ　ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇ　ｅｎｌｉｇｈｔｅｎｍｅｎｔｓ　ａｒｅ　ｐｕｔ　ｆｏｒｗａｒｄ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ｓｔｏｃｋ　ｐｒｉｃｅ；ｈｏｕｓｅ　ｐｒｉｃｅ；ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ；ｃｏｍｐａｒｉｓｏｎ　一、引言　前比较微弱；黄平（２００６）认为我同房　持久收入假说（ＰＩＨ）或生命周期理论　（ＬＣＴ）（Ｆｒｉｅｄｍａｎ，１９５７；　Ａｎｄｏ　ａｎｄ　Ｍｏｄｉｇｌｉｎｉａ，１　９６３）的传统分析框架下进行　的。在这一框架下，消费水平是根据家　庭的当期收入和预期未来收入的现金　流，加上他们已经拥有的财富存量来决　定的。其简化公式为：　Ｃ－－ｍｐｃｗ【Ａ＋Ｍ（Ｙ）】　≈ｍｐｅ　Ａ＋ｍｐｃＹＹ　（１）　地产市场存在微弱的财富效应。　国内外关于股价和房价对消费的影　从目前公开发表的论文看，研究房　响效应及其大小存在很多争议。国内学　者关于资产价格影响我国消费的研究成　果较为丰富，代表性的文献包括：高　莉、樊卫东（２００１）采用对数线性回归　模型的实证检验显示股市财富效应很小　且不稳定；魏永芬、王志强（２００２）运　用协整方法、Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验及误差　修正模型进行实证分析，发现我国股票　价格不具有财富效应而替代效应较强；　孙华妤、马跃（２００３）￣用滚动式向量自　价影响我国消费的财富效应的成果较　少，尤其是对股价和房价影响我国消费　的效应进行比较研究的成果较少。魏锋　（２００７）对股市和房市的财富效应研究是　一个尝试，但实证采用的数据样本仅为　我国股市处于“熊市”的２００２－－２００５　年，样本跨度较短，研究结论可能存在　偏颇。基于此，本文的研究立足于　１９９７－－２００６年间，其样本涵盖我国股市　上式中，Ｃ是消费，Ａ为非人力财　富（即实物资产和金融资产），Ｍ是人　力财富（即期望劳动收入Ｙ的现值），　发展的“牛市”和“熊市”阶段，通过　实证研究对股价和房价影响我国消费的　ｍｐｅ　和ｍｐｅｖ分别衡量资产和收入的边　际消费倾向。根据本文的研究目的，如　果忽略非人力财富Ａ中其他资产对消费　回归方法进行实证研究，发现股市值或　股价对消费指数都没有影响；郭金龙、　李文军（２００４）的格兰杰因果检验认　为，股指变化引起消费变化的可能性较　小；吕江林、朱怀镇（２００４）运用三变　效应及大小进行了比较分析。　二、理论模型及估计结果　纵观国内外文献，股票、住房等资　产对于家庭消费影响的研究一直都是在　的影响，我们可以进一步将式（１）转　换为下列弹性形式：　ＡＣ≈ｍｐｃｒＡＹ＋ｍｐｃＨＡｌｌ＋ｍＰＣｓＡＳ（２）　／４　ｓ　－￣　：（３）　量的向量误差修正模型　ＥＣＭ）进行实　证分析，结论是中国股市的财富效应目　【基金项团本文受国家社会科学基金项目（Ｏ７）（ＪＹｏ３７）、重庆市软科学研究项目（ＣＳＴＣ２００７ＥＢ９００１）及重庆交通大学“优　秀青年骨干教师资助计划”资助。　【作者简介】余元全（１９７４一），男，重庆人，重庆交通大学副教授，硕士生导师，博士，研究方向：金融与财务。　困　西醐　维普资讯 http://www.cqvip.com

上式中，△代表变量的变动额，Ｈ和Ｓ表示消费者持　有的住房和股票资产，ｍｐｃ　和ｍｐｃ　代表住房资产和股票　资产的边际消费倾向，ｅ、、ｅ　和ｅｓ则分别表示消费对收　入、住房资产和股票资产的弹性系数。进一步假设ＰＨ和　根据回归结果，房产价格对消费具有显著的影响，但股价似　乎对消费没有影响。上述方程决定系数较高，但从ＤＷ统计量判　断存在自相关问题，模型显然有欠缺。　根据表一１消费与收入、消费与房价和消费与股价三组变量的　动态相关系数发现，前两组变量的同期相关系数最高，均在０．９　以上，且不论滞后或领先，当阶数不大于ｌ０时则始终保持正相　Ｐｓ分别代表住房价格和股票价格，Ｑ“和Ｑ　分别为住房和　股票持有数量，于是存在如下关系：　Ｈ＝Ｐ　Ｑ　Ｓ＝Ｐ　Ｑ　（４）　（５）　关；而对于消费与股价的动态相关系数，当股价滞后从１增加到　９时，相关系数开始逐步增大，最大达０．３１６７，仍然远小于前面　两组变量的最高相关系数。从动态相关系数判断，股价的滞后变　量可能对消费有微弱影响。　表一１　ＬｎＣ与ＬｎＹ（ｉ）、ＬｎＣ与ＬｎＰＨ（ｉ）和ＬｎＣ与ＬｎＳＨＡ（ｉ）的动态相关系数　对一ｋ述式子两边取自然对数后进行微分便可得到：　ｄＨＨＨ　ＰＨ　Ｑｄｓ　或　＝Ｈ　Ｈ　ｐＡＰ　Ｉ｝ｌｌ＋　ＱｆＩ　＝ｄＰ．ＰＨ＋ｔ…　　６、　ｄ　ＡＳＳ　＝一　Ｏ　或　Ｓ＝　一　＋　０【、　㈤　　７）　这意味着，住房（或股票）资产金额的变动率等于房　价（或股价）变动率和住房（或股票）持有量变动率之　和。如果忽略住房或股票资产持有量的变动率，可以近似　地用房价或股价变动率代替住房或股票资产金额的变动　率，于是进一步将式（３）转换为下式：　△Ｃ　△Ｙ　ＸＰ，　Ａ　≈　＋　，　＋Ｐ　，１ｌ，ｐ　ｐ　（８）　其计量经济模型即为下面的对数线性方程：　Ｉ＿ｒＩＣ．＝１３　ｒＩ＋１３，ＬｎＹ．＋１３　ＬｎＰＨ．＋１３　ＬｎＳＨＡ　（９）　其中ＬｎＣ、ＬｎＹ、ＬｎＰＨ和ＬｎＳＨＡ分别为实际消费、实　际收入、实际房价和．卜证综合指数的自然对数，１３，、１３　和１３　分别表示消费对收入、房价和股价的弹性系数　上述　方程即为我们实证分析的基本模型。　需要说明的是，｝｝ｉ于缺乏居民消费的季度统计数据，　使用年度数据则样本太少．于是我们便以社会消费品零售　额作为居民消费的代理变　，以城镇人均可支配收入为收　入的代理变量．原始数据来自色诺芬（ＣＣＥＲ）数据库。在模　型的回归中我ｆ『Ｊ均采用剔除了物价因素后的季度实际消费　品零售额和实际人均可支配收入，即采用数据名义值与该　季度的定基居民消费价格指数之比乘１００后得到实际值。　同样，实际房价也采用同样的方法得到。而且，对于季节　性趋势强的ＬｎＣ和ＬｎＹ序列，在同归之前均进行了预处　理，即采Ｊ【｝ＪＸ１　１乘法模型进行季节性调整，为简便计，仍　采用原变量名来表示季节凋整后的序列。另外，房价的名　义值系采用当季销售额除以当季销售面积计算而来，销售　数据来自色诺芬（ＣＣＥＲ）数据库、同研网数据和中国经济信　息网；股价则采用被学术界广泛使用的上证综合指数，数　据来自国泰安（ＣＳＭＡＲ）数据库。　直接运用普通最小二乘法（ＯＬＳ）对我国１９９７年第１　季度至２００６年第２季度问的样本估计（９）所示的消费函　数，结果如下：　Ｉ　ｎＣ＝一０　９８６３＋０．９７９２１　＿Ｙ　ｎ＋０　３７２７１　ＰＨ　０　ｎ　一　００５３［　ｎ．ＳＨＡ（】０）（１７．８７９６）。（４．１４７２）　（一０．１６６５）　Ｒ　＝０．９８７　Ａｄｉ—Ｒ！＝０．９８６　Ｆ＝８４７．Ｏｌ　Ｄ—Ｗ＝１．１５４　下面我们对上述回归模型进行变化，即在回归方程中逐步增加　股价的滞后阶数直到９，结果发现滞后阶数从３到９时，股价在方程　中的系数均为显著。于是我们选择使方程拟合程度达到最高的滞后　阶数，具体结果如下：　ＬｎＣ＝－０．４０５９＋１．０７１８ＬｎＹ＋０．３４８０ＬｎＰＨ一０．１５４１ＬｎＳｎＡ（一７１　（１１）　（２０．０２６９）（５．０７９５）　（一６．２５３４）　Ｒ　＝０．９９３９　Ａａｊ—Ｒ　＝０．９９３２　Ｆ＝１４５９．１　Ｄ—ｗ＝１．５９５８　重新估计后的方程，所有变量显著性水平都很高，样本的决　定系数也有所提高，从ＤＷ值和Ｑ统计量则可以拒绝残差存在自　相关。显然，式（１１）的统计性质更好。　根据式（１１）的结果，房产价格上涨１个百分点会导致消费　增加０．３５个百分点，说明存在财富效应；然而，滞后７个季度的　股票价格每增长１个百分点，却会导致消费品零售额降低０．１５个　百分点，说明存在股价上涨对消费的替代效应或挤出效应。从系　数绝对值看，房价对消费的影响要大于股价的影响，这与表１动　态相关系数的结果是一致的。　三、数据检验和协整方程　（一）单位根检验和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　采用ＡＤＦ和ＰＰ两种检验方法对上述变量进行单位根检验，　检验结果见表一２。　表一２　ＬｎＧ、ＬｎＹ、ＬｎＰＨ和ＬｎＳＨＡ的单位根检（１９９７Ｑ１－－２００６Ｑ２）　注：Ｑ代表季度，Ｑ１即第１季度，下文与此相同，不再赘述；括号　中Ｃ表示有截距项，ｔ表示存在时间趋势，第３个数字表示滞后阶数；　表示１％显著性水平拒绝单位根。　根据检验结果认为，模型中的变量均存在单位根，为Ｉ（１）序　列，因此上面采用ＯＬＳ估计的方程可能存在伪回归。为避免伪回　归，我们对上述变量进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。　对ＬｎＣ、ＬｎＹ、ＬｎＰＨ和ＬｎＳＨＡ估计向量自回归模型ＷＡＲ），　首先根据ＦＰＥ、ＡＩＣ准则及ＨＱ检验准则可以确定ＶＡＲ的滞后阶　数均为６，然后基于四变量的ＶＡＲ（６）模型进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，　蹦吗囫　维普资讯 http://www.cqvip.com

其中消费方程的Ｇｒａｎｇｅ因果检验结果如下：　表一３消费方程Ｇｒａｎｇｅ因果检验结果　实际收入不能Ｇ　Ｂｒ　ｒ引起实际消费　实际房价不能ＧＩａＩＩｇｅｒ引起实际消费　股票价格不能Ｇｌｎｇｅｒ引起实际消费　实际收入、实际房价和股价不能同时　Ｇｒａｎｇｅｒ￣］起实际消费　１８．４Ｏ３４８　３５．５７８９９　３０．８６６２２　１　１６．９６９３　６　６　６　１８　０．００５３　０．Ｏ０００　０．Ｏ０００　０．Ｏ０００　得到显著的ｔ值。　上述结果说明，资产价格对我国消费有一定的影响，　但影响较小；股价并不存在通常意义上的财富效应或财富　效应很弱，房价财富效应的证据并没有得到完全证实，初　步的结论是房价对消费的正影响效应大于股价的这一效　应。这与我国实际经济状况较为一致。因为从产业角度　看，房地产业是国民经济的支柱产业，与宏观经济关联度　极高，其对整个国民经济的直接带动系数为１．５—２个百分　点，加上间接带动系数可达２－３个百分点；此外，房地产　业是一个“乘数效应”很强的行业，在所有经济产业中，　房地产的产业链最长，其需求膨胀可以迅速引起钢铁、水　根据表一３的结果，在１％的显著性水平上可以拒绝实际房价　和股票价格不是实际消费Ｇｒａｎｇｅｒ原因的原假设，因此我们认　为，房价和股价的确是实际消费变量的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。　（二）Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验　进一步采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验，得到如下结果：　表－４＜ＬｎＣ，ＬｎＹ，ＬｎＰＨ，ＬｎＳＨＡ）Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果　泥、电解铝、家具、运输等行业的同步反应，带动相关行　１９９７Ｑ１—＿２００６Ｑ２　注：一表示以１％的显著性水平拒绝原假设，原序列含线性趋势但　协整方程仅含截距项，滞后阶数为５。　根据Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果，上述变量存在两个协整向量：　ＺＦ＝－９０．５４１鹌ＬｎＣ＋８３．５４６２９ＬｎＹ＋１．４１２０３２ＬｎＰＨ一３．２６４１１８ＬｎＳＨＡ（１　２）　Ｚ２＝７１．０５００８ＬｎＣ一１７．３７０２９ＬｎＹ一１９５　４１１１ＬｎＰＨ＋０．６２３１１１ＬｎＳＨＡ（１３）　其中第一个向量（一般来说该向量是最有意义的）关于实际　消费Ｃ正规化得：　ＬｎＣ＝０．９２２７ＬｎＹ－ｔ．－０．０１５６ＬｎＰＨ—Ｏ．０３６０５ＬｎＳＨＡ　（１４）　（１３．３７４９）　（Ｏ．０６９６６）　（一１．７２３１５）　上述协整方程表示了消费与收入、房价和股价之间的长期均　衡关系。该方程说明，决定消费的主要变量仍然是收入，这符合　传统的消费理论；资产价格对消费的影响较小，其中股价对消费　的影响是负的系数，但与前面对数线性模型的符号相一致；房价　虽然存在对消费的正向影响，但没有得到显著的ｔ值。　股价对消费的负向影响意味着股价并不存在通常意义上的财　富效应或财富效应很弱，而是存在股价上涨对消费的替代效应或　挤出效应。可以这样来理解：我国股市的投机性很重，且由于股　期不分红或分红极小，股民的收益大部分来源于资本利得，　造成了股民“追涨杀跌”的心态。股市上涨后，一些股民并不会　因为财富的增加而增加消费，相反可能会投入更多的资金购买股　票以博取资本利得。我国股市在上扬阶段成交量会放大就是一个　极好的例证（段进，２００５）。因此，股价上涨反而导致居民消费　资金不足。　四、结论与启示　根据对数线性模型的结果，房价上涨１％会导致我国消费增　加Ｏ．３５个百分点，滞后７个季度的股票价格每增长１个百分点，　却导致消费品零售额降低０．１５％。因果检验结果显示，股价和房　价是我国实际消费的Ｇｒｎａｇｅｒ原因。通过Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验得到　消费与收入、股价和房价之间的长期均衡关系。该方程显示，股　价对消费的影响为负，房价虽然存在对消费的正向影响，但没有　＿　置　业的增长（谢百三、陈小明，２００６）。显然，房屋资产在总　财富中的比重、持有者的广泛性都要远远高于股票，这决　定了房价对消费的影响程度应当高于股价的影响。因此，　我们应当积极关注房价波动对居民消费及国民经济带来的　相应影响。　另外，本文实证分析的结果显示，影响消费的主要因　素仍然是收入。因此，提高我国居民消费的关键措施仍然　在于提高经济发展水平、缩小差距、建立健全社会保　障制度和实行有利于消费的税收制度等。　注释：　①数据来自《中国统计》各期，基期为２０００年平均价格。　②估计系数下面行括号内的数字为ｔ检验值，下文与　此相同。不再赘述。　【参考文献】　【１】段进等－我国股市财富效应对消费影响的协整分析［Ｊ】Ｉ　消费经济，２００５，（２）：８６—８８．　【２】高莉，樊卫东．中国股票市场与货币新挑战【Ｊ】．金　融研究，２００１，（１２）：２９—４２．　【３】郭金龙，李文军．我国股票市场发展与货币互动　关系的实证分析【Ｊ】．数量经济技术经济研究，２００４，（６）：１８—２７．　【４】黄平．我国房地产“财富效应”与货币关系的实　证检验ｆＪ】－上海金融，２００６，（６）：３２—３４＋５１．　【５】吕江林，朱怀镇．中国股票市场对货币影响的实　证分析【Ｊ】．当代财经，２００４，（１１）：３７—４２．　【６］魏永芬，王志强．我国货币资产价格传导的实证　研究［Ｊ１．财经问题研究，２００２，（５）：２Ｏ一２４．　【７］孙华好，马跃．中国货币与股票市场的关系【Ｊ】．经　济研究，２００３，（７）：４４—５３．　【８】魏锋．中国股票市场和房地产市场的财富效应【Ｊ］．重庆　大学学报（自然科学版），２００７，（２）：１５３—１５７．　【９１谢百三，陈小明．产能过剩引起的通缩及成本推进型　局部涨价——关于宏观经济的思考『Ｊ］．价格理论与实践，　２００６，（１）：１４－１７．　【责任编辑：汤伟山】