我国居民消费财富效应的实证研究

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1、我国居民消费财富效应的实证研究摘要：基于1998年1月至2007年10月的我国居民消费、股票市场和房地产市场有关数据，运用协整方程、误差修正模型和Granger因果检验方法，对我国居民消费的财富效应进行了实证研究。实证分析表明，我国不存在股票市场的财富效应，通过股票市场刺激消费的政策无效；我国存在房地产市场的财富效应，长期房地产市场发展与居民消费有协同趋势，短期内房地产市场发展抑制居民消费支出。　　关键词：股票市场；房地产市场；居民消费；财富效应　　　　　一、引言　　　　在2000年开始的我国新一轮经济周期的8年中，经济增长速度逐步攀升，居民消费稳步增长，伴随着近几年股票市场和房地产市场

2、价格的飙升，居民持有的股票资产和房地产资产增长速度很快，并对居民消费行为构成了实质性的影响，因此研究股票市场和房地产市场的财富效应对于制定货币政策有着重要的理论和实践意义。　　财富效应的提出和研究已超过半个世纪，自上世纪90年代以来，美国等发达国家股票、房地产等资产价格持续膨胀和消费强劲增长，随着各种新的计量技术的出现，国外对资产财富效应的研究已经非常深入，以至于“理解财富效应成为执行货币政策的重要方面”(Gramlich，2002)。财富效应研究的进展主要体现在：一是以面板协整技术为代表的新计量方法的广泛应用；二是对各种金融资产和不动产的财富效应进行了分类研究；三是进行了财富效应的国别

3、研究；四是从宏观数据扩展到微观数据的实证检验。由于利用不同的数据和不同的理论及实证方法，各学者研究财富效应得出的结论存在很大的差异。J.D.Benjamin(2004)以美国1952年1季度至2001年4季度的数据为样本，估计了美国不动产和金融资产对消费的影响，研究发现，不动产资产增长1美元能使消费增加8美分，而金融资产增加l美元只能使消费增加2美分，不动产的财富效应大于金融资产的财富效应。Ludvigsonetal.(1999)通过一个小型的结构向量自回归模型研究发现，在美国股市财富效应作为货币政策传导机制对消费的作用很小。Levin(1998)对Retire-mentHistoryS

4、urvey数据的分析发现，住房资产对消费基本上没有影响。　　国内对于居民消费的财富效应研究较少，不够深入。李振明(2001)通过对我国股市1999年5.19行情带来的财富效应进行分析后认为，股票市场的财富效应低于0.044，居民从股市获得的收益主要用于股市再投资或投机，对消费只具有很小的影响。李学锋、徐晖(2003)对1999年至2002年的股价指数波动和居民消费支出变动进行了分析，发现我国股票市场的财富效应极其微弱。骆祚炎、刘朝晖(2004)对1992年一2002年的数据分析表明，股票市场财富效应对消费的影响占总消费变动的平均比例仅为0.84％。杨新松(2006)通过对1994年-20

5、04年居民消费支出和股票市场流动市值建立的VAR模型进行了研究，得出“股票市值与消费支出微弱负相关”和“在某些时间段只表现为居民消费对股市变化的替代效应”的结论。　　现有　　3、误差修正模型。　　根据格兰杰定理，具有协整关系的变量之间一定存在误差修正模型表达形式，其中长期参数反映了变量之间均衡关系偏离长期均衡状态时的调整速度，短期参数反映了变量的短期波动对被解释变量的短期变化的影响。从表3误差修正模型估计结果可以看出，长期均衡对短期均衡偏离的调整系数为0.07，存在一个负反馈机制，说明误差修正项以6.8％的比例对下一个月度的居民消费变化产生影响。股票市场交易量的短期波动对实际居民消费的影

6、响不显著，t值也很低，未能通过显著性检验；商品房销售额与实际居民消费之间存在短期均衡关系，商品房销售额每增长1％，实际居民消费下降1.8％，说明在短期居民购买商品房产生了对其它消费的替代效应，而并未相应产生财富效应促进消费的扩大，这与二者的长期弹性有所不同。　　　　　　4、Granger因果关系检验。　　Granger因果关系检验是确定一个变量的滞后项是否包含在另一个变量的方程中，如果通过引入一个变量x的滞后项能够提高另一个变量y的被解释程度，则称x是y的格兰杰原因(GrangerCause)。表4列出了不同滞后期的检验结果，表中数值为接受零假设的概率。　　　　检验结果表明，在5％的显著

7、性水平下，在滞后10期以内实际居民消费都是实际居民房地产财富的Granger原因，而只有在滞后18-21期，在10％的显著性水平下实际居民房地产财富是实际居民消费的Granger原因(19期、20期、21期的概率分别为0.058、0.088、0.085，表中未列出)。实际居民消费的减少会促进房地产财富的增加，这是由于居民在购买房屋之前的近一年时间里已经作出了投资房地产的决策，相应减少了消费支出。房地产财富的增加在短期内并不能促进居民