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【摘 要】 随着股票资产在居民金融资产中所占比例的持续增加，股票资产对居民消费产生了一定程度的影响。本文基于31个省份（直辖市）的面板数据研究城镇居民股票资产的财富效应。通过划分东部、中部和西部地区以及划分收入等级进一步分析了股票财富效应的地区间差异。从而得出我国城镇居民股票的财富效应较弱，收入水平仍然是消费的主要支撑。因此，应当增加城乡居民收入，加快我国股票市场的发展。
【关键词】 财富效应 消费 股票资产
一、引言
随着我国近年来调整经济结构，转变经济发展方式相关政策的出台以及受到国外金融危机等外界冲击的影响，我国居民在金融资产的选择上也发生了相应的变化从而影响了消费支出的变化。我们将这种金融资产与消费之间的变动关系称为财富效应。国外文献对于财富效应的实证分析主要是基于生命周期理论（Modigliani，1954）。Campbell and Mankiw（1989）、lettau and Ludigson（2001）认为根据现实经验判断，消费、资产和收入之间应有长期趋势。他们基于生命周期理论从标准预算约束角度所建立的模型严谨解释了消费、收入与资产之间的长期协整关系。有些国外学者根据收入水平、年龄等因素划分不同人群研究分析财富效应的不同影响，得出高收入家庭的股票资产对消费更具有显著性。
国内有关学者对居民股票资产财富效应做出了检验，杨新松（2006）运用VAR模型研究中国股市财富效应得出股票市场总体上存在财富效应，但某些时段表现为股市投资对消费的替代效应。郑华、谢启超（2012）运用状态空间模型以及广义脉冲影响函数等方法对不同资产的边际消费倾向时变特征进行了实证研究发现房地产的财富效应要远远大于股票资产。有部分学者研究了股票资产财富效应的非对称性。
通过对国内文献的梳理可以看出，我国对于居民资产对消费影响的研究主要集中于实证分析，大部分的研究限于时间序列数据。随着股票资产在居民金融资产中占有比例较高，本文将基于31个省（直辖市）的面板数据研究居民股票资产的财富效应。
二、模型与变量选取
消费者在其一生中平滑其消费的水平取决于其一生的资源，如果经济中每个人的消费行为均相同，那么总体的消费函数就可表示为：
C=αY+βW
α是收入的边际消费倾向，是财富的边际消倾向。本文模型的建立基于生命周期理论模型，主要研究股票资产对居民消费的影响。因此，通过修改生命周期理论的消费函数可以得到：
C=αY+βSt
其中，C、Y、St分别表示消费、收入和股票资产。α表示收入的边际消费倾向，表示股票资产对消费的影响。
本文选取的是从2001年到2011年31个省份（包括直辖市）城镇居民的面板数据。本文选取的变量均为人均变量。其中以城镇居民人均可支配收入作为收入水平的代理变量、以城镇居民人均消费支出作为消费水平的代理变量、人均股票资产的计算公式为：人均股票资产=年末A股流通市值/城镇居民人口。本文的数据均来自《中国统计年鉴》，个别省份的缺失数据从各省份统计年鉴得到。并且已对所有变量数据剔除了价格因素得到实际值。本文运用Eviews7.1进行实证分析。
三、实证分析
1、单位根检验
本文基于对面板数据的不同截面具有不同的单位根为假设前提，分别使用Im-Pesaran-Skin检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验方法对数据是否存在单位根进行检验。
由分析得出，运用不同的检验方法得出结果表明，所有变量的原始序列均不能通过5%的显著性水平，即存在单位根过程，经过一阶差分之后，所有差分序列均能在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的假设，因此服从I（1），为平稳序列。
3、协整检验
由于本文选用Johansen协整检验和Kao检验方法，检验结果中，p值为0，拒绝原假设，因而各变量之间存在协整关系。
2、模型估计
从估计结果可以看出，城镇居民平均自发消费为1614.921元，其中，广东的城镇居民自发消费最高，其次为上海，城镇居民自发消费最低为山西。城镇居民收入对消费的影响非常大，边际消费倾向为0.59，即收入每增加1元，消费增加0.59元。股票资产对消费的影响为较小为0.01，即股票价格每增加1元，消费将增加0.01元。
我国地区间的结构差异，经济发展水平不均衡，因而居民金融资产的财富效应存在地区结构上的差异。因此我们将31个省分（直辖市）按照东部、中部和西部进行划分，分别建立东部、中部和西部地区的三个固定影响变截距模型，对这三个地区城镇居民股票资产的财富效应进行比较与分析，同时还与全国的水平进行比较从而得出相关结论。
由实证可以看出，收入水平对消费影响最大，就全国来说，收入增长1元，消费增长0.588元。从各地区来看，收入每增加1元将导致东部、中部和西部地区的消费增加0.567元、0.651元和0.614元。股票资产对消费的影响较小，就全国来说，股票价格每增加1元将导致东部、中部地区消费分别增加0.016元和0.009元。西部地区股票资产对消费影响不显著。
四、結论及政策建议
股票资产对于消费的影响程度较小。我国股票资产的财富效应维持在0.01-0.02之间。其中，东部地区股票资产对消费的影响最大为0.016，即股票价格上涨1元将导致消费增加0.016元，大于全国平均水平0.009。中部地区股票资产对消费的影响为全国平均水平，均为0.009。而我国西部地区股票资产对消费的影响不显著。这说明，我国区域间股票资产的财富效应具有显著差异性。东部和中部地区相对西部地区来说股票资产对于居民消费起到微弱的正向拉动作用，而西部地区经济发展落后，金融市场发展不成熟，股票价格的变动对消费没有影响。对于划分高中低收入水平的估计结果看出，只有高收入水平省份的股票市场的财富效应显著，中低收入水平股票资产的财富效应均不显著，这说明提高收入水平从而经济水平对于撬动股票市场对消费水平的拉动力具有重要的作用。 我国城镇居民可支配收入对消费的影响远大于股票资产对消费的影响。从而说明我国居民消费长期依赖于可支配收入。居民的收入水平成为消费持续增加的重要保障。我国各地区间股票市场发展具有明显不均衡性，东部与中地区股票市场财富效应明显，西部地区的股票市场财富效应不明显。与居民收入水平相比较而言，股票资产对于拉动消费具有很大的上升空间。
为了提高居民消费水平，增加居民整体的边际消费倾向，提出如下政策建议：
首先，提高经济水平，增加居民收入。收入水平所决定的经济发展水平对资本市场具有先决性作用。经济发展水平提高，一方面能够带动消费水平的提高，另一方面，只有较高的经济发展水平才能使得资本市场逐步建立、成熟与完善，居民可以运用多余的收入投资于金融市场。同时，协调发展各省市经济，减少地区间差异。
其次，加快发展我国的股票市场。扩大股票市场规模。可以借鉴美国经验，充分合理利用数量相对庞大的养老基金等进入股市，逐步放开养老金账户及其他社会保险账户参与股票市场的个人选择权，不但能增加股票市场规模，还能有效避免股市震荡。同时提高上市公司的质量，这对于稳定股市具有重要意义。提高资产证券化比例，加快优良存量资产的证券比例。利用各个省市的实体经济优势，增加和创新金融资产的交易品种，增加投资融资渠道，创新交易规则。健全证券市场法律法规，建立股票市场的稳定机制。健全证券市场法律法规，充分发挥市场机制的作用，完善资本市场监督机制，用行政手段建立抑制证券市场异常波动的管制规则。
【参考文献】
[1] 约翰·伊特维尔等.新帕尔格雷夫经济学词典（Q-Z）[M]，经济科学出版社，1992.
[2] 骆祚炎.中国居民金融资产与住房资产财富效应比较检验[J].中国软科学， 2008， （4）：40-47.
[3] 周德才.股市非对称财富效应的检验—基于股市的金融状况指数视角[J].价格理论与实践， 2012， 66-67.
[4] 陈进国，陈创练.我国股市财富效应的非对称性研究[J].统计与决策， 2009， （13）：123-125.
[5] 杨新松.基于VAR模型的中国股市財富效应实证研究[J].上海立信会计学院学报， 2006， 20（3）：40-44.
[6] 毛定祥.我国股票市场财富效应的实证分析[J].上海大学学报， 2004. 4.
[7] 乐长根，辜宏强.我国居民不同资产财富效应的协整检验与比较[J].商业时代， 2011， （27）：71-72.
【关键词】 财富效应 消费 股票资产
一、引言
随着我国近年来调整经济结构，转变经济发展方式相关政策的出台以及受到国外金融危机等外界冲击的影响，我国居民在金融资产的选择上也发生了相应的变化从而影响了消费支出的变化。我们将这种金融资产与消费之间的变动关系称为财富效应。国外文献对于财富效应的实证分析主要是基于生命周期理论（Modigliani，1954）。Campbell and Mankiw（1989）、lettau and Ludigson（2001）认为根据现实经验判断，消费、资产和收入之间应有长期趋势。他们基于生命周期理论从标准预算约束角度所建立的模型严谨解释了消费、收入与资产之间的长期协整关系。有些国外学者根据收入水平、年龄等因素划分不同人群研究分析财富效应的不同影响，得出高收入家庭的股票资产对消费更具有显著性。
国内有关学者对居民股票资产财富效应做出了检验，杨新松（2006）运用VAR模型研究中国股市财富效应得出股票市场总体上存在财富效应，但某些时段表现为股市投资对消费的替代效应。郑华、谢启超（2012）运用状态空间模型以及广义脉冲影响函数等方法对不同资产的边际消费倾向时变特征进行了实证研究发现房地产的财富效应要远远大于股票资产。有部分学者研究了股票资产财富效应的非对称性。
通过对国内文献的梳理可以看出，我国对于居民资产对消费影响的研究主要集中于实证分析，大部分的研究限于时间序列数据。随着股票资产在居民金融资产中占有比例较高，本文将基于31个省（直辖市）的面板数据研究居民股票资产的财富效应。
二、模型与变量选取
消费者在其一生中平滑其消费的水平取决于其一生的资源，如果经济中每个人的消费行为均相同，那么总体的消费函数就可表示为：
C=αY+βW
α是收入的边际消费倾向，是财富的边际消倾向。本文模型的建立基于生命周期理论模型，主要研究股票资产对居民消费的影响。因此，通过修改生命周期理论的消费函数可以得到：
C=αY+βSt
其中，C、Y、St分别表示消费、收入和股票资产。α表示收入的边际消费倾向，表示股票资产对消费的影响。
本文选取的是从2001年到2011年31个省份（包括直辖市）城镇居民的面板数据。本文选取的变量均为人均变量。其中以城镇居民人均可支配收入作为收入水平的代理变量、以城镇居民人均消费支出作为消费水平的代理变量、人均股票资产的计算公式为：人均股票资产=年末A股流通市值/城镇居民人口。本文的数据均来自《中国统计年鉴》，个别省份的缺失数据从各省份统计年鉴得到。并且已对所有变量数据剔除了价格因素得到实际值。本文运用Eviews7.1进行实证分析。
三、实证分析
1、单位根检验
本文基于对面板数据的不同截面具有不同的单位根为假设前提，分别使用Im-Pesaran-Skin检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验方法对数据是否存在单位根进行检验。
由分析得出，运用不同的检验方法得出结果表明，所有变量的原始序列均不能通过5%的显著性水平，即存在单位根过程，经过一阶差分之后，所有差分序列均能在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的假设，因此服从I（1），为平稳序列。
3、协整检验
由于本文选用Johansen协整检验和Kao检验方法，检验结果中，p值为0，拒绝原假设，因而各变量之间存在协整关系。
2、模型估计
从估计结果可以看出，城镇居民平均自发消费为1614.921元，其中，广东的城镇居民自发消费最高，其次为上海，城镇居民自发消费最低为山西。城镇居民收入对消费的影响非常大，边际消费倾向为0.59，即收入每增加1元，消费增加0.59元。股票资产对消费的影响为较小为0.01，即股票价格每增加1元，消费将增加0.01元。
我国地区间的结构差异，经济发展水平不均衡，因而居民金融资产的财富效应存在地区结构上的差异。因此我们将31个省分（直辖市）按照东部、中部和西部进行划分，分别建立东部、中部和西部地区的三个固定影响变截距模型，对这三个地区城镇居民股票资产的财富效应进行比较与分析，同时还与全国的水平进行比较从而得出相关结论。
由实证可以看出，收入水平对消费影响最大，就全国来说，收入增长1元，消费增长0.588元。从各地区来看，收入每增加1元将导致东部、中部和西部地区的消费增加0.567元、0.651元和0.614元。股票资产对消费的影响较小，就全国来说，股票价格每增加1元将导致东部、中部地区消费分别增加0.016元和0.009元。西部地区股票资产对消费影响不显著。
四、結论及政策建议
股票资产对于消费的影响程度较小。我国股票资产的财富效应维持在0.01-0.02之间。其中，东部地区股票资产对消费的影响最大为0.016，即股票价格上涨1元将导致消费增加0.016元，大于全国平均水平0.009。中部地区股票资产对消费的影响为全国平均水平，均为0.009。而我国西部地区股票资产对消费的影响不显著。这说明，我国区域间股票资产的财富效应具有显著差异性。东部和中部地区相对西部地区来说股票资产对于居民消费起到微弱的正向拉动作用，而西部地区经济发展落后，金融市场发展不成熟，股票价格的变动对消费没有影响。对于划分高中低收入水平的估计结果看出，只有高收入水平省份的股票市场的财富效应显著，中低收入水平股票资产的财富效应均不显著，这说明提高收入水平从而经济水平对于撬动股票市场对消费水平的拉动力具有重要的作用。 我国城镇居民可支配收入对消费的影响远大于股票资产对消费的影响。从而说明我国居民消费长期依赖于可支配收入。居民的收入水平成为消费持续增加的重要保障。我国各地区间股票市场发展具有明显不均衡性，东部与中地区股票市场财富效应明显，西部地区的股票市场财富效应不明显。与居民收入水平相比较而言，股票资产对于拉动消费具有很大的上升空间。
为了提高居民消费水平，增加居民整体的边际消费倾向，提出如下政策建议：
首先，提高经济水平，增加居民收入。收入水平所决定的经济发展水平对资本市场具有先决性作用。经济发展水平提高，一方面能够带动消费水平的提高，另一方面，只有较高的经济发展水平才能使得资本市场逐步建立、成熟与完善，居民可以运用多余的收入投资于金融市场。同时，协调发展各省市经济，减少地区间差异。
其次，加快发展我国的股票市场。扩大股票市场规模。可以借鉴美国经验，充分合理利用数量相对庞大的养老基金等进入股市，逐步放开养老金账户及其他社会保险账户参与股票市场的个人选择权，不但能增加股票市场规模，还能有效避免股市震荡。同时提高上市公司的质量，这对于稳定股市具有重要意义。提高资产证券化比例，加快优良存量资产的证券比例。利用各个省市的实体经济优势，增加和创新金融资产的交易品种，增加投资融资渠道，创新交易规则。健全证券市场法律法规，建立股票市场的稳定机制。健全证券市场法律法规，充分发挥市场机制的作用，完善资本市场监督机制，用行政手段建立抑制证券市场异常波动的管制规则。
【参考文献】
[1] 约翰·伊特维尔等.新帕尔格雷夫经济学词典（Q-Z）[M]，经济科学出版社，1992.
[2] 骆祚炎.中国居民金融资产与住房资产财富效应比较检验[J].中国软科学， 2008， （4）：40-47.
[3] 周德才.股市非对称财富效应的检验—基于股市的金融状况指数视角[J].价格理论与实践， 2012， 66-67.
[4] 陈进国，陈创练.我国股市财富效应的非对称性研究[J].统计与决策， 2009， （13）：123-125.
[5] 杨新松.基于VAR模型的中国股市財富效应实证研究[J].上海立信会计学院学报， 2006， 20（3）：40-44.
[6] 毛定祥.我国股票市场财富效应的实证分析[J].上海大学学报， 2004. 4.
[7] 乐长根，辜宏强.我国居民不同资产财富效应的协整检验与比较[J].商业时代， 2011， （27）：71-72.