股市收益、收益波动与中国城镇居民消费行为.doc

此文档收集于网络，如有侵权，请联系网站删除第三组：宏观经济增长与发展字数：11875股市收益、收益波动与中国城镇居民消费行为* 本文得到国家社会科学基金（项目号：07BJY021）的资助。 作者简介：陈强，男，1982年2月，2006级西方经济学硕士研究生，福州大学管理学院；叶阿忠，男，1963年5月，博士，教授，博士生导师，福州大学管理学院。陈强叶阿忠(福州大学 管理学院)【摘要】本文通过构造边际消费倾向理论模型，表明股市收益波动是影响居民边际消费倾向的重要因子，而股市收益对居民边际消费倾向的影响带有不确定性；股市正财富效应发挥与否的主要因素之一是经济风险的大小；并依据模型分析了股市财富效应的非对称性特征。实证进一步论证了模型的结论，研究发现居民边际消费倾向受股市收益波动的影响十分显著，而受股市收益和消费波动的影响较弱，且股市收益产生的影响随着时滞的增长将变的更加不确定。关键词：边际消费倾向 财富效应 状态空间模型 EGARCH模型 VAR中图分类号：F014.5；F224.0；F830.9 文献标识码：A一、引言我国自从1996年经济实现“软着陆”以后 ,宏观经济出现了明显的变化,社会总需求长期表现不足，边际消费倾向不断递减（见下文图1）。在这种形势下,政府曾运用了扩张性的经济政策刺激经济,虽然使社会投资需求得到一定的增长,但社会消费需求依旧低迷不振。另外，中国人民银行研究局课题组（2002）曾研究表明股市对宏观经济的影响越来越显著。然而，我国股市建立时间比较晚，还不成熟，从市场的投资主体到交易机制都与发达国家有很大的差距。因此，在当前有效需求不足的情况下，充分挖掘股市与消费行为的关系，积极有序地发展股市，利用股市引导社会总需求，促进经济持续稳定发展将具有重大现实意义。在国外众多消费理论中，基于股市角度来研究消费问题的已有较长的历史，Haberler（1939）、Pigou A.C.（1943）和Patinkin D.（1956）在研究总消费之内的财富效应问题中倡导的所谓“庇古效应”已经成为当今国内外经济理论界研究股市财富效应的理论起点。之后关于股市作用于消费的机理的研究越来越受到重视。如Tobin（1969）、Bernanke（1988）和Blinder（1988）、Kashyap和Stein（1994）等人分别从不同的角度研究了股市影响总需求的问题，并先后提出了托宾q效应、资产负债表效应、流动性效应。Friend和Lieberman（1975）曾利用1962-1963年的消费者金融特征调查的数据，Martha StarrMc Cluer（1998）利用美国密歇根SRC消费者调查数据分别研究了股市的走势与消费或储蓄的关系。Sydney Ludvigson和Charles Steindel（1999）利用美国1953-1997年的数据建立了传统生命周期消费假说的估计模型来研究财富效应与消费的关系。Case（2001）等通过对14个国家近25年的数据进行了财富效应的实证检验。近年来，国内学者对启动消费、扩大内需问题进行了广泛的探讨。与国外相比，国内基于股市角度研究居民消费的文献还不多。梁宇峰和冯玉明（2000）采用“问卷调查”的方法，李振明（2001）利用行情股价数据分别研究了1999年的“5.19”上涨行情带来的财富效应对于刺激即期消费需求的关系。石建民（2001）在一个均衡框架下分析了资产价格对消费、投资和金融体系的影响。李学峰、徐晖（2003）和林琳（2002）分别运用一元线性回归模型和多元线性回归模型检验我国股市的财富效应对消费的影响。李惠和陈茂申（2004）对我国股市的财富效应与拉动内需的条件及关系作了研究。段进、曾令华、朱静平（2005）通过协整分析探讨了我国股市财富效应对消费的影响。由于传统基于股市角度研究消费问题的文献大部分是从股市财富效应的方面来研究股市对消费行为的影响，较少考虑到股市波动风险的影响，多数只是基于股价水平和消费支出水平方面等方面进行研究，许多研究还只是基于定性分析或利用简单的相关回归分析，这些在一定程度上限制了更深层次的研究。为此，本文将力图对传统的研究视角与方法有所突破与扩展。首先，从我国股市现实出发，考虑的是股市收益及其波动，同时兼顾消费波动；对消费行为参数的选择是采用能够在一定程度上反映居民心理特征的时变的居民边际消费倾向。其次，从理论和实证两个视角进行分析：在理论上推导出边际消费倾向模型，并依据模型从微观层面上分析了股市与居民消费关系及作用机理；在具体的实证分析中，合理的依据模型测算出不可直接观测的变量值来做更深层次的分析，对计量模型的选择尽可能的考虑了中国现实与实际经济的特征。后文的结构安排如下:第二部分构造理论模型,揭示居民边际消费倾向与股市收益及其波动的关系;第三部分利用中国的有关数据，通过设计多种计量模型对理论模型进行实证分析与检验;第四部给出结论并总结全文。二、理论模型（一）理论模型的构建传统的消费问题研究多数只是局限于消费水平的分析，很少考虑人们所关心的边际消费倾向的变化规律。为了分析这一问题，本文将从我国的现实出发，结合不确定消费理论；在假定储蓄是无风险的窑藏基础上，推导出边际消费倾向的理论模型 本文出于简单考虑以及我国利率市场化程度不高，居民消费对利率微调的敏感性不是很大，在此假定消费者只在股票市场市场进行风险投资，与股票投资相比，可认为储蓄是无风险的窑藏。并进一步研究了股市特征与居民边际消费倾向的关系。 假定消费者在t时刻的总资产Vt由风险资产At和无风险资产Bt构成。消费者的收入为Yt，消费者的消费水平为Ct。消费者的效用水平定义在消费者的消费水平上，即。消费者选择他的消费水平来极大化他的效用的贴现和，即:（1）其受约束于下面的预算约束条件：（2）其中，为从t期到t+1期消费者风险投资的总的回报率。为对t时刻消费者所有的信息集合的条件期望。令为风险投资比重（在此出于简单考虑，假定其在短期内是恒定的），则最优性条件为 由于本文假定储蓄无收益，只有风险投资（股票投资）收益率为，因此若在t时刻消费消费下降，这种变化的效用成本为，在t+1时刻消费增加，则贴现的预期效用收益为，最优时意味着预期效用收益必须等于效用成本。：（3）若效用函数是常数相对风险规避型效用函数时，即，其中是相对风险规避系数。最优性条件可写为： （4）在对数收益和对数消费增长率服从联合正态分布时 若则，其中表示指数函数。，可得到：将上式代入（4）式，取对数得：（5）又根据公式，由上式（5）可求得:（6）另外，假定t时期居民的收入由工资收入和风险投资收益构成，居民风险资产只来自股票投资，其收入水平与股市价格水平呈正相关关系，并且满足，其中为对数收入与对数股票价格水平的相关系数。由此可得：（7）其中，。当时间间隔趋于无穷小时有： （8）又因为边际消费倾向为，平均消费倾向为，则可推导出如下表达式：（9）式（9）即为居民边际消费倾向模型。其中：表示t+1期股市收益的t期条件期望，和分别表示t+1期股市收益和消费增长率的t期条件方差。（二）理论模型的启示从式（9）可以看出，居民的预期边际消费倾向受股市收益波动和消费波动的影响，当居民是风险厌恶型（）时，预期下一期股市收益波动与消费波动增大时，会使消费者的预期边际消费倾向提高，这导致消费者会延迟消费以提高未来的消费水平，从而使当前消费减少。当居民是风险喜好型（）时，情况正好相反。同时可看出在一定程度上过高的预期工资增长率会降低居民的预期边际消费倾向。为了更好的分析股市收益对预期边际消费的影响，挖掘股市财富效应的作用机理，在此将式（9）两边对求偏导可得： （10）其中:,该值的大小在一定程度上可看成是经济风险的体现，值表示预期股市收益提高一个单位时，预期边际消费倾向的边际变化量。为便于分析，在此令：，显然都会为正值，因此，从式（10）可看出，当前预期（对数）股市收益对居民预期边际消费倾向的影响是不确定的，可能对预期边际消费倾向的提高存在促进作用（0）也可能存在抑制作用(0，说明股市收益的增加会促进预期边际消费倾向的提高；反之亦然。在消费者收入与股价水平之间存在正相关性（0）以及消费者的预期工资增长率为正（）的情况下，当股市持续繁荣或股市经常性的出现盈利时，通常会给人们带来较小的风险预期（即var值较小），并且在消费者具有一定的风险厌恶特征（0，但不会过大）时，易使得0）时，随着预期收益的提高，会变小，从而使值逐渐变小（即以递减的速度增大），说明股市收益上升时的正财富效呈边际递减；反之，可同样推导出股市收益下降时的负财富效呈边际递增。可见在一定条件下，负财富效应与正财富效应作用效果是不对称的，即股市收益下跌抑制边际消费倾向的效应倾向于比股市收益上升促进边际消费倾向的效应来的强。宋威（2003）关于中国股市的S型财富效应的实证结果从一定程度上体现了该结论的思想 宋威（2003）通过实证我国居民消费与股票流动市值的关系发现：股市下跌打压消费支出的效应高于股市上升促进消费支出的效应，且股市上升时的正财富效应呈边际递减，股市下跌时的负财富效应呈边际递增，并据此提出股市财富效应呈S型。这从一定意义上也说明了本文的理论模型对中国股市的适用性。三、中国城镇居民消费行为的实证分析（一）数据说明与实证设计本文根据理论模型表达式（式（9），收集了有关数据。数据均来自中经网产业数据库。原始数据信息见表1。其中：每月的平均股票价格水平以当月上证A股最高与最低股价指数的简单平均表示。收入、消费和股价指数数据都通过居民消费价格指数调整为实际值 原始居民消费价格指数是以上年同月=100的环比价格指数，在此通过以1995年同月=100为定基转化为每年同月的的定基价格指数后做为调整因子。本文实证的最后部分的VAR模型分析采用季度数据进行的。由于自回归条件异方差模型需要较多数据，在对股市收益及其波动的EGARCH-M模型分析时首先是采用股价指数的月度数据进行模型计算得到股市收益与其方差的月度序列值后，再通过季度内平均得到相应的季度数据。在用状态空间模型估计居民边际消费倾向和用EGARCH模型计算消费波动的变异系数序列时，首先对实际收入与实际消费的季度数据进行了移动平均比率法的季度调整。利用以上数据，首先对有关变量进行了ADF单位根检验。结果如表2 此表列出的单位根检验结果包括下文估计出的序列变量。表1 原始数据的信息数据名称数据类别数据的时间跨度城市居民消费价格指数（上年同月=100）月度数据95年1月07年3月城镇居民家庭人均可支配收入季度累计95年1季度07年1季度城镇居民家庭人均消费性支出季度累计99年1季度07年1季度上证A股最高与最低股价指数月度数据96年1月07年3月表2 有关变量的ADF单位根检验变量符号变量名称检验类型（e,T,d）t-统计值5%临界值Prob.人均消费性支出（e,T,1）-4.675-3.5630.0039人均可支配收入（e,T,1）-7.534-3.5110.0000时变边际消费倾向（e,T,1）-5.909-3.5680.0002消费支出变异系数（e,T,0）-6.230-3.5630.0001对数股市收益（e,T,0）-4.793-3.5580.0028对数股市收益方差（e,T,1）-9.065-3.5740.0000注：e和T分别表示带有常数项和趋势项，d表示采用的差分阶数由表2中数据可知，在0.5%显著性水平下，所有变量都是非平稳变量，除了消费支出变异系数和对数股市收益是趋势平稳外，其它变量差分一次后为趋势平稳变量。在对中国城镇居民消费行为的分析与模型实证中，首先利用实际居民消费性支出数据和实际居民可支配收入数据（对这些数据先做了季节调整）依据状态空间模型估计出居民的时变的边际消费倾向。然后利用居民消费性支出数据和计算出来的对数股票收益数据分别依据EGARCH模型和EGARCH-M模型估计出消费波动变异系数序列和股市收益波动方差序列 考虑到现实中，消费者消费决策受消费状况的影响更直接的来自于较易感知的消费支出水平变化的波动，而较难体会到消费增长率变化的波动，同时因为在利用对数消费增长率序列数据进行计量模型构建时，很难得到合适的模型来测算消费波动因素的变化。因此，在实证模型中本文选用消费波动的变异系数序列代表消费波动的风险。其他影响因素仍利用理论模型推导出的变量表示。随后利用这些估计出来的数据依据向量自回（VAR）模型进行模型估计与检验，并通过脉冲响应函数和方差分解来进一步分析它们间的关系。本文的实证结果主要是在软件EVIEWS5.0下进行的，在对数据的预处理中兼用了软件EXCEL2003。（二）边际消费倾向的状态空间模型分析传统对消费问题的实证研究很多是假定边际消费倾向不变的。但由于消费和收入的关系是随改革的推动与经济的发展逐渐改变的，边际消费倾向不变的假定存在明显不足。另外，体现消费与收入动态关系的边际消费倾向是一种不可观测的变量。在此，将依据状态空间理论把长期消费函数设定为时变参数模型，利用经季节调整的实际收入与消费数据计算得到状态空间模型形式如下： 量测方程： （11） 状态方程： （12）Std. Error：（0.001013）t-Statistic：（522.6236）估计式中，表示居民边际消费倾向。根据估计结果表明模型的系数估计在统计上是高度显著的。由前文的单位根检验结果知，和是一组非平稳变量（都是变量）。因此，为了检验以上估计结果的可靠性，还须对状态空间模型描述的消费与收入的关系进行协整分析。选用Engle和Granger的两步法（EG）进行协整检验。对方程（11）的残差（即均衡误差）的检验结果如表3。 表3 均衡误差项平稳性的EG检验t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.5401960.0000Test critical values1% level-4.3098245% level-3.57424410% level-3.221728表3的结果表明在1%显著性水平下，t-Statistic的绝对值（6.540196）大于临界水平的绝对值（4.309824）。说明方程（11）的误差项是平稳时间序列。因此状态空间模型的估计结果是可靠的。根据此状态空间模型可算出随时间变动的边际消费消费倾向，在此绘制出相应的图形（如图1），并记录下该时变的边际消费倾向序列值作为下文计量分析的变量之一。图1 城镇居民时变的边际消费倾向（三）消费波动的EGARCH模型分析居民的消费行为存在许多不对称的影响因素，一方面消费者可能存在“攀比效应”与“棘轮效应”的习性，另一方面，根据行为经济学理论知消费者具有“损失厌恶”与“禀赋效应”等心理特征。这种微观层面的不对称性特征一般会造成宏观层面消费波动的不对称效应。因此可用EGARCH模型来刻画消费的波动。 在建立消费波动的EGARCH模型过程中，首先，利用我国的消费支出数据对均值方程（为常数）进行OLS回归。并采用拉格朗日乘数法（LM法)对均值方程的残差序列进行ARCH效应检验。检验结果发现取条件方差的不同滞后阶数p时，相应的F统计量和TR2统计量的伴随概率都接近0，说明存在很明显的ARCH效应。通过比较多种估计结果，本文最终采用ARMA（1,0）/EGARCH（1,0）模型刻画消费波动。利用经季节调整的消费与收入数据，在假设残差的条件分布服从正态分布情况下估计的结果如下：（13）Std. Error：（0.002713）t-Statistic：（376.0079） （14）Std. Error：(0.388227） （0.321115） （0.303613）t-Statistic：(20.02539） （1.726105） （-2.860679），由以上结果可知，各系数的估计都比较显著。接着对标准化的残差序列进行ARCH效应的LM检验。结果表明ARCH效应消失了，因此该估计模型是可用的。最后，根据上述的估计模型计算我国的消费波动，得到条件方差序列。由于该方差序列是基于水平值计算出来的，为了消除变量单位的影响，本文根据公式（代表变异系数，代表消费支出的平均水平）将其转化为变异系数序列作为消费波动风险的数值。（四）股市收益波动的EGARCH-M模型分析根据金融理论知，股票资产的收益应当与其风险成正相关。另外，在现实中，也发现股市中的冲击常常表现出一种非对称效应，这种非对称性常表现为收益波动对市场下跌的反应比对市场上升的反应更加迅速。因此，选择既能反映收益与风险的相关系又能反映非对称效应的EGARCH-M模型是比较合理的。在此令、。构建EGARCH-M模型前，本文利用股市对数收益对式（为常数）进行OLS回归，并进行ARCH效应的LM检验。取条件方差的滞后阶数p=3得到检验结果如下表4：表4 股市对数收益的ARCH-LM检验F-statistic2.183879 Prob. F(3,128)0.09311ObsR-squared6.427393 Prob. Chi-Square(3)0.09257由表4中数据可知在10%的显著性水平下，拒绝原假设，说明残差序列存在ARCH效应。比较多种估计结果后最终选择构建EGARCH-M(1,1)模型。在残差的条件分布服从广义误差分布情况下估计的结果如下：（15）Std. Error：（0.117898）（1.934970）t-Statistic：（4.279898）（-3.924928）（16）Std. Error：（0.289470） （0.035780） （0.023488） （0.049599） t-Statistic：（-10.83780） （-2.797475） （-2.345056） （8.294118） ，,根据估计结果看出，各系数的估计结果都很显著。同样，对标准化的残差序列进行ARCH效应的LM检验，结果表明ARCH效应也消失了。最后，利用该估计模型计算我国的股市收益波动，并记录下条件方差序列作为股市收益波动风险的数值。（五）边际消费倾向模型的动态关系分析 依据式（9）知，在不考虑平均消费倾向和工资增长率变动（的影响时，居民边际消费倾向受股市收益、股市收益波动和消费波动的影响。同时，根据上文的分析可知，我国消费支出与股市收益都存在在一定的波动风险（见图2和图3）。这些风险的存在对居民边际消费倾向的影响究竟如何？本部分将通过构建向量自回归（VAR）模型，利用脉冲响应函数和方差分解的方法分析股市收益、股市收益波动和消费波动与居民边际消费倾向的长期动态关系。图2 居民消费季度波动的变异系数序列曲线 图3 股市收益季度波动的方差序列曲线1.向量自回归（VAR）模型的构建要进行脉冲响应与方差分解的分析，首先要建立一个VAR模型。在此选用变量、和建立一个四元的VAR模型来进行分析。本文确定的模型为如下VAR（3）形式 选择VAR模型的滞后阶数一般常用似然比（LR）检验、AIC信息准则和SC信息准则，LR值越大越好，AIC和SC越小越好。本文在不同滞后期条件下对估计的结果进行AR根图表的检验发现，只有当滞后期为1和3时，估计的模型才是稳定的。再根据表5滞后阶数选择标准的具体值知：三个准则都支持滞后阶数P为3，：其中：是一个四维内生变量，为待估系数矩阵，为四维拢动向量。对该VAR（3）方程进行OLS估计，其估计结果显示模型总的调整后的拟合优度为，通过观察模型估计后的AR根图表（见图4），可见，估计的模型的所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，因此该VAR（3）模型是稳定的。表5 VAR模型滞后阶数选择标准 图4 取P=3时的AR根单位圆图由上文的单位根检验结果（见表2）可知该VAR（3）模型中的变量都是非平稳的。为了避免可能存在虚假回归现象，需进一步对该VAR（3）模型进行Johansen协整检验，在此同时采用特征根迹检验和最大特征值检验两种检验方法，检验结果见表6和表7。表6和表7两种方法的检验结果均表明，其对应原假设None(表示无协整关系)的检验统计量的值均大于5%显著性水平下的临界值，表明我们可以在95%的置信水平下拒绝无协整关系的假设，即、和四个变量之间存在协整关系。其对应原假设At most 1(表示至多只存在一个协整向量)的检验统计量的值均小于5%显著性水平下的临界值，表明我们不能拒绝最多存在一个协整向量的原假设。可见，这四个变量之间存在有且只有一个协整向量。说明它们之间存在长期的均衡关系，对它们的回归不是虚假回归。因此，可利用该VAR（3）模型做进一步分析。表6 特征迹检验结果HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.78790272.6481247.856130.0001At most 10.50443127.677629.797070.0861At most 20.2228847.31820615.494710.5409At most 30.0001860.0053943.8414660.9408 表7最大特征值检验结果HypothesizedMax-Eigen0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.78790244.9705327.584340.0001At most 10.50443120.3593921.131620.0638At most 20.2228847.31281214.26460.4528At most 30.0001860.0053943.8414660.94082.脉冲响应分析脉冲响应函数分析的是向量自回归（VAR）模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度。使用脉冲响应函数时，一个值得注意的问题是变量顺序的设定，不同的变量顺序会产生略有不同的结果。本文根据变量考察的重点，选择的变量顺序依次为：边际消费倾向、股市收益、股市收益波动和消费波动。由以上估计的VAR模型可得到如下的脉冲响应函数图（见图5至图12）。其中，横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：季度），纵轴表示相应的变量，实线表示脉冲响应函数曲线，虚线表示正负两倍标准差的偏离带。 图5边际消费倾向对自身的影响 图6 股市收益对边际消费倾向的影响 图7 股市收益波动对边际消费倾向的影响 图8消费波动对边际消费倾向的影响图5显示，本期边消费倾向的变动会给自身带来持续的正向影响，说明居民的消费行为具有一定惯性特征。由图6、图7和图8可以看出：本期股市收益、股市收益波动和消费波动受到一个正冲击后，都会给边际消费倾向的提高带来持续的抑制作用。其中股市收益波动受冲击后带来的抑制作用最显著，其在前4期持续增大后在第4期达到最大的抑制作用，此时边际消费倾向对股市收益波动的响应是-0.007104，随后响应值是稳步减弱的，到第10期时响应值为-0.003728。本期股市收益和消费波动的一个正冲击引起边际消费倾向的响应相对较微弱，且响应值都较恒定，到第10期时，它们引起的响应度分别为-0.001892和-0.001805。这些表明股市收益波动、股市收益和消费波动受外部条件的某一冲击后，会给边际消费倾向带来不同程度的反向冲击，而且这些冲击都具有持续效应。同时，从图中可看出，在这三个因素中，股市收益受冲击后引起响应的两倍标准差的偏离带具有不断扩大的趋势，表明了股市收益对边际消费倾向影响的不确定性随时滞的增长在不断增大，这在一定程度上印证了边际消费倾向理论模型中（公式（10）提出的边际消费倾向受股市收益的影响具有不确定性特点。 图9 股市收益对消费波动的影响 图10消费波动对股市收益的影响 图11股市收益波对消费波动的影响 图12消费波动对股市收益波动的影响从图9可看出：股市收益受外部条件的某一冲击时在前3期内给消费波动带来持续增大的同向冲击，而后开始上下摆动，总体上是同向冲击为主。这说明了股市收益大小的变化在一定程度上会加剧消费波动。但图10表明消费波动对股市收益的影响不是很明显。另外图11与图12表明，股市收益波动和消费波动之间存在一定相互影响，其中股市收益波动受一个正冲击后会在极短时期内（大约0.3期）给消费波动带来一个微弱的反向冲击，而后反弹为较大的同向冲击，在第2期初时达到最高点（此时引起边际消费倾向的响应为0.164916），持续到第3期又开始急剧减弱，从第4期开始到第6期转化为反向冲击，第7期后其引起的响应降为0。而消费波动在受外部条件的某一冲击后，在第1期内不会引起股市收益波动的响应，从第2期才开始给股市收益波动带来一定的同向冲击，但第4期到第8期之间股市收益波动会上下变动，之后稳定为微弱的反向冲击。从中可看出，股市收益波动对消费波动的影响较剧烈，但不具有长期持续性；而消费波动对股市收益波动的影响具有一定的滞后性且相对较弱，但具有较长的持续性。3.方差分解分析同样，利用VAR模型可得到方差分解图（见图13至图20）。其中，横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：季度），纵轴表示所有变量对研究变量的贡献率，实线表示贡献率函数曲线。 图13边际消费倾向对自身的贡献率 图14 股市收益对边际消费倾向的贡献率 图15 股市收益波动对边际消费倾向的贡献率 图16消费波动对边际消费倾向的贡献率从图13至图16可看出，在对边际消费倾向变化的贡献率中，边际消费倾向自身的贡献率最大，其对自身的贡献率是逐渐递减的，在第10期时还达到了69.63247%。其次是股市收益波动，其在第10时的贡献率为23.16807%，股市收益、消费波动的贡献率都比较小，它们在第10期时的贡献率分别为3.286308%和3.913151%。后三个因素对边际消费倾向变动的贡献率都具有递增的趋势。 图17 股市收益对消费波动的贡献率 图18消费波动对股市收益的贡献率 图19股市收益波动对消费波动的贡献率 图20消费波动对股市收益波动的贡献率图17至图20显示，不论是股市收益还是股票收益波动，它们对消费波动影响的贡献率都比较显著，而消费波动对股市收益和股票收益波动影响的贡献率却都比较小。其中，股市收益对消费波动影响的贡献率（见图17）在前3期是逐渐递增的，在第4期时达到最高值15.93600%，随后基本维持在此水平；股市收益波动对消费波动具有较大的贡献率（见图19），其在第3期时达到最高点，此时贡献率为35.80088%，到第10期时为28.53016%。这表明，虽然股市收益波动与消费波动具有相互影响与促进的关系，但它们之间的相互作用是不对称的，股市收益波动对消费波动具有占主导作用。总体而言。在考虑股市收益波动后，基于1999年1季度至2007年1季度的季度股市收益的检验结果还表明：这期间我国的股市不存在正的财富效应，甚至存在对消费的微弱替代效应。这与杨新松（2006）发现的我国股市某些时段表现为股市投资对消费的替代效应是有相同之处。究其原因，可能是由于我国股市在这期间曾出现过长期的股市低迷状态。因此，将这时期股市与消费关系进行综合分析，长期低迷的股市给消费着带来较大的风险预期 由上文实证分析可知股市收益波动风险对边际消费倾向的提高具有显著抑制作用。，使的消费者信心下降，在加上股市具有收益下跌抑制边际消费倾向的效应强于收益上升促进边际消费倾向的效应的不对称性特点。这在一定程度上使的这种意在检验收益提高对增加消费效应的表现变的更不明显。四、结论考虑到股市对居民消费行为的影响在学术界还没有明确一致的观点，本文从理论和实证两个视角，考察了居民边际消费倾向与股市收益及其波动的关系。首先，依据推导出的边际消费倾向理论模型，得出如下结论：1.证明了股市收益波动是影响居民边际消费倾向的重要因子，而股市收益对居民边际消费倾向的影响是带有不确定性。2.股市正财富效应的发挥与否，直接原因不是取决于股市收益的大小，而是由体现经济风险（var）和消费者风险偏好（）等因素的值（参见式（10）的符号来决定，同时也说明了经济风险是影响股市正财富效应发挥的一个十分重要的因素。3.股市负财富效应与正财富效应作用效果是不对称的，即股市收益上升时的正财富效呈边际递减，而股市收益下降时的负财富效呈边际递增，并且股市收益下跌抑制边际消费倾向的效应倾向与比股市收益上升促进边际消费倾向的效应来的强。由于国内多数学者在进行实证研究时，很少考虑股市与时变的居民边际消费倾向的长期动态关系，本文基于理论模型的基础上，从宏观和动态的角度进行分析，发现我国居民边际消费行为不仅受到股收益及其波动的影响，而且受到消费波动的影响。具体如下：1.股市收益、股市收益波动和消费波动受外部条件的某一冲击后，会给边际消费倾向带来不同程度的反向冲击，而且这些冲击都具有持续效应。其中股市收益波动的冲击带来的抑制作用最显著，股市收益对边际消费倾向影响的不确定性随时滞的增长会不断增大，即边际消费倾向受股市收益的影响具有一定的不确定性趋势。2.股市收益受外部条件的某一冲击时总体上会给消费波动带来同向冲击。这说明了股市收益的变动在一定程度上会加剧消费的波动。3.股市收益波动和消费波动之间存在一定相互影响，股市收益波动对消费波动的影响较剧烈，但不具有长期持续性；而消费波动对股市收益波动的影响具有一定的滞后性且相对较弱，但具有较长的持续性。4.虽然消费波动与股市收益波动具有相互影响与促进的关系，但它们之间的相互作用是不对称的，股市收益波动对消费波动具有主导作用。5.在对边际消费倾向的影响中，边际消费倾向自身的贡献率最大，其对自身的贡献率是逐渐递减的，其次是股市收益波动，而股市收益和消费波动的贡献率相对较小。但后三个因素对边际消费倾向变动的贡献率都具有递增的趋势。上述结论为政府利用股市引导经济发展提供了一定的参照标准。随着我国经济的快速发长、证券市场的不断健全，充分认识股市的影响及规律，并加以利用之，才能更好的发挥股市的作用，促进经济持续稳健发展。参考文献：1 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