我国现拥有14亿人口，是世界上最大的单一市场，在消费拉动经济增长上具有得天独厚的优势。随着中国经济进入增速换挡期，投资和出口出现不同程度下滑，在此背景下，如何依靠消费拉动内需得到越来越多的关注。因此，对消费的影响因素进行研究显得越发重要。
财富价值变动导致居民消费的变动又称财富效应，学术界对此研究由来已久。Pigou(1941)首次对该现象进行阐述：在完全竞争条件下, 当衰退期间物价下跌时, 居民真实现实余额会增加, 财富净值提高, 消费者的消费欲望随之增长。此后，对引起居民实际财富变化的研究对象也扩展到住房、汽车及金融资产等领域。随着消费理论的发展，对投资者消费行为的研究持续深入，又出现了Friedman(1957)的持久收入假说以及Ando and Modigliani(1963)的生命周期理论等，从理论上确认了财富效应的存在。
西方最近一次对财富效应研究的热潮起源于1990年代，首先由于股市市值的快速增长，随后得益于房价上涨的推动。美国及诸多工业化国家开始对资产的财富效应及其如何影响消费产生兴趣, 研究的主要结论聚焦于财富效应带来的边际消费倾向或消费弹性(Paiella, 2009)。早期研究并未区分不同种类资产的差别，但已有学者认为加总的财富并不能清晰地解释财富和消费间的关系。Bostic et al.(2009)，Carroll et al.(2011)，Case et al.(2005)，Poterba(2000)倾向于将资产区分为房产和金融资产，由于上述两种资产在诸如流动性、估值难易、冲击的持续性及用于消费融资的适宜性等特性上存在显著差异，通常认为二者引起的财富效应是不同的。Poterba(2000), Mehra(2001)，Case et al.(2005)发现家庭资产价值与消费需求存在显著正相关性，且房产的财富效应大于股市资产的财富效应。Calomiris et al.(2013)发现房产价格每上升1美元，将带动3-10美分的消费增长；Bostic et al.(2009)，Calomiris et al.(2013), Cooper and Dynan(2013)认为美国股市资产每上涨1美元带动的消费增长为2-5美分。Calcagno et al.(2009)，Fisher et al.(2010)对意大利和加拿大国内的调查也支持了上述结论。
在此基础上，学术界进一步探究股市财富效应通过何种渠道发挥作用，目前主要形成以下结论：(1)Grant and Peltonen(2008)，Gan(2010)认为家庭持有的资产价格上升时，会直接带来财富增加，居民总体预算提高，进而增加消费意愿，实现消费增长，可归纳为直接财富效应；(2)Gan(2010)和Browning et al.(2013)认为随着资产价格上升，持有者权益增加，信贷约束降低，可增强其信贷能力并带动消费提升，此为抵押品效应；(3)Poterba et al.(1995)，Jansen and Nahuis(2004)，Dynan and Maki(2001)等认为股票价格的上涨能够预示经济基本面的变化，股价上升时代表经济景气度上升，从而提升消费者对未来收入的预期，进而带动消费支出增加，称为信号传递效应；(4)Apergis and Miller(2006)认为股市价格波动对消费增长的影响存在不对称性，上涨时消费增加较少，下跌时消费减少较多。当然，对以上渠道的作用及效果也存在争议，如Jansen and Nahuis(2004)认为股市财富效应的不对称性不显著，Dynan and Maki(2001)认为信号传递效应并非股市影响居民消费的主要途径，而主要是财富效应在起作用。
国内对股市财富效应的研究起步较晚，已有研究对中国是否存在财富效应尚存在争议。李振明(2001)对1998-1999年股市的财富效应进行验证，发现中国股市不存在财富效应。唐绍祥等(2008)对1993-2006年的月度数据进行检验，发现中国股市不具备即期财富效应。陈强、叶阿忠(2009)认为中国股市存在负的财富效应，也称替代效应，即股市价格上涨导致居民将更多资产投入股市从而减少消费。胡永刚、郭长林(2012)的研究则表明中国股市存在显著的财富效应，且具有明显不对称性。周贤勇(2017)认为我国股市存在显著的财富效应。
通过对已有文献的梳理，可以发现目前在研究中存在以下问题：首先是缺少通用的财富效应理论模型。已有文献对单一国家股市财富效应进行了深入研究，Poterba(2000)对本国股市波动的财富效应进行了检验。但是，国际股市价格波动对本国消费的潜在影响却少有研究。Sierminska and Takhtamanova(2007)采用了卢森堡财富研究(LWS)的微观数据，探讨不同种类及年龄群体的财富其财富效应是否存在变化。研究发现，对加拿大、意大利及芬兰等发达国家，房产财富效应强于金融资产的财富效应。该研究虽涉及多个国家，但仅限于各个国家股市对本国的财富效应。Milani(2010)研究了股市的跨国财富效应，并提出了开放经济体跨国股市财富效应的研究框架。
其次，已有研究多从宏观角度探讨财富效应的数值，模型中缺少经济社会指标变量。Grant and Peltonen(2008)认为住房持有者的财富效应和住房租赁者的财富效应相反，因此一国整体财富效应的大小取决于住房拥有率。同理，股市财富效应的差异也显著存在于股票持有者的投资比例。Cheng and Fung(2008)认为对于不同杠杆率水平的消费者，资产价格上涨通过抵押品效应释放的购买力不同，因此财富效应也不同。Paiella(2009)认为居民的劳动力供给状况将影响其收入预期，劳动强度越高，距离退休时间越长，则其预期收入越高，从而财富效应更加明显。Calomiris et al.(2013)发现财富效应和年龄结构、资产结构等均存在关联。
最后，环境制度、研究时期及消费文化的差异均可能对财富效应产生影响，但已有研究较少涉及。例如，美国等发达国家的社会保障体系较为完善，居民能够将收入的较大部分用来消费，而我国社会保障体系仍有待完善，子女教育、医疗、养老等预防性储蓄动机较强，因此与美国的财富效应可能存在显著差异。近年来我国城市化推进速度较快，居民收入的主要部分用来购置房产，主要资产中房产的比例可能也较大，但随着居民首套房购置的完成，收入来源及消费结构可能发生变化，由此导致财富效应出现变化。此外，信用卡等消费方式的普及也使居民的消费习惯逐渐发生改变，由此前的“先储蓄再消费”模式逐步向“收入-消费同步”模式甚至超前消费过渡，可能带来边际消费倾向的改变。
本文利用中国家庭金融调查数据(CHFS)对中国家庭股市资产价值变动和消费之间的关联进行实证研究。首先，对消费变动的影响因素进行了讨论。在此基础上，进一步结合经济社会指标变量及我国独特的消费文化变动对中国家庭消费和股市资产价值的关联进行研究。
通过研究，得出如下结论：(1)股市资产价值变动对居民消费的影响总体较弱，其中市值变动的财富效应主要体现在改善性消费上，而对饮食等日常必须消费和奢侈品消费影响较小，这可能与我国居民的收入结构和投资方式有关；(2)随着年龄增长，居民的收入分布和资产配置倾向发生改变，股市资产价值变动对不同年龄居民消费的影响呈现先减小后增大的U型分布。本文的创新点包括：(1)利用中国家庭金融调查(CHFS)微观面板数据研究股市资产价值变动和居民消费间的关联关系，克服了已有研究只针对宏观数据进行检验的缺陷；(2)针对居民年龄增长，讨论了不同情况下股市价值变动和消费的关联关系，使结论更加清晰。
本文研究框架安排如下：第二部分，展示研究采用的变量及数据来源，并对变量的统计特征进行简要分析；第三部分，实证检验结果及分析，并在此基础上进行稳健性检验，及进一步分析股市资产价值变动对消费的异质性影响；第四部分为结论。
二、数据样本和变量本文使用中国居民消费数据，来自中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，即CHFS)的系统调查。该调查是由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心实施的，两年一期的追踪调查，目前对外开放2011年和2013年的调查结果。CHFS调查问卷包括地区问卷、家庭问卷和个人问卷三个层面，本文研究主要涉及家庭问卷和个人问卷。
本文研究居民消费的影响因素，由于居民消费通常以家庭为单位进行，诸如养老、子女教育以及住房购买等项目，购买数额和种类难以具体划分到个人层面，因此主要选择家庭作为研究对象。采用2010年和2012年居民家庭全部消费支出(包括过去一年的饮食、水电物业费、日用品、家政服务、本地交通费、电话通信费、文化娱乐支出、衣物、住房装修维护、暖气费、耐用品消费、奢侈品消费、教育培训、交通工具、旅游、保健)来衡量居民消费，分别记为C2010, j和C2012, j，单位是人民币元①。为研究股市资产对消费影响的差异，将股市资产记为Equityt, j，单位是人民币元。根据生命周期理论，家庭其他金融资产包括现金、银行存款、债券、理财产品等，记为Finassett, j，单位是人民币元，还有实物及其他资产(房产、生产经营项目、车辆以及金银首饰、高档服装、古董古玩等非金融资产)，记为Otherassett, j，单位是人民币元。
① 为保证分析结果可比，消费样本选取2010年和2012年两期均接受调查的居民数据。
居民家庭消费除了受家庭资产影响之外，还受诸如家庭收入、家庭成员结构、家庭金融素养、户主的年龄、性别、教育水平、职业、健康、户口、婚姻状况、宗教信仰、政治面貌、民族等因素的影响，所以构造相应变量以反映这些因素对居民消费的影响。由于城镇居民可支配收入包含居民工资性收入和财产性收入，而其中的财产性收入包括股票市场的收益，与我们设置的解释变量存在相关性，因此采用居民(包含配偶及家庭内所有获取劳动报酬的成员)工资水平代表家庭收入(胡永刚、郭长林，2012)，记为Waget, j。家庭人口结构包括家庭常住人口数，无经济能力人员占比包括(14岁及以下)儿童、(65岁及以上)老人和身体欠佳(认为自己健康状况较差或非常差)家庭成员之和占家庭常住人口的比例，分别记为Sizet, j，Noincomet, j。户主在2013年周岁年龄记为Aget, j。由于户主年龄的增长可能对家庭消费能力带来非线性影响，因此引入户主年龄的平方Age2t, j(李涛、陈斌开，2014)。对户主受教育程度构造虚拟变量Edut, j(如果文化程度是大学本科、硕士研究生和博士研究生值为1，否则为0)。户主职业变量记为Govt, j和Enterpriset, j，如果户主在政府部门、军队、事业单位及非营利非政府组织工作，则Govt, j值取1，否则Govt, j取0；如果户主在企业工作，则Enterpriset, j取1，否则Enterpriset, j取0。此外，对户主的性别、身体健康、婚姻状况、户口状况(农业户口/非农业户口/没有户口)、宗教信仰、政治面貌和民族构造相应虚拟变量，分别记为Gendert, j(男性为1，否则为0)、Healtht, j(健康为1，否则为0)、Marriaget, j(已婚未1，否则为0)、Householdt, j(非农业户口为1，否则为0)、Religiont, j(无宗教信仰为1，否则为0)、Political_idt, j (中共党员为1，其他为0)、Nationalityt, j(汉族为1，否则为0)。由于家庭消费、收入、资产等变量可能存在异方差性，对其进行对数化处理，分别在变量前加ln_表示。
由表 1可见，2012年家庭消费对数均值为10.21，比2010年9.83有所增加，略高于家庭工资收入的对数值。家庭股市资产对数值为0.71，主要由于家庭股市参与率较低，在参与调查的家庭中有454户持有股票资产，占比6.6%，户均持有股票资产对数值为10.70，高于全体家庭年均收入对数值。家庭金融资产对数值为8.65，低于家庭实物资产对数值12.28，表明家庭主要持有资产以实物资产为主。家庭平均人口数量为3.67人，每个家庭需要照顾少儿、老人及无经济能力成员1.3人，表明调查对象主要是“核心家庭”，家庭规模较小，经济负担较轻。户主平均年龄为52.6岁，分布于18-90岁之间，男性居多，只有不到10%的人接受大学本科及以上教育，在政府机关及企业工作的人员比例较低，约25%的人认为自己健康状况不佳。2013年的样本量为28141个，能与2013年匹配的2011年样本数量为6842个，为保证分析结论前后一致，因此选用两年能够匹配的6842个样本进行回归。
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表 1 变量描述性统计 |
基于上文所列数据，本文重点分析家庭股市资产变动对消费的影响。参考李涛、陈斌开(2014)，首先构建数据约束下财富效应的模型
| $ \begin{array}{l} ln \_{C_{2012, j }} = {\alpha _t} + {\beta _{1t}}ln \_Equit{y_{t, j}} + {\beta _{2t}}ln \_Finasse{t_{t, j}} + {\beta _{3t}}ln \_Otherasse{t_{t, j}}\\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _{4t}}ln \_{C_{2010, j }} + {\beta _{5t}}ln \_Wag{e_{t, j}} + {\delta _k}X_{t, j}^k + {z_{t, j}} \end{array} $ | (1) |
在各项资产对2012年消费的回归中引入2010年的消费水平能够有效控制信息集中容易造成内生性问题的因素，包括家庭成员能力、金融素养、消费偏好以及预期等。然后，对户主的人口学特征进行控制，得到基准回归结果。
表 2报告了上述回归结果。由于引入2010年家庭消费对数值，因此可将回归系数理解为未预期的股市资产价值变化对消费的影响。从回归结果可以看出，在控制上期消费情况下，股市资产变化对居民消费存在显著影响，股市市值每增加1元，消费增长约0.73分，这与此前的研究结论基本一致。对此，应当从两个方面来看待：首先，我国家庭股市资产价值增加带来的财富效应与发达国家(大约1-5%不等)相比较弱，表明股市资产增加价值对消费的影响并不显著，这与我国投资者的资产结构和投资偏好有关，我国居民收入自2000年以后开始大幅提高，但整体而言仍处于温饱阶段，家庭收入主要用来满足基本生活需求，只有闲置资金才会进行股票投资，即使在股市中获得收益，也会更多将收益投入股市而非用来消费，另外投资股市主要的方式仍是“炒短线”，投资期限较短，因此难以形成稳定的盈利预期，对消费的促进作用有限；其次，此前使用宏观数据进行验证时，对股市是否存在财富效应存在争议，从本文的样本及结果来看，可能是由于居民家庭中进行股市投资的比例较低所致，随着我国居民财富的增加，股市参与率提高，并能够获取更精确的微观股市投资数据，可能会有不同结果。
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表 2 股市资产价值变动和消费的关系：基准回归 |
表 2其余各列反映了股市资产对不同消费种类的异质性影响。按消费用途划分为必需品消费(表 2中ln_Essential2012列，包含饮食、日用品、服装、水电暖气、网络通信、本地交通、住房)、改善性消费(表 2中ln_Improving2012列，包含娱乐、保健、汽车、旅游、教育)和奢侈品消费(表 2中ln_Luxury2012列)。从回归结果可以看出，股市资产变动的财富效应主要体现在改善性消费上，而对饮食等日常必须消费和奢侈品消费影响较小。这表明股市带来的“财富”对居民而言更多是“意外之财”，因此主要用于带动弹性较大的消费种类，而无法支撑奢侈品消费的需求。
另外，可以发现其他金融资产和实物资产对消费的影响。其中，其他金融资产对居民消费的影响小于实物资产。原因在于我国居民目前持有的主要资产仍是房地产、车辆等实物资产，只有在有住房的情况下才会考虑金融投资，因此在进行消费时主要参考实物资产价值。进一步，对必需品的影响，实物资产大约是其他金融资产影响的1.5倍，对改善性消费的影响，实物资产略小于其他金融资产，清晰地表明实物资产主要影响必需品，而金融资产主要影响改善性消费。对奢侈品，二者的影响均较小。
在其他控制变量中，婚姻状态、户籍均体现显著正向影响，结婚后家庭消费增加，非农户口家庭消费更高，这是由于城市居民在医疗、教育、退休福利等方面享有更好保障。家庭规模越大，食品、服装、交通、住房、教育等基本消费越高。少儿、老人和无经济能力家庭成员占比越高。户主年龄越小，年龄的平方越大，消费越大，因此对消费的影响互相抵消。户主在政府部门及事业单位、非盈利组织工作消费倾向低于在企业工作，可能由于在这些部门工作能够在诸如教育、医疗等项目上享有一定便利，不需要像在企业工作一样通过资金消费来实现。
为进一步检验股市资产价值变动的财富效应是否存在，参考Gan(2010)构建差分模型进行稳健性检验
| $ \begin{array}{l} ln \_{C_{2012, j }} - ln \_{C_{2010, j }} = \\ {\alpha _t} + {\beta _{1t}}\Delta ln \_Equit{y_{t, j}} + {\beta _{2t}}\Delta ln \_Finasse{t_{t, j}} + {\beta _{3t}}\Delta ln \_Otherasse{t_{t, j}}\\ + {\beta _{4, t}}\Delta ln \_Wag{e_{t, j}} + {\delta _k}X_{t, j}^k + {z_{t, j}} \end{array} $ | (2) |
在回归中，控制股市资产增长率、其他金融资产增长率、实物资产增长率和工资增长率，家庭人口学特征和户主特征等控制了水平项。表 3中汇报了回归结果。从结果中可以看出，股市市值增长对消费增长具有显著影响，股市存在“财富效应”，这与前文的结论一致。
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表 3 股市资产价值变动和消费的关系：稳健性检验 |
股市资产价值变动和居民消费的关联影响可能是异质的。研究表明股市市值变动对不同年龄个体的财富效应存在差异，随着年龄增加，其影响呈现先减小再增加的U型分布。进一步，根据资产定价理论，由于不同金融资产的风险不同，资产超额收益也不同。承担不同风险资产的投资者风险偏好不同，因此金融资产对不同风险偏好投资者的财富效应也应当存在差异。
基于生命周期理论，股市资产价值变动对不同年龄段个体消费影响存在差异。为此，按户主年龄将样本划分为[0, 25]、[26, 35]、[36, 45]、[46, 55]、[56, 65]、[65, 90]6组，分别观察股市价值变动对消费的影响。理论上，根据Campbell and Cocco(2007)，年龄越大的个体市值变动导致消费的改变越大，这可能是由于年龄越大的个体，预期寿命越短，因此当期消费的效用越高，倾向于提高消费。而根据表 4，市值变动和消费的关联效应并不显著，并且随年龄的增加，关联效应呈现先下降后上升的U型分布。这一点与实际是相符的。年轻人在参加工作后有能力买房之前可以通过投资股市获取财富增值，并提升自己的消费水平，因此股市财富效应较高；由于一般采取按揭方式买房，因此在买房后，投资股市的收益将被偿还贷款抵消，则对消费的关联效应下降。在还清贷款后，股市投资的收益重新被用于消费，再加上即期消费效用的提升，则关联效应再次上升。
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表 4 股市资产价值变动和消费关系的异质性影响：年龄 |
由此，中国家庭股市资产价值变动对居民消费存在关联效应，但整体效应较弱。具体来看，股市资产价值变动的关联效应对改善性消费效应较强，而对必需品消费和奢侈品消费效应较弱，主要机制在于能够提升资产流动性。
四、结论随着消费在拉动经济增长中的地位逐渐上升，对消费影响因素的研究也日渐增加。由于我国居民的财富大多以房产形式存在，因此在相当长时间里房产的财富效应备受瞩目。然而回顾发达国家社会经济发展历程，当迈过“居者有其屋”这一阶段后，居民持有的股市财富开始逐渐上升，股市市值变动对消费的影响也越发明显。目前国内对股市市值变动影响消费的研究还很匮乏，部分实证研究只能够从宏观层面给予一定的探索，无法对关联效应的作用进行深入研究。
本文对股市资产价值变动和消费的关联效应进行了研究。首先，基于详实的微观家庭调查数据，识别了中国家庭股票资产价值变动和消费的关联效应。在控制了家庭不可观察因素后，本文发现股市市值变动对家庭消费的关联效应是存在的，但其效果并不强，具体而言，股市价值变动对改善性消费的影响较强，对必需品消费和奢侈品消费的影响则较弱，这意味着我国居民投资股市的收益主要用于文化娱乐、旅游、保健、教育等改善性消费。同时，放在整个资产类别中来看，投资股市的投资者金融知识较为丰富，风险偏好较高，因此股市资产价值增加对消费的改善性影响较强。
中国股市的财富效应特征有其微观基础。首先，相对房产等实物资产，股票仍然属于“次要资产”，只有在满足住房需求之后居民才会考虑将剩余资金投入股市获取财富增值，因此只有在无法满足房屋购买(30岁前)或是在完成购房之后(60岁后)股市资产变动的财富效应才会发挥作用。其次，我国居民持有资产正处于从以住房资产为主向以金融资产为主过渡时期，长期以来股票市场收益低于房产收益，导致居民对股市“望而却步”，甚至不乏很多人在经历过一轮轮“收割”后对股市丧失信心，彻底退出股票市场，这对股市的财富积累功能本身就是一种冲击，不利于发挥股市的财富效应。如何让中国居民能够充分从股市中享受财富增值，从而发挥股市对消费的拉动作用？一方面，应当充分建立健全资本市场制度和信息披露机制，完善投资者保护机制，避免股民变成“韭菜”。另一方面，通过开放国际市场，让居民能够自主选择，多元化投资组合，分散持股过于集中带来的风险，从而增强风险抵抗力，使居民能够享受投资全球优质标的带来的资本增值，从而提升消费能力。
在经济社会转型期，投资、出口下滑的背景下，如何提振消费成为学术界研究的重点。我国股市成立至今近30年，目前已经初步具备“财富效应”，对其有利机制进行发扬光大，对目前的短板进行完善，使之真正成为国民财富的蓄水池，拉动居民消费快速增长成为下一阶段的重心。为此，应当完善资本市场体制、机制建设，保护中小投资者合法权益，同时坚持扩大开放，推进市场化为主的价格调节机制，让广大家庭可以通过股市分享经济发展成果，带动消费积极增长。
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