戴淑庚　許俊

摘要：本文從消費者信心與廣義虛擬經(jīng)濟的視角剖析了股票市場財富效應(yīng)的成因。本文的實證研究表明，我國股市直接與間接財富效應(yīng)都較為顯著，不過，這一效應(yīng)只是在長期內(nèi)均衡穩(wěn)定，短期內(nèi)不顯著；在股票市場間接財富效應(yīng)傳導機制中，消費者信心因素起到關(guān)鍵作用；因此，在廣義虛擬經(jīng)濟時代，為更好發(fā)揮股票市場的消費功能，需要完善有關(guān)政策措施。

關(guān)鍵詞：股票市場財富效應(yīng)；消費者信心；廣義虛擬經(jīng)濟

中圖分類號：F830.91

文獻標識：A

文章編號：1674-9448（2015）01-0026-13

一、導論

2003年，“虛擬經(jīng)濟”首次出現(xiàn)在黨的十六大報告這一綱領(lǐng)性文件中：“正確處理發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)、資金技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)、虛擬經(jīng)濟和實體經(jīng)濟的關(guān)系”，此后，越來越多的學者開始重視虛擬經(jīng)濟的研究，林左鳴最早提出了廣義虛擬經(jīng)濟的概念，他認為“各種經(jīng)濟形態(tài)因‘跨界而形成交叉，所以有必要將同時滿足人的物質(zhì)需求和心理需求的經(jīng)濟，以及只滿足人的心理需求經(jīng)濟的總和定義為廣義虛擬經(jīng)濟。它實質(zhì)上是一種基于‘生活價值論的人本經(jīng)濟，著重考慮人的心理需求和由此反映出來并以社會進程中所生成的信息態(tài)為基礎(chǔ)的進化及其發(fā)展規(guī)律”。人類日益增長的精神文化及心理需求催生出更多的廣義虛擬經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)，如旅游、文化、體育、影視、教育產(chǎn)業(yè)等，這些產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展已經(jīng)使得它們在宏觀經(jīng)濟中有相當重要的地位，甚至成為一些國家的支柱產(chǎn)業(yè)。如東南亞和歐洲的一些國家，旅游產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為其宏觀經(jīng)濟的支柱；又如英國提出的“創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)”逐漸成為了在傳統(tǒng)工業(yè)促進經(jīng)濟力度有限的態(tài)勢下的新經(jīng)濟增長點。廣義虛擬經(jīng)濟理論從滿足心理需求的信息價值出發(fā)，為各種“新”經(jīng)濟現(xiàn)象做出了更深刻的定義，更有助于解釋經(jīng)濟現(xiàn)象的本質(zhì)。傳統(tǒng)意義上的虛擬經(jīng)濟指金融市場，也可以稱之為狹義虛擬經(jīng)濟，自金融市場誕生之日起，市場參與者的心理博弈、信用交易、信心影響資產(chǎn)價格等現(xiàn)象便是金融市場的基本特征，這說明市場參與者的心理要素對金融市場的作用至關(guān)重要。因此，將廣義虛擬經(jīng)濟理論重新運用到對金融市場的研究中來，更加注重對市場參與者的心理要素的考慮，為金融市場理論的研究提供了一個有意義的視角。

股票市場是金融產(chǎn)業(yè)最重要的一部分，對股票市場的研究有著重要的理論與現(xiàn)實意義。截至2013年底，我國A股總市值達23.76萬億元，約占全年GDP的42%。股票市場規(guī)模的迅速擴張，使得其對宏觀經(jīng)濟的影響力度越來越強，如今股票市場的穩(wěn)固發(fā)展已經(jīng)成為影響國民經(jīng)濟快速發(fā)展和關(guān)乎廣大投資者、消費者利益的關(guān)鍵。在此背景下，股票市場對經(jīng)濟增長的影響成為廣大學者的研究焦點，其中股票市場價格波動對居民消費的影響，一般稱之為股票市場的財富效應(yīng)，逐漸成為研究股票市場的重要方向。

股票市場財富效應(yīng)根據(jù)其傳導機制主要包括直接財富效應(yīng)傳導機制和間接財富效應(yīng)傳導機制。其中直接財富效應(yīng)是指由于股票價格的上漲，使得居民的實際財富增加，從而促進居民增加消費支出的現(xiàn)象。而間接財富效應(yīng)是指股票價格波動作為經(jīng)濟的“晴雨表”，其通過影響居民的心理預期、市場信心等，對居民的消費信心造成影響，進而影響居民的消費支出。股市的財富效應(yīng)有非對稱性、時滯性、不確定性和替代性等特征，并受股票市場規(guī)模、居民財富結(jié)構(gòu)、股票市場效率等方面的影響。在股票市場間接財富效應(yīng)傳導機制中，消費者信心成為關(guān)鍵的中間因素，因此結(jié)合廣義虛擬經(jīng)濟的視角并基于消費者信心研究我國股票市場財富效應(yīng)的作用程度、長期和短期效應(yīng)具有理論和現(xiàn)實意義。

二、廣義虛擬經(jīng)濟視角下的股市財富效應(yīng)

廣義虛擬經(jīng)濟理論注重人的心理因素在虛擬價值中的作用，而從20世紀70、80年代開始發(fā)展起來的行為金融學正是結(jié)合心理學、行為學、社會學等理論對各種金融現(xiàn)象做出研究并形成了相對完善的理論體系，這與廣義虛擬經(jīng)濟理論的研究側(cè)重點相一致。因此我們結(jié)合行為金融學的相關(guān)理論，從廣義虛擬經(jīng)濟的視角出發(fā)，對股票市場財富效應(yīng)進行解釋。

“理性經(jīng)濟人”假設(shè)是傳統(tǒng)經(jīng)濟學的經(jīng)典假設(shè)，認為經(jīng)濟人具備無限理性，總是能夠做出正確的判斷和合理的預期。然而，由于人的理性和認識能力都是有限的，這種經(jīng)典假設(shè)本身并不符合實際。基于人類理性的有限性，赫伯特·西蒙（Herbert Simon，1955）提出了有界理性（Bounded Rationality）的觀點，認為人們在經(jīng)濟決策中，由于理性的有限性，最終的經(jīng)濟行為往往存在主觀性偏差。

（一）信念

人們的決策通常是以自身的信念為基礎(chǔ)的，居民根據(jù)股票市場的狀況并基于自己的信念進行投資和消費決策。

1.過度自信與過度樂觀

過度自信是指人們過高地估計自己對事件判斷準確性的現(xiàn)象。過度自信可能會導致人們相信自己能夠控制、預測偶然性事件，忽視某些顯而易見的市場信號。過度自信會影響居民在股票市場中的決策，投資者相信自己能夠預測股票價格的短期走勢，然后據(jù)此進行頻繁的交易，而這樣的后果往往是最終造成自己的利益受損。過度樂觀指人們往往預期自己會擁有更美好的前景。

在股票市場，當股票價格上漲時居民根據(jù)經(jīng)驗性法則，對市場傳遞出的信號做出過度自信的判斷，進而做出過度樂觀的預期?；谶@樣的判斷，居民很可能做出增加消費支出的決策。

2.財富幻覺

預期收入是決定居民消費決策的一個非常重要的影響因素。當居民持有的股票價格上漲時，其擁有的財富總量也將增加，但是居民必須將股票賣出才能獲得實際的財富增加，而居民往往會選擇繼續(xù)持有股票以期有更高的升值空間。另外，由于人們對于通過膨脹的反應(yīng)并不敏感，而現(xiàn)代經(jīng)濟中普遍存在較溫和的通貨膨脹，股票價格的波動往往包含通貨膨脹率的影響，因此通貨膨脹會造成居民持有的股票名義價值升高。以上兩方面的共同作用，從而構(gòu)成了居民對股票價格上漲的財富幻覺，而基于財富幻覺，居民會選擇增加消費支出。

（二）厭惡損失

厭惡損失是指人們在失去某一物品時感受到的效益損失量大于獲得同樣物品時感受到的效益增加量。在股票市場中，居民大部分會表現(xiàn)出明顯的厭惡損失，股票價格上漲和下跌同樣的幅度，居民對于股票價格上漲帶來的滿意程度明顯低于股票價格下跌造成損失所帶來的沮喪程度。在這種心理偏好的影響下，作為消費者，股票持有者在進行消費決策時，對股票價格上漲和下跌的反映程度會明顯不同，因此股票價格上漲帶來的正財富效應(yīng)會明顯小于股價下跌帶來的負財富效應(yīng)，股票價格波動的財富效應(yīng)表現(xiàn)出明顯的不一致性。

（三）羊群效應(yīng)

人類社會中存在這樣一個現(xiàn)象，經(jīng)?；ハ嘟涣鞯娜巳核季S會非常相似，無論在進行消費決策還是政治選舉投票決策時，人們的決策往往趨于一致，這種現(xiàn)象被稱為羊群效應(yīng)。羊群效應(yīng)表現(xiàn)在股票市場上，是投資者的投資策略趨于一致。當股市走強時，投資者往往會同時選擇增加投資的策略，這將進一步推動股票價格上漲；若股市低迷，投資者對股市行情一致不看好，從而撤出在股票市場的投資，這將使得股價進一步下挫。由于羊群效應(yīng)的存在，大部分居民的投資和消費決策趨于一致。在股市行情高漲時期，投資者財富普遍會趨于增加，因而會選擇增加消費支出；在股市行情低迷時期，投資者財富普遍會趨于降低，因而會選擇縮減消費支出。

三、我國股市財富效應(yīng)實證研究

（一）模型構(gòu)建

本文對我國股市財富效應(yīng)的實證研究建立在生命周期-持久收入假說（LC-PIH）模型基礎(chǔ)之上，經(jīng)過推導最后得到簡化的消費函數(shù)式：

C_t=β₁Y_t+β₂A_t（1）

我們在此簡化消費函數(shù)基礎(chǔ)之上進行推導得出我們最后用于實證分析的模型。

1.直接財富效應(yīng)與間接財富效應(yīng)

以往的實證研究基本都是對股市財富效應(yīng)的直接效應(yīng)進行分析，但是隨著我國居民對經(jīng)濟形勢信息辨別能力的增強，通過居民的心理因素傳導的股票市場間接財富效應(yīng)的作用不容忽視，在股票市場間接財富效應(yīng)傳導中，消費者信心是關(guān)鍵的傳導因素；因此基于消費者信心的視角，同時結(jié)合廣義虛擬經(jīng)濟之強調(diào)心理需求的視角，一并分析我國股票市場的直接和間接財富效應(yīng)具有理論與現(xiàn)實意義。為此，本文嘗試將信心變量作為股市財富間接效應(yīng)傳導過程的中間變量引入財富效應(yīng)實證模型，同時對直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進行分析并進行比較。

2.消費者信心指數(shù)

消費者信心指數(shù)是用來反映消費者信心強弱的一個標準化的主觀性指標，它可以綜合反映居民對于目前宏觀經(jīng)濟形勢的判斷、經(jīng)濟前景、當期收入水平、預期收入水平、股票市場行情以及消費者心理狀態(tài)等。消費者信心指數(shù)的計算過程是：首先對所有構(gòu)成消費者信心指數(shù)的二級指標進行標準化處理，再進行加權(quán)平均，最終得到標準化的消費者信心指數(shù)。該指數(shù)在股票市場財富效應(yīng)傳導過程中起到重要作用，是股票市場財富效應(yīng)傳導機制的一個重要中間變量。這可以從以下幾位學者的研究結(jié)果即可得到印證。如朱文暉（2004）通過對歐洲主要國家的股價波動和與消費者信心之間的數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)其相關(guān)系數(shù)在0.13至0.29之間，這說明股票價格波動是影響消費者信心變化的一個主要因素。D.埃西莫格魯與A.斯科特根據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)消費者信心指數(shù)是影響居民未來消費支出增長的主要指標。楊茂（2006）通過實證研究發(fā)現(xiàn)我國消費者信心指數(shù)對于北京、天津等地的消費需求預測作用顯著。

3.模型確定

根據(jù)以上的分析，我們將消費者信心指數(shù)作為消費者信心的代理變量引入模型，并且假設(shè)居民所持有的股票財富之外的其他財富保持不變，由于各變量都是時間序列數(shù)據(jù)，我們對其進行自然對數(shù)變換以消除異方差影響，最終得到一個適合本文進行計量分析的股票市場財富效應(yīng)研究模型：

InC=α+β₁lnY+β₂lnCCI+β₃lnA+ε （2）

式中InC、InY、InCCI和InA分別代表消費C、收入Y、消費者信心指數(shù)CCI和股票財富A的對數(shù)。β₁、β₂、β₃代表相應(yīng)變量對消費支出的彈性系數(shù)，也即邊際消費傾向（MPC）。由于假定其他因素保持不變，模型中沒有出現(xiàn)其他變量。

在這個模型的基礎(chǔ)之上，本文運用VAR模型與VEC模型對股票市場財富效應(yīng)中各變量的長期作用與短期作用進行實證分析。

（二）間接財富效應(yīng)與直接財富效應(yīng)實證分析

1.變量選取

本文的實證分析主要考察股票價格、消費者信心、居民收入與居民消費支出之間的關(guān)系，基于我國市場的具體情況，這里對變量進行選取并做出解釋：選取城鎮(zhèn)居民人均消費支出（CONS）和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（DPI）表示消費支出和居民收入，這是考慮到我國股票市場參與者絕大多數(shù)都是城鎮(zhèn)居民；選取消費者信心指數(shù)（CCI）作為消費者信心的代理變量；選取上證綜合指數(shù)期末收盤價（SP）作為股票價格的表征變量。實證分析使用Eviews6.0軟件。

2.數(shù)據(jù)來源及季節(jié)調(diào)整

本文選取2002第1季度至2013年第4季度的季度數(shù)據(jù)進行實證分析。數(shù)據(jù)來源為CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，其中消費者信心指數(shù)（CCI）為每一季度中各月度數(shù)據(jù)進行算數(shù)平均得到，上證綜合指數(shù)（SP）選取每季度末最后一天的收盤價而得到。由于我們選取季度數(shù)據(jù)進行實證分析，某些變量可能存在季節(jié)性變化趨勢，在進行實證分析之前需要對存在季節(jié)性變化趨勢的變量進行季節(jié)調(diào)整。變量是否存在季節(jié)性變化可以結(jié)合其趨勢圖來判斷，各變量的趨勢圖如圖1至圖4。

從各變量的趨勢圖可以看出，城鎮(zhèn)居民人均消費支出（CONS）和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（DPI）具有明顯的季節(jié)性變化趨勢，消費者信心指數(shù)（CCI）和上證綜合指數(shù)（SP）沒有季節(jié)性變化趨勢。因此，需要對城鎮(zhèn)居民人均消費支出（CONS）和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（DPI）進行季節(jié)調(diào)整，本文采用X-11法對這兩個變量進行季節(jié)調(diào)整，調(diào)整之后的趨勢圖如圖5和圖6。

由趨勢圖可以看出，季節(jié)調(diào)整后城鎮(zhèn)居民人均消費支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入已不存在季節(jié)性趨勢。同時，為消除異方差影響，我們對各變量取自然對數(shù)，并分別用LNCONS、LNDPI、LNCCI和LNSP表示。

此外，觀察各個變量的趨勢圖可以發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)居民人均消費性支出與城鎮(zhèn)居民可支配收入有一個較為穩(wěn)定的增長趨勢；而消費者信心指數(shù)與股票價格的波動幅度較大，且波動趨勢沒有規(guī)律性，這也是股票市場財富效應(yīng)具有不確定性的一個重要原因。

3.單位根檢驗

為檢驗各時間序列的平穩(wěn)性，避免偽回歸，進行單位根檢驗。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果見表1。

由表1的結(jié)果可知，LNCONS、LNDPI、LNCCI和LNSP和原序列的ADF統(tǒng)計量大于1%顯著性水平下的臨界值，無法拒絕原假設(shè)，時間序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列；其一階差分序列DLNCONS、DLNDPI、DLNCCI和DLNSP序列的ADF統(tǒng)計量小于1%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，所有時間序列都不含單位根，是平穩(wěn)序列。各變量原序列都是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列為平穩(wěn)序列，所以原序列為一階單整序列，服從I（1）過程，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

4.協(xié)整檢驗與協(xié)整方程

由ADF單位根檢驗結(jié)果可知，各自變量都是一階單整時間序列，它們之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，我們通過協(xié)整檢驗來加以驗證。協(xié)整檢驗的思想是考察自變量和因變量之間的協(xié)整關(guān)系，即因變量是否能夠被自變量的線性組合所解釋。本文采用Johansen協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗方法，其以VAR模型為基礎(chǔ)，是一種進行多變量協(xié)整檢驗的較好方法。

傳統(tǒng)的VAR理論要求模型中每一個變量必須是平穩(wěn)的，非平穩(wěn)時間序列必須經(jīng)過差分得到平穩(wěn)序列后才能建立VAR模型，不過隨著協(xié)整理論的發(fā)展，對于非平穩(wěn)時間序列，只要各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也可以在原序列基礎(chǔ)上直接建立VAR模型。本文選取變量都是一階單整序列，首先確定VAR結(jié)構(gòu)，LNCONS為因變量，LNDPI、LNCCI和LNSP為自變量。首先需要判斷模型的滯后階數(shù)，一般根據(jù)AIC和SC準則來判斷，它們的值同時取最小時為最優(yōu)滯后階數(shù)，當它們不同時取最小時，可根據(jù)LR檢驗進行取合。

由表2可以發(fā)現(xiàn)，AIC和SC準則下的最小值出現(xiàn)在不同滯后階數(shù)，因此我們需要結(jié)合LR檢驗以及其他準則進行判斷，最優(yōu)滯后階數(shù)應(yīng)選4。根據(jù)滯后階數(shù)的選取，可以比較直觀地認識股票市場財富效應(yīng)的滯后性特征。

在確定最優(yōu)滯后階數(shù)之后，進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表3和表4。

從表3和表4的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果一致，都表明在5%顯著性水平下各變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系。即城鎮(zhèn)居民人均消費（LNCONS）和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（LNDPI）、消費者信心指數(shù)（LNCCI）、上證綜合指數(shù)（LNSP）存在一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，它們具有共同的隨機趨勢。標準化的協(xié)整方程系數(shù)見表5。

由協(xié)整方程的檢驗結(jié)果可以看出，自變量城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（LNDPI）、消費者信心指數(shù)（LNCCI）、上證綜合指數(shù)（LNSP）對城鎮(zhèn)居民人均消費支出（LNCONS）均具有顯著的正向的影響。其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（LNDPI）與城鎮(zhèn)居民人均消費支出（LNCONS）的相關(guān)系數(shù)為0.863743，這說明居民的消費變動最大的影響因素仍然是居民的收入；消費者信心指數(shù)（LNCCI）與城鎮(zhèn)居民人均消費支出（LNCONS）的相關(guān)系數(shù)為0.101276，這說明消費者信心與消費者行為決策之間有著顯著的正向關(guān)系；上證綜合指數(shù)（LNSP）與城鎮(zhèn)居民人均消費支出（LNCONS）的相關(guān)系數(shù)為0.055340，這表明我國股票價格與消費支出之間存在正相關(guān)關(guān)系，并且相關(guān)系數(shù)大于以往的相關(guān)實證研究結(jié)果，其可能的原因是：一方面近幾年我國股票市場不斷發(fā)展，股票市場效率不斷提高，從而財富效應(yīng)的傳導過程更加有效；另一方面，我國居民的市場經(jīng)濟意識不斷增強，對股票價格波動所傳遞的市場信息的認知和判斷更加迅速，從而促進了股市財富效應(yīng)的發(fā)揮。三個自變量的協(xié)整方程檢驗結(jié)果都與本文之前的理論描述相一致。協(xié)整方程的結(jié)果表示各變量之間存在一個長期均衡的關(guān)系。

在確定了各變量之間的協(xié)整關(guān)系之后，需要進一步對協(xié)整關(guān)系的正確性和VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗，這里采用AR根的圖表驗證法進行驗證。AR根檢驗要求AR特征方程的所有特征根的倒數(shù)的絕對值小于1，即所有值都落在單位園內(nèi)，VAR模型才穩(wěn)定，否則VAR模型存在不穩(wěn)定性，其某些結(jié)果可能是無效的，如脈沖響應(yīng)函數(shù)的標準誤差等。AR根檢驗結(jié)果見表6。

由表6的結(jié)果可以看出，沒有根的模大于1，所以VAR模型滿足穩(wěn)定性條件，變量之間的協(xié)整關(guān)系具有正確性。AR根檢驗結(jié)果可以從單位根分布圖上更直觀的看出，見圖7。

5.Granger因果檢驗

由Johansen協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)各變量之間存在長期均衡的關(guān)系，而且變量顯著相關(guān)，但是還不能得出各變量之間的因果關(guān)系，協(xié)整關(guān)系只能說明變量之間存在因果關(guān)系，但是無法據(jù)此判斷哪個變量是因哪個變量是果。在此，我們采用Granger提出的Granger因果檢驗對各變量之間的因果關(guān)系進行檢驗。Granger因果檢驗的做法是檢驗一個變量的滯后值是否能夠代人到其他變量的解釋方程中，并判斷這個滯后值是否使得方程的解釋程度提高。如果可以確定一個變量受到其他變量滯后值的影響，那么說明他們之間存在Granger因果關(guān)系。下面檢驗城鎮(zhèn)居民人均消費支出（LNCONS）與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（LNDPI）、消費者信心指數(shù)（LNCCI）、上證綜合指數(shù)（LNSP）之間是否存在Granger因果關(guān)系，其結(jié)果見表7。

從表7的結(jié)果可以看到：在顯著性水平為1%的情況下，可以拒絕“LNDPI不是LNCONS的Granger原因”的原假設(shè)，因此可以認為人均可支配收入是人均消費支出的顯著Granger原因；而消費者信心指數(shù)與人均消費支出之間的Granger因果關(guān)系并不明顯，這可能是因為股市財富效應(yīng)通過消費者信心傳導過程有較長的滯后期且影響因素較復雜造成的，但是我們注意到，接受原假設(shè)“LNCCI不是LNCONS的Granger原因”而不犯錯的概率僅為0.29231，這說明在現(xiàn)實中兩者之間可能存在一定的關(guān)系；在11%的顯著性水平下，可以拒絕“LNSP不是LNCONS的Granger原因”的原假設(shè)，因此也可以認為上證綜合指數(shù)是人均消費支出的Granger原因。另外，在顯著性水平為5%的情況下，人均可支配收入和上證綜合指數(shù)是消費者信心指數(shù)的Granger原因，而人均可支配收入和上證綜合指數(shù)之間的Granger因果關(guān)系不明顯。

根據(jù)Granger因果檢驗的結(jié)果，可以認為收入和股票價格會引起消費者信心指數(shù)的變化，這一結(jié)果證明了消費者信心在股票市場財富效應(yīng)傳導中起到作用。另外，消費者信心指數(shù)與居民消費支出之間的Granger因果不明顯的原因主要可能存在在以下四個方面：一是，從消費者信心指數(shù)編制來看，消費者信心指數(shù)是一個偏宏觀的變量，且其二級指標較多，所以把它應(yīng)用到消費函數(shù)中來表征股票市場的間接財富效應(yīng)可能會造成一定偏差。二是，通過消費者信心傳導的間接財富效應(yīng)起作用的滯后期較長。三是，從我國居民處置財富的習慣來看，居民往往更加偏重儲蓄和投資，基于此，即使消費信心指數(shù)較高時，居民根據(jù)較好的經(jīng)濟形勢判斷進而將財富用于再投資或者儲蓄，這種情況下，居民的消費意愿可能會受到我國文化傳統(tǒng)習慣的抑制。四是，我國近年來居民消費信心指數(shù)偏低并且波動較大。

6.向量誤差修正模型（VEC）分析

協(xié)整檢驗的結(jié)果表明LNCONS與LNDPI、LNCCI、LNSP之間存在著一個長期均衡的關(guān)系，這種均衡關(guān)系是由各變量之間在短期內(nèi)經(jīng)過動態(tài)調(diào)整而最終達到的。各個變量之間在短期內(nèi)并不均衡，通過誤差修正項的調(diào)整，使偏離的趨勢回歸到長期協(xié)整的趨勢上來。通過向量誤差修正模型可以考察各變量短期內(nèi)的變化趨勢，并可以考察各變量之間的短期Granger因果關(guān)系。由于VEC模型可以看做是包含協(xié)整約束的VAR模型，所以可以根據(jù)無約束VAR模型的滯后階數(shù)來確定VEC模型的滯后階數(shù)，進而構(gòu)建股市財富效應(yīng)的VEC模型分析。VEC模型分析結(jié)果見表8。

結(jié)合表8中向量誤差修正模型結(jié)果，分析其經(jīng)濟學意義：從城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民人均消費支出的影響來看，D（LNDPI（-1））、D（LNDPI（-2））和D（LNDPI（-3））的系數(shù)符號都為正，并且滯后一期和滯后兩期的影響較小并且不穩(wěn)定，滯后三期的影響較大，這說明收入對消費支出的影響在短期內(nèi)也存較明顯的影響，但是這個影響并不穩(wěn)定，居民在短期內(nèi)根據(jù)收入變化進行消費決策的過程可能存在一個觀望和確定變化趨勢的過程；從消費者信心指數(shù)對城鎮(zhèn)居民消費性支出的影響來看，D（LNCCI（-1））和D（LNCCI（-3））的系數(shù)符號為正，而D（LNCCI（-2））的系數(shù)符號為負，這表明消費者信心對居民的消費支出影響在短期內(nèi)也不穩(wěn)定，且有可能會出現(xiàn)抑制消費的作用；從上證綜指對城鎮(zhèn)居民消費性支出的影響來看，D（LNSP（-1））和D（LNSP（-3））的系數(shù)符號為正，而D（LNSP（-2））的系數(shù)符號為負，并且各期的系數(shù)的絕對值都較小，這表明股票價格在短期內(nèi)對居民消費支出的影響較微弱，并且可能會出現(xiàn)抑制消費的現(xiàn)象。誤差修正項EC的系數(shù)為負，且絕對值較大，這表明在短期內(nèi)各變量之間的經(jīng)濟關(guān)系偏離長期均衡時，會存在一個反向的誤差修正項對模型進行修正，使各變量恢復到長期均衡上來，誤差修正項絕對值較大表明這個反向修正的力度比較強。此外，觀察各個變量各個滯后期的t值發(fā)現(xiàn)，t值都較小，這也說明了各個變量在短期內(nèi)不存在一個顯著的均衡關(guān)系。

結(jié)合VEC模型可以進一步檢驗模型中各變量之間的短期Granger因果關(guān)系，基于VEC模型的Granger因果檢驗結(jié)果如表9。

從表9的結(jié)果可知，在5%的置信水平下，居民消費支出是收入和消費者信心指數(shù)的短期格蘭杰原因；居民可支配收入是消費者信心指數(shù)和股價波動的短期格蘭杰原因；股價波動是消費者信心指數(shù)的格蘭杰原因。由短期Granger因果檢驗的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，居民可支配收入和股票價格波動都是消費者信心指數(shù)的Granger原因，這說明從短期來說，消費者信心在短期內(nèi)也會對股票市場財富效應(yīng)的傳導起到作用。

7.脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析

（1）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)反應(yīng)的是給自變量一個單位的正向沖擊，整個系統(tǒng)對其做出的反應(yīng)，通過對脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析可以得到自變量的沖擊對因變量影響的路徑變化。圖8、圖9和圖10分別為LNDPI、LNCCI和LNSP對LNCONS的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。

從圖8的結(jié)果可以看出，給收入一個單位的正向沖擊后，居民的消費需求會有一個較為明顯的正向反應(yīng)，在較短的滯后期期間，消費需求反應(yīng)有上下波動的趨勢，在較長滯后期內(nèi)，消費需求反應(yīng)有趨于穩(wěn)定的趨勢，并且在長期內(nèi)一直保持較為明顯的正向反應(yīng)，這表明收入的變化會對居民的消費需求有一個持久的長期影響。從圖9的結(jié)果可知，給消費者信心指數(shù)一個單位的正向沖擊后，在臨近的幾個滯后期內(nèi)，消費支出的影響先負，再變?yōu)檎?，然后又變負，最后變?yōu)檎⒃陂L期逐漸趨于一個穩(wěn)定的影響，這表明，居民的消費支出在較短的滯后期內(nèi)對消費者信心的反應(yīng)并不穩(wěn)定，會出現(xiàn)一個正負向的來回波動，在較長期限內(nèi)消費者信心變化會對居民的消費需求有一個相對明顯的正向影響。從圖10的結(jié)果可知，給股價一個單位的正向沖擊后，居民的消費需求會有一個相對較為明顯的正向反應(yīng)，在較短的之后期內(nèi)，這個影響會出現(xiàn)大小上的波動，并在較長期限內(nèi)緩慢下降，最終趨于微弱。

（2）方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可以得到各個自變量對居民消費支出的影響傳遞程度，而各自變量對居民消費支出的影響重要程度可以通過方差分解得到，居民消費支出的方差分解圖見圖11。

從圖11可知，居民收入、消費者信心指數(shù)和股價波動對居民消費支出的影響短期內(nèi)較小，但是在前四期都處在一個逐漸增強的過程，第四期之后開始趨于穩(wěn)定，居民收入的貢獻度在15%左右，消費者信心指數(shù)的貢獻度在5%左右，而股價的貢獻度在13%左右。

綜合脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的結(jié)果，可以看出無論是居民收入和消費者信心指數(shù)還是股票價格，對于居民消費支出的影響都有較長的一個滯后期，在短期內(nèi)對居民消費支出的影響力度有限，在滯后4至6期之后逐漸趨于穩(wěn)定，并都保持一個較明顯的影響。在長期來看，居民收入對居民消費支出有較高的貢獻程度，影響顯著且持久，而股票價格和消費者信心指數(shù)對居民消費支出的共享程度相對收入來說比較弱。

（三）實證結(jié)論

從實證分析結(jié)果來看，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、消費者信心指數(shù)、上證綜合指數(shù)均與城鎮(zhèn)居民人均消費性支出具有顯著的正相關(guān)性，這基本符合本文的理論分析。具體地，我們通過對四個變量的協(xié)整檢驗得到了變量之間長期均衡的關(guān)系：LNCONS=0.863743LNDPI+0.101276LNCCI+0.055340LNSP。其中，LNDPI的系數(shù)之經(jīng)濟意義是消費支出對收入的彈性，其值表示收入每增加一個百分點，消費支出會增加0.863743個百分點；LNCCI的系數(shù)之經(jīng)濟意義是消費支出對消費者信心指數(shù)的彈性，其值表示消費者信心指數(shù)每上升一個百分點，消費支出會增加0.101276個百分點，這說明股票市場間接財富效應(yīng)相當顯著；LNSP的系數(shù)之經(jīng)濟意義是消費支出對股價的彈性，其值表示股價每增加一個百分點，消費支出會增加0.055340個百分點，這一結(jié)果大于以往學者的研究，直接財富效應(yīng)表現(xiàn)得相對較為顯著。結(jié)合Granger因果檢驗的分析結(jié)果，我們認為，收入仍然是消費的最重要的影響因素，而股價波動對消費支出的影響相對較強，另外自變量之間也存在一定的Granger因果關(guān)系。

消費者信心指數(shù)與人均消費支出之間存在顯著的正相關(guān)性，同時股價波動也是造成消費者信心指數(shù)變動的原因，因此，我們認為消費者信心在股市財富效應(yīng)傳導機制中起到關(guān)鍵作用，這與本文的理論描述相一致。但是，在Granger因果檢驗中消費者信心指數(shù)與人均消費支出的因果關(guān)系并不明顯，我們分析其原因，認為這可能是由于消費者信心指數(shù)作為預測經(jīng)濟走勢和消費趨向的先行指標，其對居民實際消費支出產(chǎn)生影響具有一個較長的滯后期。另外，消費者信心指數(shù)越高，表示居民潛在的邊際消費傾向越高，這在一定程度上影響股市財富效應(yīng)的高低。近幾年，我國消費者信心指數(shù)一直在100左右波動，這反應(yīng)我國居民的消費信心普遍不足，從而可能會在一定程度上影響我國股市財富效應(yīng)發(fā)揮作用。造成這種結(jié)果的原因已在前面作了剖析，此處不再贅述。

從協(xié)整檢驗得出的長期均衡來看，我國股票市場財富效應(yīng)從長期來看已經(jīng)較為顯著且穩(wěn)定。同時根據(jù)VEC模型分析得到的股票市場短期財富效應(yīng)看來，財富效應(yīng)在短期不穩(wěn)定或者說不顯著，財富效應(yīng)在短期內(nèi)處在一個向長期均衡調(diào)整的階段。但是，無論從長期還是短期的Granger因果檢驗來看，消費者信心都在股市財富效應(yīng)傳導中起到重要作用。

五、結(jié)論與對策建議

（一）主要結(jié)論

總結(jié)實證結(jié)論，得到的結(jié)論主要有三點：

第一，我國股票市場財富效應(yīng)已經(jīng)表現(xiàn)得較為顯著，無論是從直接財富效應(yīng)來看，還是從通過消費者信心傳導的間接財富效應(yīng)來看。

第二，我國股票市場財富效應(yīng)僅在長期保持均衡穩(wěn)定，在短期內(nèi)財富效應(yīng)不顯著且不穩(wěn)定，各變量在短期內(nèi)調(diào)整逐漸趨向長期均衡，股票市場財富效應(yīng)發(fā)揮作用有一個較長的滯后期。

第三，我國股票市場財富效應(yīng)的間接財富效應(yīng)傳導機制作用顯著，消費者信心是間接財富效應(yīng)的關(guān)鍵指標。

（二）對策建議

隨著虛擬經(jīng)濟的快速發(fā)展，股票市場作為虛擬經(jīng)濟的重要組成部分，其財富效應(yīng)表現(xiàn)得越來越顯著，如何保證其健康穩(wěn)定的發(fā)展并且能夠充分發(fā)揮其市場作用將成為促進國民經(jīng)濟增長的重要工作內(nèi)容，同時在保證制度不斷健全、市場效率不斷提高的同時，股票市場參與者信心保障的建設(shè)也應(yīng)得到充分的關(guān)注。為此，宜采取如下對策。

首先，股票市場財富效應(yīng)發(fā)揮更好效果的基礎(chǔ)是股票市場健康有序的發(fā)展。健全股票市場機制將起到關(guān)鍵作用，時至今日，我國股票市場的“政策市”現(xiàn)象依然明顯，股市行情受政策面影響十分顯著，使得股票市場參與者對政策面的關(guān)注遠遠大于對上市公司業(yè)績的關(guān)注，這顯然不利于股票市場長期健康穩(wěn)定的可持續(xù)發(fā)展，因此，政府應(yīng)當逐步放開對股票市場的政策干預，讓股票市場逐漸回歸市場規(guī)律。但是，也不能放棄對股票市場的監(jiān)管，應(yīng)當積極促進更加有效監(jiān)管體系的建立。

第二，要充分改善我國股票市場的利益格局。只有充分保護股票市場參與者的利益，才能做到增強居民對股票市場的信心進而提高我國股票市場的參與度，使股票市場更加繁榮，進而促進股票市場的財富效應(yīng)發(fā)揮。首先，必須加強對上市公司的信息披露管理，保證其信息披露的有效性和及時性；此外，必須加快立法建設(shè)，設(shè)立相關(guān)法律條款，充分保護中小投資者權(quán)益和限制大股東的相關(guān)權(quán)利。

第三，要大力推進居民的消費信心體系建設(shè)。由于消費者信心在股票市場財富效應(yīng)中起到關(guān)鍵作用，所以應(yīng)當大力推進居民消費信心體系的建設(shè)。由于我國文化傳統(tǒng)的影響，居民對儲蓄有著較高的偏好，這深層次的原因是我國社會保障體系的不健全。因此，在完善市場制度，保障市場參與者的市場信心的同時，應(yīng)當對居民的外部性信心因素足夠重視。我國社會保障體系不夠完善在一定程度上制約我國股市財富效應(yīng)的發(fā)揮，帶來了外部不確定性，我國的文化傳統(tǒng)及消費習慣也成為了制約我國股市財富效應(yīng)發(fā)揮的外部因素。完善的社會保障制度可以增強居民的信心，在消費方面消除以往的保守心理，從而促使居民的消費層次升級，提高全社會的邊際消費傾向，良好的外部條件將會促進股市財富效應(yīng)的發(fā)揮。因此，政府應(yīng)當致力于完善基本社會保障體系，完善醫(yī)療、養(yǎng)老、就業(yè)、教育、住房等基本社會保障；另外，完善社會公共設(shè)施服務(wù)體系，保障居民的基本出行、運動等需求，這都能增強居民的信心，從而提高其消費意愿，影響社會總需求。