馬強(qiáng)　蘇曌

摘要：本文將城鎮(zhèn)居民消費(fèi)分成日常消費(fèi)和非日常消費(fèi)，以生命周期消費(fèi)理論為基礎(chǔ)構(gòu)建模型，分析我國(guó)股市是否有財(cái)富效應(yīng)以及對(duì)居民消費(fèi)的影響。結(jié)果表明，我國(guó)股市收益對(duì)日常消費(fèi)的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，我國(guó)股市存在財(cái)富效應(yīng)，并且日常消費(fèi)對(duì)工資收入的彈性大于股市收益；日常消費(fèi)支出對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)出較強(qiáng)的誤差修正效應(yīng)，當(dāng)日常消費(fèi)受到來(lái)自股市、工資收入或自身沖擊后，會(huì)有3-4個(gè)季度的短暫調(diào)整，之后在高于初始水平的穩(wěn)態(tài)運(yùn)行。

關(guān)鍵詞：股票市場(chǎng)；財(cái)富效應(yīng)；居民消費(fèi)

中圖分類號(hào)：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、前言

中國(guó)雖然已經(jīng)成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體，但是和發(fā)達(dá)國(guó)家比，消費(fèi)不足的問題仍然十分突出。最終消費(fèi)由政府消費(fèi)和居民消費(fèi)構(gòu)成，通過對(duì)比中美兩國(guó)政府和居民最終消費(fèi)的比重，發(fā)現(xiàn)兩國(guó)政府消費(fèi)非常接近，差距最大的是居民消費(fèi)，2014年美國(guó)的居民消費(fèi)接近GDP的70%，而中國(guó)不到50%。我國(guó)的消費(fèi)率同時(shí)也低于韓國(guó)、日本等文化習(xí)慣和我國(guó)相似的東亞國(guó)家，甚至也遠(yuǎn)低于印度、巴西等主要發(fā)展中國(guó)家。制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的因素中，居民消費(fèi)不足問題已經(jīng)變得非常嚴(yán)重，三駕馬車間的失衡問題、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)構(gòu)矛盾問題日益突出，再加上全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇前景仍不明朗，出口持續(xù)萎縮，中國(guó)陷入了短期依靠投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和中長(zhǎng)期轉(zhuǎn)型依靠消費(fèi)帶動(dòng)增長(zhǎng)的兩難選擇中，破解這一難題的重中之重就是有效擴(kuò)大居民消費(fèi)。

針對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)率過低的問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。Modigliani和Cao（2004）提出是勞動(dòng)力人口比例的變化導(dǎo)致我國(guó)的居民消費(fèi)不足。杭斌和郭香?。?006）用預(yù)防性儲(chǔ)蓄解釋了我國(guó)居民消費(fèi)率偏低的原因。程令國(guó)和張曄（2011）認(rèn)為由于文化習(xí)慣和家庭偏好的原因?qū)е铝宋覈?guó)居民消費(fèi)率不足。這些研究從不同角度解釋了我國(guó)消費(fèi)不足的原因，并給出了促進(jìn)我國(guó)居民消費(fèi)的措施辦法。

本文將從我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)入手，通過分析股票市場(chǎng)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響，嘗試找出促進(jìn)居民消費(fèi)的新途徑。近年來(lái)，我國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展迅猛，我國(guó)股票市值與GDP的比值從1998年的0.4迅速上升至2014年6月的1.4。另外，隨著居民人均收入的持續(xù)提高，投資股市的人數(shù)也在不斷增加，股票對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)和居民消費(fèi)的影響與日俱增，股票投資已經(jīng)成為眾多中國(guó)人生活的一部分，股市好壞對(duì)提高居民消費(fèi)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變得越來(lái)越重要。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)股市是否具有財(cái)富效應(yīng)以及股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)影響程度的研究很多，但存在較大分歧，主要研究成果如下：

（一）國(guó)外研究情況

最早提出股市財(cái)富效應(yīng)和居民消費(fèi)相互作用機(jī)制的是Ando和Modigliani（1963），他們利用生命周期理論對(duì)居民的家庭消費(fèi)行為進(jìn)行了解釋，并通過這一模型理清了股市財(cái)富效應(yīng)和居民消費(fèi)支出間的關(guān)系。Modigliani（1973）進(jìn)一步對(duì)美國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)和消費(fèi)間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出在勞動(dòng)收入固定的前提下，股市收益每增加1美元，消費(fèi)支出會(huì)增加5美分的結(jié)論。在此之后，股市財(cái)富效應(yīng)成為研究宏觀經(jīng)濟(jì)政策時(shí)討論的熱點(diǎn)問題。Romer（1990）用消費(fèi)者信心理論重新解讀了20世紀(jì)30年代的全球經(jīng)濟(jì)大蕭條，認(rèn)為大蕭條期間，股市的迅速崩盤和持久的熊市大大增加了未來(lái)的不確定性，消費(fèi)者對(duì)未來(lái)預(yù)期悲觀，從而大幅減少消費(fèi)支出。Carroll等人（1994）及Bram等人（1998）在此基礎(chǔ)上研究了美國(guó)居民消費(fèi)者情緒和消費(fèi)支出的關(guān)系，認(rèn)為消費(fèi)者情緒的高漲會(huì)刺激居民消費(fèi)增加。Nahuis（2000）通過對(duì)英國(guó)、法國(guó)、德國(guó)等八個(gè)歐洲國(guó)家數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，也得出了相同的結(jié)論。Poterba等人（1995）通過研究分析美國(guó)數(shù)據(jù)，認(rèn)為美國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)影響的主要途徑是信號(hào)傳遞效應(yīng)，股票價(jià)格的變化同時(shí)會(huì)伴隨消費(fèi)支出的變化，股票價(jià)格和消費(fèi)支出通過兩種方式存在一定的關(guān)聯(lián)性。首先，股市是經(jīng)濟(jì)的晴雨表，股票價(jià)格就是對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的反映，而人們對(duì)經(jīng)濟(jì)的預(yù)期又會(huì)體現(xiàn)在消費(fèi)上，因此股票價(jià)格的變動(dòng)會(huì)引起消費(fèi)的變動(dòng)。另外，股市具有財(cái)富效應(yīng)，股票價(jià)格的變化會(huì)使家庭財(cái)富變動(dòng)，從而使家庭的預(yù)算約束改變，消費(fèi)也隨之改變。Otoo（1999）通過來(lái)自美國(guó)的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，不論家庭是否擁有股票財(cái)富，其成員情緒的變化都與股票市場(chǎng)的價(jià)格變化具有相關(guān)性。股市上漲時(shí)，消費(fèi)者信心增強(qiáng)，消費(fèi)支出增加：股市下跌時(shí)，消費(fèi)者信心減弱，消費(fèi)支出減少。Otoo的研究還表明，股市的上漲會(huì)改變家庭及個(gè)人對(duì)未來(lái)的預(yù)期和信心，居民會(huì)把股市的價(jià)格作為經(jīng)濟(jì)的先行指標(biāo)，從而通過股市價(jià)格的變化來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)勞動(dòng)收入的變化。

Dy.an和Maki（2001）把股市財(cái)富效應(yīng)分成直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩類。他認(rèn)為股市價(jià)格的變化直接體現(xiàn)在消費(fèi)水平的變化上，這是直接效應(yīng)。但是股市會(huì)存在不確定性，股價(jià)變化不能立刻體現(xiàn)在消費(fèi)變化上，而是存在一個(gè)時(shí)滯，這使得股市價(jià)格的變化體現(xiàn)在未來(lái)某一時(shí)間的消費(fèi)變動(dòng)，這是間接效應(yīng)。后來(lái)的學(xué)者多以Modigliani（1975，1977）創(chuàng)立的持久收入假說(shuō)和生命周期理論為基礎(chǔ)來(lái)研究股市的直接財(cái)富效應(yīng)。按照持久收入假說(shuō)，可以將消費(fèi)品分成非耐用品消費(fèi)，耐用品消費(fèi)等形式，并把消費(fèi)者的財(cái)富分成人力財(cái)富和非人力財(cái)富，非耐用品和服務(wù)娛樂等相對(duì)數(shù)額較小的消費(fèi)更多地取決于持久性收入。按照生命周期消費(fèi)理論，人一生分兩個(gè)階段，第一階段工作獲得收入，第二階段純消費(fèi)沒有收入，要靠第一階段的儲(chǔ)蓄來(lái)彌補(bǔ)第二階段的消費(fèi)，因此消費(fèi)者會(huì)平滑自己的消費(fèi)以獲得最大效用。對(duì)于股市財(cái)富效應(yīng)的研究主要基于以下生命周期消費(fèi)模型：C=ΒW+ΔY。其中，C表示消費(fèi)支出，W是消費(fèi)者擁有的股票財(cái)富，Y表示消費(fèi)者的收入。模型中W和Y的系數(shù)β和δ由估計(jì)得到，β是財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向，表示消費(fèi)者財(cái)富變動(dòng)與消費(fèi)變動(dòng)之間的關(guān)系，δ是消費(fèi)對(duì)收入的彈性，表示收入變動(dòng)和消費(fèi)變動(dòng)之間的關(guān)系。

Mehra（2001）通過對(duì)美國(guó)的家庭消費(fèi)支出、勞動(dòng)收入和財(cái)富等數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為勞動(dòng)收入和所擁有的財(cái)富能夠長(zhǎng)期影響家庭消費(fèi)。根據(jù)他的計(jì)算，消費(fèi)支出對(duì)勞動(dòng)收入的彈性為0.62，每增加1美元的勞動(dòng)收入，就會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)增加62美分，消費(fèi)支出對(duì)股票財(cái)富的彈性為0.03，意味著股票財(cái)富每增長(zhǎng)1美元，消費(fèi)支出會(huì)增加3美分。他的研究還認(rèn)為，雖然股票財(cái)富的消費(fèi)彈性小于非股票財(cái)富，但是其包含的水平反應(yīng)差別很小。Bertaut（2002）在此基礎(chǔ)上，對(duì)不同國(guó)家股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)用同樣的方法進(jìn)行對(duì)比研究，他認(rèn)為不同國(guó)家股市的財(cái)富效應(yīng)程度并不相同。Alessandri（2003）對(duì)美國(guó)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，認(rèn)為美國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)的不對(duì)稱性很弱。Lettau和Ludvigson（2004）研究了美國(guó)財(cái)富周期和消費(fèi)的關(guān)系，他們認(rèn)為，居民財(cái)富中能夠影響消費(fèi)的部分很小，財(cái)富的變動(dòng)對(duì)消費(fèi)幾乎沒有影響，傳統(tǒng)研究高估了財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)的影響。Funke（2004）通過對(duì)拉丁美洲和亞洲新興市場(chǎng)數(shù)據(jù)的研究，認(rèn)為新興市場(chǎng)的股票市場(chǎng)存在財(cái)富效應(yīng)，股票市場(chǎng)對(duì)私人消費(fèi)的影響為0.02%-0.04%。Case等人（2005）通過研究分析14個(gè)國(guó)家和美國(guó)多個(gè)州的數(shù)據(jù)，認(rèn)為股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)較弱。Cho（2006）通過對(duì)韓國(guó)數(shù)據(jù)的研究，認(rèn)為韓國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)較強(qiáng)。

（二）國(guó)內(nèi)研究情況

國(guó)內(nèi)相關(guān)的研究尚處起步階段，文獻(xiàn)較少，分析結(jié)果存在較大分歧。梁宇峰和馮玉明（2000）對(duì)中國(guó)股市的5·19行情產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行了研究，他們通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，這一波股市的上漲在增加了股民消費(fèi)支出的同時(shí)，也增強(qiáng)了投資者的信心，使投資者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有更好的預(yù)期，因此梁宇峰和馮玉明認(rèn)為5·19行情期間的中國(guó)股市既有直接財(cái)富效應(yīng)，也有間接財(cái)富效應(yīng)。李振明（2001）研究5·19行情財(cái)富效應(yīng)時(shí)結(jié)合了經(jīng)濟(jì)宏觀面，他認(rèn)為當(dāng)時(shí)中國(guó)股市的流通市值很小，參與股市投資的居民比例較小，再加上我國(guó)股民大都是投機(jī)式交易，股市收益很少用于消費(fèi)，而是繼續(xù)投入股市投機(jī)，因此我國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)的影響十分有限。李學(xué)峰和徐輝（2003）通過分析中國(guó)上市公司，認(rèn)為中國(guó)上市公司質(zhì)量普遍較低，分紅很少，中國(guó)股市的投機(jī)現(xiàn)象較為普遍，因此也認(rèn)為中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)的刺激很小。段進(jìn)等（2005）總結(jié)了之前對(duì)中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)的研究成果，認(rèn)為之前國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究大都沒考慮時(shí)間序列的平穩(wěn)性，因此結(jié)論不可靠，他使用協(xié)整分析對(duì)我國(guó)股市的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，得出我國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)者支出影響較小的結(jié)論。劉建江（2006）用替代效應(yīng)解釋了中國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)，他認(rèn)為，跟歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的股市相比，中國(guó)股市成立時(shí)間較短，處于發(fā)展初期，股民普遍存在投機(jī)心理“追漲殺跌”現(xiàn)象較多，股市大幅上漲時(shí)期后，不但原有的投資者會(huì)投入更多的資本進(jìn)入股市，一些沒有任何經(jīng)驗(yàn)的人也會(huì)因?yàn)楦哳~回報(bào)參與到股市，對(duì)股市的投入使消費(fèi)者減少消費(fèi)支出，從而使得股市價(jià)格和消費(fèi)支出反向變動(dòng)，股市財(cái)富對(duì)于消費(fèi)的替代效應(yīng)更為明顯，因此我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)不顯著蚴。陳紅和田農(nóng)（2007）認(rèn)為中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)的影響很小，邊際消費(fèi)傾向只有0.0506。唐紹祥等（2008）通過動(dòng)態(tài)分布滯后模型和狀態(tài)空間模型分析了中國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)，得出中國(guó)股市即期和長(zhǎng)期都不存在財(cái)富效應(yīng)的結(jié)論。楊春雷（2009）利用區(qū)域差異研究了中國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)，他認(rèn)為中國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，文化習(xí)慣和家庭偏好的差異都較大，股市參與度也有較大差異，因此在研究股市財(cái)富效應(yīng)時(shí)要考慮地區(qū)差異。胡永剛和郭長(zhǎng)林（2012）利用借貸約束和預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)支出的影響進(jìn)行了探索性研究，他們用工資取代人均可支配收入，并把股價(jià)變動(dòng)分成兩部分，一部分由投機(jī)因素引起，另一部分由經(jīng)濟(jì)基本面因索引起，他們認(rèn)為第一種股價(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響較小，第二種股價(jià)變動(dòng)能長(zhǎng)期影響居民消費(fèi)。

雖然學(xué)者對(duì)中國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)存在分歧，但傾向于兩個(gè)結(jié)論：一是認(rèn)為中國(guó)股票市場(chǎng)存在財(cái)富效應(yīng)：二是承認(rèn)由于中國(guó)股市成立時(shí)間較短，監(jiān)管制度和投資者心態(tài)并沒有發(fā)達(dá)國(guó)家成熟，因此中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)支出的影響非常小。本文將沿著這個(gè)思路，將居民的消費(fèi)支出細(xì)化成日常消費(fèi)和非日常消費(fèi)來(lái)研究中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)。

三、模型建立和數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上文的分析，股市的財(cái)富效應(yīng)主要通過以下因素來(lái)實(shí)現(xiàn)：居民消費(fèi)水平、居民實(shí)際收入和股票價(jià)格。本文以生命周期消費(fèi)模型為基礎(chǔ)，在前人的基礎(chǔ)上構(gòu)建理論模型如下：

XF_i=β₀+β₁GS_t+β₂SR_t+ε_t

其中，XF表示居民的消費(fèi)水平，GS表示股票市場(chǎng)的價(jià)格，用能夠反應(yīng)滬深兩市綜合運(yùn)行狀況的滬深300指數(shù)表示，SR表示居民可支配收入，ε為不能被模型解釋的隨機(jī)波動(dòng)。按照胡永剛和郭長(zhǎng)林（2012）的觀點(diǎn)，由股市財(cái)富效應(yīng)所導(dǎo)致的消費(fèi)支出變化會(huì)部分地反映在可支配收入對(duì)消費(fèi)支出的影響上，因此本文的可支配收入用城鎮(zhèn)居民的工資收入表示。按照王虎等人（2009）的觀點(diǎn)，股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的影響，因此本文所有數(shù)據(jù)均為城鎮(zhèn)居民的季度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

本文選取考察的時(shí)間段為2005第1季度至2013年第4季度，這期間包括了一個(gè)完整的牛市和牛市之后的大熊市，能更加準(zhǔn)確地反映股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)支出的影響。為消除數(shù)據(jù)的季節(jié)趨勢(shì)，我們對(duì)以上變量進(jìn)行X11季節(jié)調(diào)整并取對(duì)數(shù)。本文所有數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)局和前瞻網(wǎng)，數(shù)據(jù)處理和實(shí)證分析使用Excel和Eviews軟件完成。

在股市進(jìn)入牛市時(shí)，一方面，消費(fèi)者投資收益提高，收入效應(yīng)使消費(fèi)者增加消費(fèi)支出，促進(jìn)消費(fèi)；另一方面，股票市場(chǎng)的高收益使投資者消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本過高，替代效應(yīng)使消費(fèi)者將更多的資金投入到股市以期望獲得更多的收益，又抑制了消費(fèi)。因此股市是否存在財(cái)富效應(yīng)取決于兩種效應(yīng)的大小。本文認(rèn)為，消費(fèi)者的收入效應(yīng)更多地體現(xiàn)在一些日常的消費(fèi)，如餐飲娛樂衣著等；對(duì)于數(shù)額較大的消費(fèi)，因?yàn)闄C(jī)會(huì)成本過高，投資者并不愿增加其支出。為驗(yàn)證這一觀點(diǎn)，本文把消費(fèi)分成數(shù)額較小的日常消費(fèi)RCXF和數(shù)額較大的非日常消費(fèi)FRCXF。其中，日常消費(fèi)為居民衣著消費(fèi)支出、居民教育文化娛樂消費(fèi)支出、居民雜項(xiàng)商品、交通和通訊消費(fèi)支出之和，非日常消費(fèi)為居民家庭設(shè)備用品及服務(wù)消費(fèi)支出、居民居住消費(fèi)支出之和。日常消費(fèi)主要為人們平時(shí)用于提高生活品質(zhì)的或非必需品類的消費(fèi)，非日常消費(fèi)為生活中的必需品類的消費(fèi)響。另外，我國(guó)現(xiàn)行統(tǒng)計(jì)中，考慮到居民購(gòu)建房支出金額較大，購(gòu)建后要消費(fèi)和使用幾十年，如果一次性計(jì)入居住支出，會(huì)使居住支出數(shù)值波動(dòng)過大，不能反映實(shí)際消費(fèi)情況，一般都不把購(gòu)建房支出全額直接一次性計(jì)入居民日常居住支出，因此本文數(shù)據(jù)也沒有包括住房消費(fèi)。

四、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

非平穩(wěn)的時(shí)間序列會(huì)產(chǎn)生偽回歸，因此在建模前需要先檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，為使結(jié)果更加準(zhǔn)確，本文分別使用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)兩種方法檢驗(yàn)相關(guān)變量的平穩(wěn)性，按照趙進(jìn)文（2009）的觀點(diǎn)，當(dāng)兩種檢驗(yàn)的結(jié)果不一致時(shí)，以PP檢驗(yàn)結(jié)果為準(zhǔn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由表1可知，股票市場(chǎng)價(jià)格、居民日常消費(fèi)支出、居民非日常消費(fèi)支出和居民的工資收入均為一階單整，可以繼續(xù)以進(jìn)行協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民日常消費(fèi)支出和非日常消費(fèi)支出的影響，我們利用這兩個(gè)變量分別和城鎮(zhèn)居民的工資收入、股票市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在做協(xié)整檢驗(yàn)前，需要利用AIC和SC準(zhǔn)則并配合LR檢驗(yàn)來(lái)判斷模型的滯后階數(shù)，經(jīng)檢驗(yàn)，模型中的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。確定最后滯后階數(shù)后，使用Johansen方法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示。

由Johansen檢驗(yàn)結(jié)果表2可知，兩個(gè)模型都在5%的統(tǒng)計(jì)水平下存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，這說(shuō)明變量間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，可以進(jìn)一步進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如下：

RCXF=0.1309+0.0920GS+0.4454SR

（4.0346）*** （57.2568）***

FRCXF=0.2001+0.0142GS+0.6823SR

（0.1735） （68.9321）***

注：（1）括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量：（2）***表示結(jié)果通過1%統(tǒng)計(jì)水平下的顯著性檢驗(yàn)。

由回歸結(jié)果可知，利用非日常消費(fèi)支出檢驗(yàn)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)時(shí)，股票市場(chǎng)價(jià)格系數(shù)的t值為0.1735，并不顯著，而用日常消費(fèi)支出檢驗(yàn)時(shí)，股票市場(chǎng)價(jià)格的系數(shù)顯著，這和前文假設(shè)一致，股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)主要體現(xiàn)在日常消費(fèi)支出上。在用日常消費(fèi)支出解釋股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)時(shí)，城鎮(zhèn)居民工資和股票市場(chǎng)價(jià)格及日常消費(fèi)之間均出現(xiàn)正的均衡關(guān)系，兩個(gè)變量的系數(shù)都顯著，變量系數(shù)表示消費(fèi)相對(duì)于變量的彈性。這意味著就長(zhǎng)期而言，城鎮(zhèn)居民工資每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民的日常消費(fèi)支出會(huì)增加0.45%，股票市場(chǎng)的價(jià)格每增長(zhǎng)1%，城鎮(zhèn)居民的日常消費(fèi)支出增加0.09%。本文結(jié)論大于駱祚炎和劉朝暉（2004）啕以及陳紅和田農(nóng)（2007）所得出的結(jié)果，這是因?yàn)楸疚臎]有把消費(fèi)整體放到模型進(jìn)行分析，而是進(jìn)行細(xì)分，這也側(cè)面驗(yàn)證了前文的假設(shè)——我國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在對(duì)日常消費(fèi)支出的影響上。

從結(jié)果可以看出，股市收入的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，我國(guó)股市存在一定的財(cái)富效應(yīng)，但是這種財(cái)富效應(yīng)更多的是體現(xiàn)在數(shù)額較小的日常消費(fèi)支出上。

（三）動(dòng)態(tài)分析

在研究了城鎮(zhèn)居民日常消費(fèi)支出、股票市場(chǎng)價(jià)格和城鎮(zhèn)居民工資收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系后，我們使用誤差修正模型（ECM）來(lái)考察日常消費(fèi)受到?jīng)_擊后如何自動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整。通過上述模型，得到誤差修正項(xiàng)ecm為：

ecm=RCXF_t-0.0920GS_t-0.4454SR_t

誤差修正項(xiàng)ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果為-5.9605，在1%的統(tǒng)計(jì)水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，因此ecm平穩(wěn)，建立誤差修正模型為：

△RCXF_t=C+δ₁△SR_t+δ₂△GS_t+λecm_t-1+η_t

根據(jù)誤差修正模型的概念，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)λ應(yīng)小于零，η_t為白噪音過程。誤差修正分析的估計(jì)結(jié)果為：

△RCXF_t=0.0114+0.1495△SR_t+0.0178△GS_t-0.4456ecm_t-1

（4.8091）*** （2.0342）** （-3.583）***

注：（1）括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量：（2）***、**分別表示結(jié)果通過1%、5%統(tǒng)計(jì)水平下的顯著性檢驗(yàn)。

由結(jié)果可知，短期工資收入變動(dòng)和股市價(jià)格變動(dòng)對(duì)短期日常消費(fèi)支出均有正向影響。均衡誤差項(xiàng)ecm_t-1，表示一旦被解釋變量遇到外部沖擊，偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)后，使被解釋變量在隨后的若干時(shí)期內(nèi)自動(dòng)回歸長(zhǎng)期均衡水平的機(jī)制，均衡誤差項(xiàng)的系數(shù)為0.4456，說(shuō)明日常消費(fèi)回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的速度為0.4456個(gè)單位，表現(xiàn)出較強(qiáng)的對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的誤差修正效應(yīng)。日常消費(fèi)受到?jīng)_擊后，回歸長(zhǎng)期均衡水平的速度很快，調(diào)整時(shí)間較短。當(dāng)ecm_t-1<0時(shí)，日常消費(fèi)向下偏離長(zhǎng)期均衡水平時(shí)，△RCXF，會(huì)大于零，導(dǎo)致RCXF_t變大，從而向長(zhǎng)期均衡值回歸；當(dāng)ecm_t-1>0時(shí)，日常消費(fèi)向上偏離長(zhǎng)期均衡水平時(shí)，△RCXF_t會(huì)小于零，導(dǎo)致RCXF_t變小，從而也向長(zhǎng)期均衡值回歸。

接下來(lái)使用脈沖效應(yīng)函數(shù)來(lái)研究居民日常消費(fèi)受到外部沖擊后的變化情況。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是給系統(tǒng)一個(gè)單位的正向沖擊后，系統(tǒng)所做出的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。本文分別研究了日常消費(fèi)支出受到自身以及股票市場(chǎng)價(jià)格和工資收入一個(gè)單位沖擊后的反應(yīng)，脈沖效應(yīng)的輸出結(jié)果見圖1。橫軸表示沖擊的滯后期，縱軸表示城鎮(zhèn)居民日常消費(fèi)支出對(duì)沖擊的反應(yīng)程度，實(shí)線表示城鎮(zhèn)居民日常消費(fèi)支出對(duì)沖擊的反應(yīng)路徑，上下的虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。

從圖1可以看出，城鎮(zhèn)居民日常消費(fèi)支出對(duì)各個(gè)變量沖擊的反應(yīng)程度不同，但是受到?jīng)_擊后都表現(xiàn)為正向的反應(yīng)，也就是說(shuō)居民工資收入的增加和股市價(jià)格的上漲都會(huì)使消費(fèi)者增加日常消費(fèi)支出。三個(gè)變量沖擊對(duì)日常消費(fèi)影響的時(shí)間都很長(zhǎng)，在經(jīng)過初期的短暫調(diào)整后，都會(huì)使日常消費(fèi)在一個(gè)高于初始水平的位置穩(wěn)定運(yùn)行。

圖1左邊部分為日常消費(fèi)支出受到自身沖擊后的反應(yīng)。受到?jīng)_擊后，日常消費(fèi)支出在當(dāng)期會(huì)做出較大調(diào)整，大幅度提高，隨后開始收斂，調(diào)整幅度減弱，在大約三個(gè)季度后穩(wěn)定運(yùn)行在高于初始水平的穩(wěn)態(tài)上。從調(diào)整過程看，沖擊持續(xù)的時(shí)間較短，持久性不強(qiáng)，受到自身沖擊后消費(fèi)調(diào)整時(shí)間較短。城鎮(zhèn)居民日常消費(fèi)支出最終在高于初始水平的位置穩(wěn)定運(yùn)行，并沒有收斂到初始狀態(tài)，在一定程度上表現(xiàn)出了慣性，這和實(shí)際情況一致

“由儉入奢易，由奢入儉難”。

圖1中間部分為日常消費(fèi)支出受到工資收入變動(dòng)沖擊后的反應(yīng)。受到?jīng)_擊后，日常消費(fèi)支出在當(dāng)期會(huì)做出一個(gè)小的調(diào)整，隨后調(diào)整擴(kuò)大，大約四個(gè)季度后趨于穩(wěn)定，以后持續(xù)運(yùn)行在高于初始水平的穩(wěn)態(tài)。從此圖可以看出，當(dāng)工資收入增加后，日常消費(fèi)支出的反應(yīng)是逐漸增強(qiáng)的，這是因?yàn)楸疚难芯康氖侨粘ＯM(fèi)支出，所以會(huì)存在一定的滯后效應(yīng)。

圖1右邊的部分為日常消費(fèi)支出受到股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)沖擊后的反應(yīng)。受到?jīng)_擊后日常消費(fèi)支出即期沒有響應(yīng)，而是逐漸開始調(diào)整，調(diào)整幅度逐漸加大，在三個(gè)季度后調(diào)整到最大，以后穩(wěn)定在高于初始水平的狀態(tài)運(yùn)行，反映了股票市場(chǎng)的沖擊對(duì)日常消費(fèi)支出有一定的正向影響而且持續(xù)時(shí)間較為持久。這也說(shuō)明我國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)日常消費(fèi)影響的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，股票市場(chǎng)對(duì)日常消費(fèi)存在一定的財(cái)富效應(yīng)。另外，相對(duì)于居民工資收入的影響，股票市場(chǎng)對(duì)日常消費(fèi)支出的影響程度較小，這和前文的結(jié)論一致。產(chǎn)生這個(gè)現(xiàn)象主要是因?yàn)槲覈?guó)股市雖然總體市值不斷擴(kuò)大，對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響持續(xù)加強(qiáng)，但是畢竟時(shí)間較短，參與人數(shù)占城鎮(zhèn)人口比例不足兩成，從而對(duì)本文研究的城鎮(zhèn)人口日常消費(fèi)的影響程度相對(duì)來(lái)說(shuō)較小。隨著我國(guó)股票市場(chǎng)的不斷發(fā)展壯大，監(jiān)管體制的逐漸成熟，股市對(duì)日常消費(fèi)的影響將會(huì)逐漸增強(qiáng)。

五、結(jié)論與建議

基于上分析，本文主要得出以下結(jié)論：

1.我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在居民日常消費(fèi)支出上，對(duì)于居民的非日常消費(fèi)支出，我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)并不顯著。

2.日常消費(fèi)支出對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系表現(xiàn)出較強(qiáng)的誤差修正效應(yīng)。當(dāng)日常消費(fèi)支出受到外部沖擊，偏離長(zhǎng)期均衡水平時(shí)，能夠自動(dòng)回歸長(zhǎng)期均衡水平，并且調(diào)整的速度較快。

3.日常消費(fèi)支出受到股市價(jià)格、居民工資收入和自身的正向沖擊后，在短期都會(huì)做出反應(yīng)，經(jīng)過3-4個(gè)季度的短暫調(diào)整后都會(huì)在高于初始水平的穩(wěn)態(tài)運(yùn)行，工資收入對(duì)日常消費(fèi)支出的影響大于股市價(jià)格變動(dòng)。

本文的研究結(jié)果表明，股市的上漲和工資收入的增加都會(huì)刺激居民消費(fèi)，但是一味地提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)并不見得是最優(yōu)選擇。一個(gè)健康向上的股市也能使消費(fèi)者對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生向好預(yù)期，刺激日常消費(fèi)，一方面能擴(kuò)大內(nèi)需，使經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)更加合理；同時(shí)增加了人們的幸福感，對(duì)構(gòu)建和諧社會(huì)，實(shí)現(xiàn)中國(guó)夢(mèng)有非常重要的作用。