我国股票市场财富效应研究

戴淑庚　许俊

摘要：本文从消费者信心与广义虚拟经济的视角剖析了股票市场财富效应的成因。本文的实证研究表明，我国股市直接与间接财富效应都较为显著，不过，这一效应只是在长期内均衡稳定，短期内不显著；在股票市场间接财富效应传导机制中，消费者信心因素起到关键作用；因此，在广义虚拟经济时代，为更好发挥股票市场的消费功能，需要完善有关政策措施。

关键词：股票市场财富效应；消费者信心；广义虚拟经济

中图分类号：F830.91

文献标识：A

文章编号：1674-9448（2015）01-0026-13

一、导论

2003年，“虚拟经济”首次出现在党的十六大报告这一纲领性文件中：“正确处理发展高新技术产业和传统产业、资金技术密集型产业和劳动密集型产业、虚拟经济和实体经济的关系”，此后，越来越多的学者开始重视虚拟经济的研究，林左鸣最早提出了广义虚拟经济的概念，他认为“各种经济形态因‘跨界而形成交叉，所以有必要将同时满足人的物质需求和心理需求的经济，以及只满足人的心理需求经济的总和定义为广义虚拟经济。它实质上是一种基于‘生活价值论的人本经济，着重考虑人的心理需求和由此反映出来并以社会进程中所生成的信息态为基础的进化及其发展规律”。人类日益增长的精神文化及心理需求催生出更多的广义虚拟经济产业，如旅游、文化、体育、影视、教育产业等，这些产业的快速发展已经使得它们在宏观经济中有相当重要的地位，甚至成为一些国家的支柱产业。如东南亚和欧洲的一些国家，旅游产业已经成为其宏观经济的支柱；又如英国提出的“创意产业”逐渐成为了在传统工业促进经济力度有限的态势下的新经济增长点。广义虚拟经济理论从满足心理需求的信息价值出发，为各种“新”经济现象做出了更深刻的定义，更有助于解释经济现象的本质。传统意义上的虚拟经济指金融市场，也可以称之为狭义虚拟经济，自金融市场诞生之日起，市场参与者的心理博弈、信用交易、信心影响资产价格等现象便是金融市场的基本特征，这说明市场参与者的心理要素对金融市场的作用至关重要。因此，将广义虚拟经济理论重新运用到对金融市场的研究中来，更加注重对市场参与者的心理要素的考虑，为金融市场理论的研究提供了一个有意义的视角。

股票市场是金融产业最重要的一部分，对股票市场的研究有着重要的理论与现实意义。截至2013年底，我国A股总市值达23.76万亿元，约占全年GDP的42%。股票市场规模的迅速扩张，使得其对宏观经济的影响力度越来越强，如今股票市场的稳固发展已经成为影响国民经济快速发展和关乎广大投资者、消费者利益的关键。在此背景下，股票市场对经济增长的影响成为广大学者的研究焦点，其中股票市场价格波动对居民消费的影响，一般称之为股票市场的财富效应，逐渐成为研究股票市场的重要方向。

股票市场财富效应根据其传导机制主要包括直接财富效应传导机制和间接财富效应传导机制。其中直接财富效应是指由于股票价格的上涨，使得居民的实际财富增加，从而促进居民增加消费支出的现象。而间接财富效应是指股票价格波动作为经济的“晴雨表”，其通过影响居民的心理预期、市场信心等，对居民的消费信心造成影响，进而影响居民的消费支出。股市的财富效应有非对称性、时滞性、不确定性和替代性等特征，并受股票市场规模、居民财富结构、股票市场效率等方面的影响。在股票市场间接财富效应传导机制中，消费者信心成为关键的中间因素，因此结合广义虚拟经济的视角并基于消费者信心研究我国股票市场财富效应的作用程度、长期和短期效应具有理论和现实意义。

二、广义虚拟经济视角下的股市财富效应

广义虚拟经济理论注重人的心理因素在虚拟价值中的作用，而从20世纪70、80年代开始发展起来的行为金融学正是结合心理学、行为学、社会学等理论对各种金融现象做出研究并形成了相对完善的理论体系，这与广义虚拟经济理论的研究侧重点相一致。因此我们结合行为金融学的相关理论，从广义虚拟经济的视角出发，对股票市场财富效应进行解释。

“理性经济人”假设是传统经济学的经典假设，认为经济人具备无限理性，总是能够做出正确的判断和合理的预期。然而，由于人的理性和认识能力都是有限的，这种经典假设本身并不符合实际。基于人类理性的有限性，赫伯特·西蒙（Herbert Simon，1955）提出了有界理性（Bounded Rationality）的观点，认为人们在经济决策中，由于理性的有限性，最终的经济行为往往存在主观性偏差。

（一）信念

人们的决策通常是以自身的信念为基础的，居民根据股票市场的状况并基于自己的信念进行投资和消费决策。

1.过度自信与过度乐观

过度自信是指人们过高地估计自己对事件判断准确性的现象。过度自信可能会导致人们相信自己能够控制、预测偶然性事件，忽视某些显而易见的市场信号。过度自信会影响居民在股票市场中的决策，投资者相信自己能够预测股票价格的短期走势，然后据此进行频繁的交易，而这样的后果往往是最终造成自己的利益受损。过度乐观指人们往往预期自己会拥有更美好的前景。

在股票市场，当股票价格上涨时居民根据经验性法则，对市场传递出的信号做出过度自信的判断，进而做出过度乐观的预期。基于这样的判断，居民很可能做出增加消费支出的决策。

2.财富幻觉

预期收入是决定居民消费决策的一个非常重要的影响因素。当居民持有的股票价格上涨时，其拥有的财富总量也将增加，但是居民必须将股票卖出才能获得实际的财富增加，而居民往往会选择继续持有股票以期有更高的升值空间。另外，由于人们对于通过膨胀的反应并不敏感，而现代经济中普遍存在较温和的通货膨胀，股票价格的波动往往包含通货膨胀率的影响，因此通货膨胀会造成居民持有的股票名义价值升高。以上两方面的共同作用，从而构成了居民对股票价格上涨的财富幻觉，而基于财富幻觉，居民会选择增加消费支出。

（二）厌恶损失

厌恶损失是指人们在失去某一物品时感受到的效益损失量大于获得同样物品时感受到的效益增加量。在股票市场中，居民大部分会表现出明显的厌恶损失，股票价格上涨和下跌同样的幅度，居民对于股票价格上涨带来的满意程度明显低于股票价格下跌造成损失所带来的沮丧程度。在这种心理偏好的影响下，作为消费者，股票持有者在进行消费决策时，对股票价格上涨和下跌的反映程度会明显不同，因此股票价格上涨带来的正财富效应会明显小于股价下跌带来的负财富效应，股票价格波动的财富效应表现出明显的不一致性。

（三）羊群效应

人类社会中存在这样一个现象，经常互相交流的人群思维会非常相似，无论在进行消费决策还是政治选举投票决策时，人们的决策往往趋于一致，这种现象被称为羊群效应。羊群效应表现在股票市场上，是投资者的投资策略趋于一致。当股市走强时，投资者往往会同时选择增加投资的策略，这将进一步推动股票价格上涨；若股市低迷，投资者对股市行情一致不看好，从而撤出在股票市场的投资，这将使得股价进一步下挫。由于羊群效应的存在，大部分居民的投资和消费决策趋于一致。在股市行情高涨时期，投资者财富普遍会趋于增加，因而会选择增加消费支出；在股市行情低迷时期，投资者财富普遍会趋于降低，因而会选择缩减消费支出。

三、我国股市财富效应实证研究

（一）模型构建

本文对我国股市财富效应的实证研究建立在生命周期-持久收入假说（LC-PIH）模型基础之上，经过推导最后得到简化的消费函数式：

C_t=β₁Y_t+β₂A_t（1）

我们在此简化消费函数基础之上进行推导得出我们最后用于实证分析的模型。

1.直接财富效应与间接财富效应

以往的实证研究基本都是对股市财富效应的直接效应进行分析，但是随着我国居民对经济形势信息辨别能力的增强，通过居民的心理因素传导的股票市场间接财富效应的作用不容忽视，在股票市场间接财富效应传导中，消费者信心是关键的传导因素；因此基于消费者信心的视角，同时结合广义虚拟经济之强调心理需求的视角，一并分析我国股票市场的直接和间接财富效应具有理论与现实意义。为此，本文尝试将信心变量作为股市财富间接效应传导过程的中间变量引入财富效应实证模型，同时对直接效应和间接效应进行分析并进行比较。

2.消费者信心指数

消费者信心指数是用来反映消费者信心强弱的一个标准化的主观性指标，它可以综合反映居民对于目前宏观经济形势的判断、经济前景、当期收入水平、预期收入水平、股票市场行情以及消费者心理状态等。消费者信心指数的计算过程是：首先对所有构成消费者信心指数的二级指标进行标准化处理，再进行加权平均，最终得到标准化的消费者信心指数。该指数在股票市场财富效应传导过程中起到重要作用，是股票市场财富效应传导机制的一个重要中间变量。这可以从以下几位学者的研究结果即可得到印证。如朱文晖（2004）通过对欧洲主要国家的股价波动和与消费者信心之间的数据相关性检验，结果发现其相关系数在0.13至0.29之间，这说明股票价格波动是影响消费者信心变化的一个主要因素。D.埃西莫格鲁与A.斯科特根据实证研究发现消费者信心指数是影响居民未来消费支出增长的主要指标。杨茂（2006）通过实证研究发现我国消费者信心指数对于北京、天津等地的消费需求预测作用显著。

3.模型确定

根据以上的分析，我们将消费者信心指数作为消费者信心的代理变量引入模型，并且假设居民所持有的股票财富之外的其他财富保持不变，由于各变量都是时间序列数据，我们对其进行自然对数变换以消除异方差影响，最终得到一个适合本文进行计量分析的股票市场财富效应研究模型：

InC=α+β₁lnY+β₂lnCCI+β₃lnA+ε （2）

式中InC、InY、InCCI和InA分别代表消费C、收入Y、消费者信心指数CCI和股票财富A的对数。β₁、β₂、β₃代表相应变量对消费支出的弹性系数，也即边际消费倾向（MPC）。由于假定其他因素保持不变，模型中没有出现其他变量。

在这个模型的基础之上，本文运用VAR模型与VEC模型对股票市场财富效应中各变量的长期作用与短期作用进行实证分析。

（二）间接财富效应与直接财富效应实证分析

1.变量选取

本文的实证分析主要考察股票价格、消费者信心、居民收入与居民消费支出之间的关系，基于我国市场的具体情况，这里对变量进行选取并做出解释：选取城镇居民人均消费支出（CONS）和城镇居民人均可支配收入（DPI）表示消费支出和居民收入，这是考虑到我国股票市场参与者绝大多数都是城镇居民；选取消费者信心指数（CCI）作为消费者信心的代理变量；选取上证综合指数期末收盘价（SP）作为股票价格的表征变量。实证分析使用Eviews6.0软件。

2.数据来源及季节调整

本文选取2002第1季度至2013年第4季度的季度数据进行实证分析。数据来源为CEIC中国经济数据库，其中消费者信心指数（CCI）为每一季度中各月度数据进行算数平均得到，上证综合指数（SP）选取每季度末最后一天的收盘价而得到。由于我们选取季度数据进行实证分析，某些变量可能存在季节性变化趋势，在进行实证分析之前需要对存在季节性变化趋势的变量进行季节调整。变量是否存在季节性变化可以结合其趋势图来判断，各变量的趋势图如图1至图4。

从各变量的趋势图可以看出，城镇居民人均消费支出（CONS）和城镇居民人均可支配收入（DPI）具有明显的季节性变化趋势，消费者信心指数（CCI）和上证综合指数（SP）没有季节性变化趋势。因此，需要对城镇居民人均消费支出（CONS）和城镇居民人均可支配收入（DPI）进行季节调整，本文采用X-11法对这两个变量进行季节调整，调整之后的趋势图如图5和图6。

由趋势图可以看出，季节调整后城镇居民人均消费支出和城镇居民人均可支配收入已不存在季节性趋势。同时，为消除异方差影响，我们对各变量取自然对数，并分别用LNCONS、LNDPI、LNCCI和LNSP表示。

此外，观察各个变量的趋势图可以发现：城镇居民人均消费性支出与城镇居民可支配收入有一个较为稳定的增长趋势；而消费者信心指数与股票价格的波动幅度较大，且波动趋势没有规律性，这也是股票市场财富效应具有不确定性的一个重要原因。

3.单位根检验

为检验各时间序列的平稳性，避免伪回归，进行单位根检验。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法对各变量进行平稳性检验。检验结果见表1。

由表1的结果可知，LNCONS、LNDPI、LNCCI和LNSP和原序列的ADF统计量大于1%显著性水平下的临界值，无法拒绝原假设，时间序列含有单位根，是非平稳序列；其一阶差分序列DLNCONS、DLNDPI、DLNCCI和DLNSP序列的ADF统计量小于1%显著性水平下的临界值，拒绝原假设，所有时间序列都不含单位根，是平稳序列。各变量原序列都是非平稳序列，其一阶差分序列为平稳序列，所以原序列为一阶单整序列，服从I（1）过程，它们之间可能存在协整关系。

4.协整检验与协整方程

由ADF单位根检验结果可知，各自变量都是一阶单整时间序列，它们之间可能存在长期稳定的均衡关系，我们通过协整检验来加以验证。协整检验的思想是考察自变量和因变量之间的协整关系，即因变量是否能够被自变量的线性组合所解释。本文采用Johansen协整检验。Johansen协整检验是基于回归系数的协整检验方法，其以VAR模型为基础，是一种进行多变量协整检验的较好方法。

传统的VAR理论要求模型中每一个变量必须是平稳的，非平稳时间序列必须经过差分得到平稳序列后才能建立VAR模型，不过随着协整理论的发展，对于非平稳时间序列，只要各变量之间存在协整关系，也可以在原序列基础上直接建立VAR模型。本文选取变量都是一阶单整序列，首先确定VAR结构，LNCONS为因变量，LNDPI、LNCCI和LNSP为自变量。首先需要判断模型的滞后阶数，一般根据AIC和SC准则来判断，它们的值同时取最小时为最优滞后阶数，当它们不同时取最小时，可根据LR检验进行取合。

由表2可以发现，AIC和SC准则下的最小值出现在不同滞后阶数，因此我们需要结合LR检验以及其他准则进行判断，最优滞后阶数应选4。根据滞后阶数的选取，可以比较直观地认识股票市场财富效应的滞后性特征。

在确定最优滞后阶数之后，进行Johansen协整检验，检验结果见表3和表4。

从表3和表4的结果可以发现，迹检验和最大特征值检验的结果一致，都表明在5%显著性水平下各变量之间存在一个协整关系。即城镇居民人均消费（LNCONS）和城镇居民人均可支配收入（LNDPI）、消费者信心指数（LNCCI）、上证综合指数（LNSP）存在一个长期稳定的均衡关系，它们具有共同的随机趋势。标准化的协整方程系数见表5。

由协整方程的检验结果可以看出，自变量城镇居民人均可支配收入（LNDPI）、消费者信心指数（LNCCI）、上证综合指数（LNSP）对城镇居民人均消费支出（LNCONS）均具有显著的正向的影响。其中，城镇居民人均可支配收入（LNDPI）与城镇居民人均消费支出（LNCONS）的相关系数为0.863743，这说明居民的消费变动最大的影响因素仍然是居民的收入；消费者信心指数（LNCCI）与城镇居民人均消费支出（LNCONS）的相关系数为0.101276，这说明消费者信心与消费者行为决策之间有着显著的正向关系；上证综合指数（LNSP）与城镇居民人均消费支出（LNCONS）的相关系数为0.055340，这表明我国股票价格与消费支出之间存在正相关关系，并且相关系数大于以往的相关实证研究结果，其可能的原因是：一方面近几年我国股票市场不断发展，股票市场效率不断提高，从而财富效应的传导过程更加有效；另一方面，我国居民的市场经济意识不断增强，对股票价格波动所传递的市场信息的认知和判断更加迅速，从而促进了股市财富效应的发挥。三个自变量的协整方程检验结果都与本文之前的理论描述相一致。协整方程的结果表示各变量之间存在一个长期均衡的关系。

在确定了各变量之间的协整关系之后，需要进一步对协整关系的正确性和VAR模型的稳定性进行检验，这里采用AR根的图表验证法进行验证。AR根检验要求AR特征方程的所有特征根的倒数的绝对值小于1，即所有值都落在单位园内，VAR模型才稳定，否则VAR模型存在不稳定性，其某些结果可能是无效的，如脉冲响应函数的标准误差等。AR根检验结果见表6。

由表6的结果可以看出，没有根的模大于1，所以VAR模型满足稳定性条件，变量之间的协整关系具有正确性。AR根检验结果可以从单位根分布图上更直观的看出，见图7。

5.Granger因果检验

由Johansen协整检验发现各变量之间存在长期均衡的关系，而且变量显著相关，但是还不能得出各变量之间的因果关系，协整关系只能说明变量之间存在因果关系，但是无法据此判断哪个变量是因哪个变量是果。在此，我们采用Granger提出的Granger因果检验对各变量之间的因果关系进行检验。Granger因果检验的做法是检验一个变量的滞后值是否能够代人到其他变量的解释方程中，并判断这个滞后值是否使得方程的解释程度提高。如果可以确定一个变量受到其他变量滞后值的影响，那么说明他们之间存在Granger因果关系。下面检验城镇居民人均消费支出（LNCONS）与城镇居民人均可支配收入（LNDPI）、消费者信心指数（LNCCI）、上证综合指数（LNSP）之间是否存在Granger因果关系，其结果见表7。

从表7的结果可以看到：在显著性水平为1%的情况下，可以拒绝“LNDPI不是LNCONS的Granger原因”的原假设，因此可以认为人均可支配收入是人均消费支出的显著Granger原因；而消费者信心指数与人均消费支出之间的Granger因果关系并不明显，这可能是因为股市财富效应通过消费者信心传导过程有较长的滞后期且影响因素较复杂造成的，但是我们注意到，接受原假设“LNCCI不是LNCONS的Granger原因”而不犯错的概率仅为0.29231，这说明在现实中两者之间可能存在一定的关系；在11%的显著性水平下，可以拒绝“LNSP不是LNCONS的Granger原因”的原假设，因此也可以认为上证综合指数是人均消费支出的Granger原因。另外，在显著性水平为5%的情况下，人均可支配收入和上证综合指数是消费者信心指数的Granger原因，而人均可支配收入和上证综合指数之间的Granger因果关系不明显。

根据Granger因果检验的结果，可以认为收入和股票价格会引起消费者信心指数的变化，这一结果证明了消费者信心在股票市场财富效应传导中起到作用。另外，消费者信心指数与居民消费支出之间的Granger因果不明显的原因主要可能存在在以下四个方面：一是，从消费者信心指数编制来看，消费者信心指数是一个偏宏观的变量，且其二级指标较多，所以把它应用到消费函数中来表征股票市场的间接财富效应可能会造成一定偏差。二是，通过消费者信心传导的间接财富效应起作用的滞后期较长。三是，从我国居民处置财富的习惯来看，居民往往更加偏重储蓄和投资，基于此，即使消费信心指数较高时，居民根据较好的经济形势判断进而将财富用于再投资或者储蓄，这种情况下，居民的消费意愿可能会受到我国文化传统习惯的抑制。四是，我国近年来居民消费信心指数偏低并且波动较大。

6.向量误差修正模型（VEC）分析

协整检验的结果表明LNCONS与LNDPI、LNCCI、LNSP之间存在着一个长期均衡的关系，这种均衡关系是由各变量之间在短期内经过动态调整而最终达到的。各个变量之间在短期内并不均衡，通过误差修正项的调整，使偏离的趋势回归到长期协整的趋势上来。通过向量误差修正模型可以考察各变量短期内的变化趋势，并可以考察各变量之间的短期Granger因果关系。由于VEC模型可以看做是包含协整约束的VAR模型，所以可以根据无约束VAR模型的滞后阶数来确定VEC模型的滞后阶数，进而构建股市财富效应的VEC模型分析。VEC模型分析结果见表8。

结合表8中向量误差修正模型结果，分析其经济学意义：从城镇居民人均可支配收入对城镇居民人均消费支出的影响来看，D（LNDPI（-1））、D（LNDPI（-2））和D（LNDPI（-3））的系数符号都为正，并且滞后一期和滞后两期的影响较小并且不稳定，滞后三期的影响较大，这说明收入对消费支出的影响在短期内也存较明显的影响，但是这个影响并不稳定，居民在短期内根据收入变化进行消费决策的过程可能存在一个观望和确定变化趋势的过程；从消费者信心指数对城镇居民消费性支出的影响来看，D（LNCCI（-1））和D（LNCCI（-3））的系数符号为正，而D（LNCCI（-2））的系数符号为负，这表明消费者信心对居民的消费支出影响在短期内也不稳定，且有可能会出现抑制消费的作用；从上证综指对城镇居民消费性支出的影响来看，D（LNSP（-1））和D（LNSP（-3））的系数符号为正，而D（LNSP（-2））的系数符号为负，并且各期的系数的绝对值都较小，这表明股票价格在短期内对居民消费支出的影响较微弱，并且可能会出现抑制消费的现象。误差修正项EC的系数为负，且绝对值较大，这表明在短期内各变量之间的经济关系偏离长期均衡时，会存在一个反向的误差修正项对模型进行修正，使各变量恢复到长期均衡上来，误差修正项绝对值较大表明这个反向修正的力度比较强。此外，观察各个变量各个滞后期的t值发现，t值都较小，这也说明了各个变量在短期内不存在一个显著的均衡关系。

结合VEC模型可以进一步检验模型中各变量之间的短期Granger因果关系，基于VEC模型的Granger因果检验结果如表9。

从表9的结果可知，在5%的置信水平下，居民消费支出是收入和消费者信心指数的短期格兰杰原因；居民可支配收入是消费者信心指数和股价波动的短期格兰杰原因；股价波动是消费者信心指数的格兰杰原因。由短期Granger因果检验的结果可以发现，居民可支配收入和股票价格波动都是消费者信心指数的Granger原因，这说明从短期来说，消费者信心在短期内也会对股票市场财富效应的传导起到作用。

7.脉冲响应函数与方差分解分析

（1）脉冲响应函数分析

脉冲响应函数反应的是给自变量一个单位的正向冲击，整个系统对其做出的反应，通过对脉冲响应函数的分析可以得到自变量的冲击对因变量影响的路径变化。图8、图9和图10分别为LNDPI、LNCCI和LNSP对LNCONS的脉冲响应函数曲线。

从图8的结果可以看出，给收入一个单位的正向冲击后，居民的消费需求会有一个较为明显的正向反应，在较短的滞后期期间，消费需求反应有上下波动的趋势，在较长滞后期内，消费需求反应有趋于稳定的趋势，并且在长期内一直保持较为明显的正向反应，这表明收入的变化会对居民的消费需求有一个持久的长期影响。从图9的结果可知，给消费者信心指数一个单位的正向冲击后，在临近的几个滞后期内，消费支出的影响先负，再变为正，然后又变负，最后变为正并在长期逐渐趋于一个稳定的影响，这表明，居民的消费支出在较短的滞后期内对消费者信心的反应并不稳定，会出现一个正负向的来回波动，在较长期限内消费者信心变化会对居民的消费需求有一个相对明显的正向影响。从图10的结果可知，给股价一个单位的正向冲击后，居民的消费需求会有一个相对较为明显的正向反应，在较短的之后期内，这个影响会出现大小上的波动，并在较长期限内缓慢下降，最终趋于微弱。

（2）方差分解分析

脉冲响应函数分析可以得到各个自变量对居民消费支出的影响传递程度，而各自变量对居民消费支出的影响重要程度可以通过方差分解得到，居民消费支出的方差分解图见图11。

从图11可知，居民收入、消费者信心指数和股价波动对居民消费支出的影响短期内较小，但是在前四期都处在一个逐渐增强的过程，第四期之后开始趋于稳定，居民收入的贡献度在15%左右，消费者信心指数的贡献度在5%左右，而股价的贡献度在13%左右。

综合脉冲响应函数与方差分解的结果，可以看出无论是居民收入和消费者信心指数还是股票价格，对于居民消费支出的影响都有较长的一个滞后期，在短期内对居民消费支出的影响力度有限，在滞后4至6期之后逐渐趋于稳定，并都保持一个较明显的影响。在长期来看，居民收入对居民消费支出有较高的贡献程度，影响显著且持久，而股票价格和消费者信心指数对居民消费支出的共享程度相对收入来说比较弱。

（三）实证结论

从实证分析结果来看，城镇居民人均可支配收入、消费者信心指数、上证综合指数均与城镇居民人均消费性支出具有显著的正相关性，这基本符合本文的理论分析。具体地，我们通过对四个变量的协整检验得到了变量之间长期均衡的关系：LNCONS=0.863743LNDPI+0.101276LNCCI+0.055340LNSP。其中，LNDPI的系数之经济意义是消费支出对收入的弹性，其值表示收入每增加一个百分点，消费支出会增加0.863743个百分点；LNCCI的系数之经济意义是消费支出对消费者信心指数的弹性，其值表示消费者信心指数每上升一个百分点，消费支出会增加0.101276个百分点，这说明股票市场间接财富效应相当显著；LNSP的系数之经济意义是消费支出对股价的弹性，其值表示股价每增加一个百分点，消费支出会增加0.055340个百分点，这一结果大于以往学者的研究，直接财富效应表现得相对较为显著。结合Granger因果检验的分析结果，我们认为，收入仍然是消费的最重要的影响因素，而股价波动对消费支出的影响相对较强，另外自变量之间也存在一定的Granger因果关系。

消费者信心指数与人均消费支出之间存在显著的正相关性，同时股价波动也是造成消费者信心指数变动的原因，因此，我们认为消费者信心在股市财富效应传导机制中起到关键作用，这与本文的理论描述相一致。但是，在Granger因果检验中消费者信心指数与人均消费支出的因果关系并不明显，我们分析其原因，认为这可能是由于消费者信心指数作为预测经济走势和消费趋向的先行指标，其对居民实际消费支出产生影响具有一个较长的滞后期。另外，消费者信心指数越高，表示居民潜在的边际消费倾向越高，这在一定程度上影响股市财富效应的高低。近几年，我国消费者信心指数一直在100左右波动，这反应我国居民的消费信心普遍不足，从而可能会在一定程度上影响我国股市财富效应发挥作用。造成这种结果的原因已在前面作了剖析，此处不再赘述。

从协整检验得出的长期均衡来看，我国股票市场财富效应从长期来看已经较为显著且稳定。同时根据VEC模型分析得到的股票市场短期财富效应看来，财富效应在短期不稳定或者说不显著，财富效应在短期内处在一个向长期均衡调整的阶段。但是，无论从长期还是短期的Granger因果检验来看，消费者信心都在股市财富效应传导中起到重要作用。

五、结论与对策建议

（一）主要结论

总结实证结论，得到的结论主要有三点：

第一，我国股票市场财富效应已经表现得较为显著，无论是从直接财富效应来看，还是从通过消费者信心传导的间接财富效应来看。

第二，我国股票市场财富效应仅在长期保持均衡稳定，在短期内财富效应不显著且不稳定，各变量在短期内调整逐渐趋向长期均衡，股票市场财富效应发挥作用有一个较长的滞后期。

第三，我国股票市场财富效应的间接财富效应传导机制作用显著，消费者信心是间接财富效应的关键指标。

（二）对策建议

随着虚拟经济的快速发展，股票市场作为虚拟经济的重要组成部分，其财富效应表现得越来越显著，如何保证其健康稳定的发展并且能够充分发挥其市场作用将成为促进国民经济增长的重要工作内容，同时在保证制度不断健全、市场效率不断提高的同时，股票市场参与者信心保障的建设也应得到充分的关注。为此，宜采取如下对策。

首先，股票市场财富效应发挥更好效果的基础是股票市场健康有序的发展。健全股票市场机制将起到关键作用，时至今日，我国股票市场的“政策市”现象依然明显，股市行情受政策面影响十分显著，使得股票市场参与者对政策面的关注远远大于对上市公司业绩的关注，这显然不利于股票市场长期健康稳定的可持续发展，因此，政府应当逐步放开对股票市场的政策干预，让股票市场逐渐回归市场规律。但是，也不能放弃对股票市场的监管，应当积极促进更加有效监管体系的建立。

第二，要充分改善我国股票市场的利益格局。只有充分保护股票市场参与者的利益，才能做到增强居民对股票市场的信心进而提高我国股票市场的参与度，使股票市场更加繁荣，进而促进股票市场的财富效应发挥。首先，必须加强对上市公司的信息披露管理，保证其信息披露的有效性和及时性；此外，必须加快立法建设，设立相关法律条款，充分保护中小投资者权益和限制大股东的相关权利。

第三，要大力推进居民的消费信心体系建设。由于消费者信心在股票市场财富效应中起到关键作用，所以应当大力推进居民消费信心体系的建设。由于我国文化传统的影响，居民对储蓄有着较高的偏好，这深层次的原因是我国社会保障体系的不健全。因此，在完善市场制度，保障市场参与者的市场信心的同时，应当对居民的外部性信心因素足够重视。我国社会保障体系不够完善在一定程度上制约我国股市财富效应的发挥，带来了外部不确定性，我国的文化传统及消费习惯也成为了制约我国股市财富效应发挥的外部因素。完善的社会保障制度可以增强居民的信心，在消费方面消除以往的保守心理，从而促使居民的消费层次升级，提高全社会的边际消费倾向，良好的外部条件将会促进股市财富效应的发挥。因此，政府应当致力于完善基本社会保障体系，完善医疗、养老、就业、教育、住房等基本社会保障；另外，完善社会公共设施服务体系，保障居民的基本出行、运动等需求，这都能增强居民的信心，从而提高其消费意愿，影响社会总需求。