中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響

杜明月， 楊國(guó)歌

(1.安徽建筑大學(xué)城市建設(shè)學(xué)院 管理工程系，安徽 合肥 236000；2.長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012)

一、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨下行壓力，一直以來(lái)的固定投資拉動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率逐漸下降并導(dǎo)致產(chǎn)能過(guò)剩。2018年初，中美貿(mào)易戰(zhàn)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展雪上加霜，面臨經(jīng)濟(jì)發(fā)展考驗(yàn)，刺激消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是首要考慮的政策之一，除減稅增加居民可支配收入外，發(fā)揮財(cái)富余額效應(yīng)刺激消費(fèi)是另一個(gè)重要途徑，本文主要對(duì)發(fā)揮股市財(cái)富效應(yīng)刺激消費(fèi)進(jìn)行研究。中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)之前學(xué)者有過(guò)研究，但是都略有不足。

(一) 國(guó)內(nèi)研究

馬強(qiáng)(2016)研究中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民日常消費(fèi)的影響，得出了更大的影響系數(shù)[1]。但是在數(shù)據(jù)選擇上解釋變量用滬深300指數(shù)這一點(diǎn)不夠合理，因?yàn)樽鳛楣墒写砹?，跟選取的股票先后都有關(guān)系，會(huì)有偏差。本文改善了解釋變量和被解釋變量使得研究更加符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義。張滌新(2016)用各個(gè)省份面板數(shù)據(jù)研究股市收益、股市波動(dòng)、股市流動(dòng)性對(duì)居民消費(fèi)的影響，指出股市收益會(huì)抑制居民消費(fèi)，股市收益會(huì)發(fā)生替代效應(yīng)，認(rèn)為股市財(cái)富效應(yīng)影響高彈性的商品消費(fèi)，而非低彈性商品，同時(shí)認(rèn)為股市流動(dòng)性和股市波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響大于股市收益[2]。筆者認(rèn)為股市財(cái)富效應(yīng)有直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，從財(cái)富間接效應(yīng)分析收益會(huì)刺激消費(fèi)者信心從而增加消費(fèi)，比直接效應(yīng)產(chǎn)生更長(zhǎng)遠(yuǎn)的影響，本文驗(yàn)證了這點(diǎn)，所以不能籠統(tǒng)斷定股市收益對(duì)消費(fèi)是抑制作用，也不符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況。曲麗清(2007)研究了中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)，對(duì)上漲指數(shù)、股市總市值、流通市值做了對(duì)比，同時(shí)研究股市存在財(cái)富效應(yīng)有正負(fù)反轉(zhuǎn)效應(yīng)，但是并未對(duì)這種正負(fù)反轉(zhuǎn)說(shuō)明解釋[3]，這點(diǎn)在本文中做了說(shuō)明，股市存在正負(fù)財(cái)富效應(yīng)，長(zhǎng)期看都是不斷增加的并且不會(huì)出現(xiàn)相互抵消作用，在理論上得出的財(cái)富彈性系數(shù)可能都不會(huì)太大，但是財(cái)富效應(yīng)是增加的，主要體現(xiàn)在消費(fèi)者信心增加對(duì)未來(lái)收入預(yù)期增加從而增加當(dāng)前消費(fèi)。薛永剛(2012)研究了股市存在弱財(cái)富效應(yīng)，股市財(cái)富效應(yīng)與效應(yīng)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但是其歸因也只是簡(jiǎn)單歸于股市規(guī)模小、市值小、監(jiān)管不健全等原因，比較片面。這點(diǎn)本文認(rèn)為股市財(cái)富效應(yīng)的消費(fèi)彈性系數(shù)大小并不能說(shuō)明股市財(cái)富效應(yīng)大小，同時(shí)做了詳細(xì)說(shuō)明[4]。楊新松(2006)通過(guò)VAR模型分析了中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)，得出結(jié)論是發(fā)展股市刺激消費(fèi)長(zhǎng)期是行不通的，他認(rèn)為股市短期盈利居民會(huì)增加消費(fèi)，長(zhǎng)期盈利居民會(huì)把股市收入一部分增大投入股市發(fā)生再投資替代消費(fèi)的替代效應(yīng)[5]。這顯然只考慮到股市財(cái)富效應(yīng)的直接效應(yīng)并未考慮股市財(cái)富效應(yīng)的間接效應(yīng)，筆者認(rèn)為中國(guó)股市目前都是短期投機(jī)，而且這種投機(jī)幾乎很少產(chǎn)生投機(jī)收入，因?yàn)樵谥袊?guó)股市股民占80%，機(jī)構(gòu)占20%，多數(shù)股民是虧的。本文認(rèn)為股市的財(cái)富效應(yīng)主要集中在對(duì)未來(lái)收入預(yù)期增加以及消費(fèi)信心增加的間接效應(yīng)上，所以需要鼓勵(lì)發(fā)展長(zhǎng)期投資和價(jià)值投資。

(二) 國(guó)外研究

股市財(cái)富效應(yīng)成為宏觀經(jīng)濟(jì)研究重要問(wèn)題最早開(kāi)始于Ando和Modigliani(1963)通過(guò)對(duì)家庭消費(fèi)解釋?zhuān)U述了財(cái)富與消費(fèi)之間關(guān)系。隨后Modigliani(1971)認(rèn)為財(cái)富與消費(fèi)存在正的財(cái)富效應(yīng)。Karen E.Dynan和Dean M.(2001)首次區(qū)分了股市財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，他們認(rèn)為直接效應(yīng)是直接從股市中獲得收入增加對(duì)消費(fèi)影響更直接更快，而間接效應(yīng)是對(duì)未來(lái)收入預(yù)期會(huì)增加而增加消費(fèi)會(huì)有滯后性并且相對(duì)更小一些[6]。筆者認(rèn)為分不同情況而定，根據(jù)居民在股市獲得收入增加難易程度，比如中國(guó)當(dāng)前10個(gè)股民9個(gè)虧的情況就不適合，很少有股民在股市能長(zhǎng)期賺錢(qián)，但是中國(guó)股市依然有股市財(cái)富效應(yīng)，說(shuō)明直接效應(yīng)小于間接效應(yīng)。Cho (2006)研究了韓國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)較大，但是沒(méi)有細(xì)分股市對(duì)居民日常消費(fèi)影響[7]。Alessandri (2003)分析了美國(guó)股市和非對(duì)稱(chēng)性。Lellau和Ludvigson (2004)通過(guò)研究周期波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響與國(guó)內(nèi)部分學(xué)者結(jié)論相反認(rèn)為股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)幾乎沒(méi)有影響[8]。財(cái)富效應(yīng)大小與國(guó)情有關(guān)，例如股市中散戶(hù)和機(jī)構(gòu)比例不同財(cái)富效應(yīng)不同。Mehra (2001)分析了美國(guó)家庭收入和消費(fèi)支出、財(cái)富效應(yīng)之間影響，得出了財(cái)富的消費(fèi)效應(yīng)存在，但是相比非股票類(lèi)資產(chǎn)消費(fèi)彈性要小。Funke (2004)通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國(guó)家也是存在財(cái)富效應(yīng)。任何國(guó)家股市都會(huì)有微弱財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在財(cái)富效應(yīng)的間接和直接效應(yīng)。Case等人(2005)通過(guò)研究多個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和美國(guó)多個(gè)州數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)較強(qiáng)。這點(diǎn)跟筆者對(duì)股市未來(lái)發(fā)展預(yù)期相同，本文認(rèn)為我國(guó)股市發(fā)展注重長(zhǎng)期投資和價(jià)值投資。綜上所述總結(jié)如下并引出本文研究重點(diǎn)和創(chuàng)新點(diǎn)。

以上有關(guān)研究尚存在一些不足，概括為三點(diǎn)：第一，財(cái)富效應(yīng)大小不能一概而論，尤其在樣本時(shí)間范圍不足，短期樣本不能得出很好的結(jié)論。第二，股市財(cái)富效應(yīng)多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為直接效應(yīng)大于間接效應(yīng)，短期財(cái)富效應(yīng)大于長(zhǎng)期效應(yīng)，推論依據(jù)只是居民投資心理推斷不足以很好的對(duì)財(cái)富效應(yīng)長(zhǎng)期短期效應(yīng)大小進(jìn)行定論這點(diǎn)。胡永剛、郭長(zhǎng)林(2012)用信號(hào)傳遞效應(yīng)對(duì)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在著較為明顯的影響，這點(diǎn)就是強(qiáng)調(diào)了間接效應(yīng)更顯著一些[9]。第三，關(guān)于解釋變量選取，很多研究者通過(guò)股指價(jià)格漲跌研究是不夠合理的，股市財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在股市規(guī)模流通市值和總市值大小[10]。本文總結(jié)以往經(jīng)驗(yàn)做出更進(jìn)一步的分析：第一，在對(duì)消費(fèi)更加細(xì)分下得出的結(jié)論，股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)一定有影響，但是仍然微弱。把消費(fèi)分為三部分：日常消費(fèi)、住房消費(fèi)、教育消費(fèi)，這點(diǎn)也是根據(jù)當(dāng)前消費(fèi)實(shí)際情況出發(fā)，隨著教育支出比例越來(lái)越大而且?guī)缀跏且砸欢ū壤鲩L(zhǎng)，說(shuō)明國(guó)家和居民對(duì)教育重視程度越來(lái)越高，這點(diǎn)是文章創(chuàng)新嘗試，結(jié)論是教育支出越來(lái)越穩(wěn)定幾乎不受股市影響，后文做了實(shí)證研究。解釋變量選取了股市流動(dòng)市值，而且本文認(rèn)為當(dāng)前股市市值大規(guī)模也很大，以往學(xué)者推論的隨著股市市值增加財(cái)富效應(yīng)就立刻增加[11]，這點(diǎn)本文不認(rèn)同，因?yàn)橹袊?guó)股市當(dāng)前情況是居民虧多賺少，很難產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)中直接增加收入的效應(yīng)，主要體現(xiàn)在財(cái)富效應(yīng)中的間接效應(yīng)。第二，樣本數(shù)據(jù)和變量選擇做出慎重考慮，首先從國(guó)情出發(fā)選擇了股權(quán)分置改革以來(lái)最新十年間40個(gè)季度經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，彌補(bǔ)了樣本時(shí)間不足問(wèn)題。第三，本文關(guān)于財(cái)富對(duì)消費(fèi)彈性系數(shù)小但是財(cái)富效應(yīng)總體依然增加做了新解釋?zhuān)驗(yàn)橹袊?guó)股市財(cái)富效應(yīng)為直接效應(yīng)，直接效應(yīng)體現(xiàn)在盈利增加，把其看成收入，收入是影響消費(fèi)的直接因素，但是中國(guó)股市中股民都是投機(jī)行為，股市財(cái)富效應(yīng)很難體現(xiàn)在直接效應(yīng)。股市股民增加、流動(dòng)市值增加、監(jiān)管完善、投資基金數(shù)量增加，從而股市財(cái)富效應(yīng)一定是增加的，而此時(shí)財(cái)富效應(yīng)更多的體現(xiàn)消費(fèi)者對(duì)未來(lái)收入增加預(yù)期看好而增加消費(fèi)[12]，這也是本文重點(diǎn)分析內(nèi)容。

二、數(shù)據(jù)變量選擇與模型建立

(一)樣本選擇

本文選取2008年第一季度到2017年第四季度，對(duì)應(yīng)40個(gè)季度經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，從滬深股指看，在2007年10月17日在滬深300指數(shù)達(dá)到階段性最高峰5 891.72以后開(kāi)始進(jìn)入熊市，在2008年10月28日達(dá)到階段性最低點(diǎn)1 607.67，觸底反彈到3 803.06后又繼續(xù)緩慢下跌持續(xù)了4年漫長(zhǎng)熊市，震蕩下跌直到2014年3月21日階段性低點(diǎn)2 077.76。隨后政策、配資資金刺激下股指快速上漲到2015年6月9日達(dá)到最高點(diǎn)5 380.43，跌宕起伏，但是從流通市值看，流通市值呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，近三年保持在平穩(wěn)狀態(tài)，本文研究這10年間包括了股市的牛市熊市等各種復(fù)雜情況下總體的股市財(cái)富效應(yīng)具有代表性。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)證券期貨統(tǒng)年鑒》 《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》 《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》 《中國(guó)證券監(jiān)督管理局》中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)網(wǎng)站公布的季度數(shù)據(jù)。

(二)被解釋變量與解釋變量

王虎等人(2009)探討了財(cái)富效應(yīng)主要影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，因此本文被解釋變量也選擇了城鎮(zhèn)居民季度消費(fèi)支出數(shù)據(jù)[13]。本文根據(jù)消費(fèi)內(nèi)容，城鎮(zhèn)居民食品煙酒消費(fèi)，衣著消費(fèi)支出，居住及家庭設(shè)備消費(fèi)支出，生活用品及服務(wù)消費(fèi)支出，交通通信消費(fèi)支出，科技教育消費(fèi)，文化娛樂(lè)消費(fèi)支出，醫(yī)療保健消費(fèi)支出等具體分三個(gè)部分。具體如下：RC表示城鎮(zhèn)居民家居日常生活消費(fèi)(包括食品煙酒消費(fèi)、衣著消費(fèi)、交通通訊消費(fèi)，生活用品及服務(wù)消費(fèi)等小額度消費(fèi))。ZFC表示城鎮(zhèn)居民居住大額消費(fèi)(包括居住及家庭設(shè)備消費(fèi)，醫(yī)療保健消費(fèi)等大額一次性消費(fèi))，JYC表示城鎮(zhèn)居民教育科技消費(fèi)(孩子教育消費(fèi)，文化消費(fèi))。隨著近10年來(lái)教育支出占家庭支出比例越來(lái)越高(占約三分之一)，所以本文把教育科技獨(dú)立分離出來(lái)研究。解釋變量選擇：GSSZ表示A股流通市值，因?yàn)榭偸兄抵屑s三分之二是非流通股，非流通市值不參與交易流通所以股市總值不合適，用DI表示城鎮(zhèn)居民可支配收入，為了提高變量之間獨(dú)立性，剔除了可能由財(cái)富效應(yīng)帶來(lái)的財(cái)產(chǎn)性收入，所以DI不包括財(cái)產(chǎn)性收入。ξ為不能被模型解釋的隨機(jī)干擾。為了消除異方差，對(duì)解釋變量和被解釋變量對(duì)數(shù)化處理具體變量，如表1所示。

表1 變量及其定義

(三)模型建立

根據(jù)上文分析研究對(duì)象是時(shí)序數(shù)列，本文對(duì)以上變量進(jìn)行Census X-12季節(jié)調(diào)整并取對(duì)數(shù)。數(shù)據(jù)計(jì)算整理模型回歸用EVIEWS 9.0完成。根據(jù)生命周期消費(fèi)模型在前人研究基礎(chǔ)上構(gòu)建理論模型如下：

RCt=α0+β0DIt+β1GSSZt+ξt

(1)

ZFCt=α0+β0DIt+β1GSSZt+ξt

(2)

JYCt=α0+β0DIt+β1GSSZt+ξt

(3)

方程中ξt為隨機(jī)干擾項(xiàng)時(shí)間序列，通過(guò)對(duì)上述三個(gè)方程進(jìn)行實(shí)證研究分析財(cái)富效應(yīng)對(duì)于住房消費(fèi)、日常消費(fèi)、教育消費(fèi)的影響。

三、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

一般都需要對(duì)時(shí)間序列的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。防止時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)變量非平穩(wěn)性產(chǎn)生偽回歸，使得結(jié)果不準(zhǔn)確，本文運(yùn)用統(tǒng)計(jì)量ADF對(duì)相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量單位根檢驗(yàn)，由相關(guān)變量圖表易知除了股票指數(shù)變量以外，其他都包含截距和趨勢(shì)項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：(1)level表示原值，1 st difference表示變量一階差分。(2)Y**表示結(jié)果1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著拒絕存在單位根假設(shè)即1階差分序列平穩(wěn)。N**表示不通過(guò)即原序列不平穩(wěn)。(3)表最后一列I(1)表示變量為1階單整。

由表2可知，城鎮(zhèn)居民日常生活消費(fèi)、居住消費(fèi)、教育文化消費(fèi)、可支配收入和滬深股A股市流動(dòng)市值都是一階單整序列，可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整分析，研究變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系[14]。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)上述分析進(jìn)一步對(duì)股市財(cái)富效應(yīng)分析，采用協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)判斷城鎮(zhèn)居民的日常生活消費(fèi)支出、居住消費(fèi)支出、教育文化消費(fèi)支出與股市財(cái)富的季度數(shù)據(jù)之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，然后采用誤差修正模型(ECM)研究了城鎮(zhèn)居民日常生活消費(fèi)、住房消費(fèi)、精神文化消費(fèi)受到?jīng)_擊后如何自動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整[15]。使用Johansen方法協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果表3所示。

表3 協(xié)整結(jié)果

由Johansen檢驗(yàn)表3可知，三個(gè)模型都在5%的統(tǒng)計(jì)水平下至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明消費(fèi)與股A股流通市值、收入存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。所以得出回歸方程如下：

RCt= 0.499 6*DIt+ 0.004 9*GSSZt- 1517 .823 (26.4429)***(4.5372)***

(1)

ZFCt= 0.224 6*DIt+ 0.000 1*GSSZt- 250.059 9 (73.695 1)***(0.642 0)

(2)

JYCt= 0.107 8*DIt+ 0.000 2*GSSZt- 238.358 0 (44.472 4)***(1.503 2)

(3)

注：回歸方程下方括號(hào)中為解釋變量t檢驗(yàn)值;***表示結(jié)果通過(guò)1%統(tǒng)計(jì)水平顯著性檢驗(yàn)。

根據(jù)得出的三個(gè)方程可以看出，中國(guó)股市存在財(cái)富效應(yīng)，主要體現(xiàn)在居民日常生活消費(fèi)。住房大額消費(fèi)和教育文化消費(fèi)不受股市影響，因?yàn)殡S著教育占家庭消費(fèi)比重越來(lái)越多，同時(shí)說(shuō)明全民重視教育程度比例越來(lái)越高，對(duì)教育支出逐年增加幾乎不受股市影響符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況。住房消費(fèi)之前有學(xué)者驗(yàn)證了股市與住房消費(fèi)有反比關(guān)系，本文結(jié)論符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況，說(shuō)明住房消費(fèi)逐漸回歸理性投機(jī)，炒房受到一定程度監(jiān)管[16]。收入毋庸置疑是影響消費(fèi)的主要因素，在方程中體現(xiàn)收入每增加1%，引起消費(fèi)支出增加0.49個(gè)單位。從方程(1)同時(shí)可以看出日常消費(fèi)與股市流通市值成正比，股市市值每增加1%，引起消費(fèi)支出增加0.004 9個(gè)單位，這個(gè)數(shù)字是綜合財(cái)富效應(yīng)，根據(jù)研究股市存在正負(fù)財(cái)富效應(yīng)，股市繁榮財(cái)富效應(yīng)為正，股市蕭條財(cái)富效應(yīng)為負(fù)[17]。所以存在正負(fù)效應(yīng)抵消，但是總體是存在的。而且大漲對(duì)應(yīng)的就是大跌，所以規(guī)范股市長(zhǎng)期發(fā)展，慢牛行情對(duì)消費(fèi)者信心影響更大，更好地發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)。

(三)誤差修正模型分析

為了考察居民日常消費(fèi)與中國(guó)股市、城鎮(zhèn)居民的可支配收入之間關(guān)系，通過(guò)ECM 模型分析消費(fèi)受到外部沖擊后以什么樣的速度自動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整[18]，通過(guò)方程(1)模型得到誤差修正項(xiàng)：emct=RCt— 0.499 6*DIt— 0.004 9*GSSZt

建立誤差修正模型之前需要對(duì)誤差修正項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，同樣利用ADF檢驗(yàn)，得出結(jié)果如下：

誤差修正項(xiàng)t值為-3.377，通過(guò)了1%統(tǒng)計(jì)水平平穩(wěn)性顯著檢驗(yàn)。因此誤差修正項(xiàng)ECM平穩(wěn)，可以建立誤差修正模型：ΔRCt=C+α1ΔDIt+α2ΔGSSZt+λecmt-1+&t根據(jù)ECM模型概念，得出誤差修正項(xiàng)ecm的系數(shù)λ< 0，且&t為白噪聲過(guò)程。運(yùn)用eviews9.0運(yùn)算得到結(jié)果如下：

ΔRCt= 0.504 9*ΔDIt+ 0.004 6*ΔGSSZt- 0.5 584*ecmt-1

(30.376))***(4.861))***(4.005)***

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

由結(jié)果看出，城鎮(zhèn)居民可支配收入和股市市值與日常消費(fèi)之間都存在正相關(guān)關(guān)系，均衡誤差修正項(xiàng)ecmt-1表示當(dāng)被解釋變量這里指日常消費(fèi)受到外部沖擊偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)后，可以使得被解釋變量在以后的若干期內(nèi)自動(dòng)回歸長(zhǎng)期均衡水平[19]。從誤差修正模型結(jié)果看出，當(dāng)ecmt-1> 0，當(dāng)日常消費(fèi)向上偏離長(zhǎng)期均衡水平，λecmt-1<0，使得ΔRCt會(huì)變小，從而使得日常消費(fèi)向長(zhǎng)期均衡水平回歸，當(dāng)ecmt-1 < 0 ，日常消費(fèi)向下偏離長(zhǎng)期均衡水平，而λecmt-1> 0，使得ΔRCt變大，從而使隨后若干期日常消費(fèi)向長(zhǎng)期均值回歸。從方程得出誤差修正系數(shù)為0.554 8，表明日常消費(fèi)受到?jīng)_擊后，回歸長(zhǎng)期均衡值速度快，調(diào)整周期短。同時(shí)得出無(wú)論短期還是長(zhǎng)期，收入是影響消費(fèi)的主要因素，并且短期中居民可支配收入對(duì)日常生活消費(fèi)的影響(0.504)明顯大于長(zhǎng)期(0.499)。這點(diǎn)對(duì)于一般家庭，可支配收入提高的幅度一般都不會(huì)突然很高。對(duì)于大額如住房消費(fèi)幾乎無(wú)影響。但是對(duì)于小額的衣食消費(fèi)短期內(nèi)就可以立馬增加。對(duì)于股市與消費(fèi)之間關(guān)系，短期中股市財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)的影響(0.004 6)小于長(zhǎng)期(0.004 9)，但是差別不明顯，原因是短期股市繁榮居民對(duì)未來(lái)預(yù)期收入增加所以首先會(huì)增加消費(fèi)，但是股市行情好的情況，投資者會(huì)繼續(xù)減少一部分消費(fèi)追加投資，對(duì)消費(fèi)有一定的替代效應(yīng)但是很微弱，相對(duì)長(zhǎng)期股市收入多一點(diǎn)，人們相對(duì)多增加消費(fèi)。

綜上得出結(jié)論：總體看來(lái)財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)影響主要為日常消費(fèi)，此時(shí)的消費(fèi)并非股市擴(kuò)容影響，而是股市投資的虛擬財(cái)富增加，居民未來(lái)收入預(yù)期增加從而刺激了消費(fèi)。日常消費(fèi)增加原因是，中國(guó)股市股民占多數(shù)，股市趨勢(shì)牛短熊長(zhǎng)，盈少虧多，虛擬財(cái)富的增加相對(duì)較小。所以并不會(huì)增加居民大額支出。這一結(jié)論為廠商生產(chǎn)日常消費(fèi)商品提供借鑒，在股市繁榮時(shí)期加大日用品供給反之較少。教育和居住支出基本不受股市影響，這點(diǎn)對(duì)之前學(xué)者研究中沒(méi)有把教育剔除日常消費(fèi)情況的完善，本文回歸方程財(cái)富效應(yīng)影響系數(shù)較小，主要有兩點(diǎn)原因：第一，中國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)目前總體體現(xiàn)在間接效應(yīng)，對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展信心增加從而增加了當(dāng)前消費(fèi)，這部分消費(fèi)刺激較小[20]。第二，我國(guó)股市目前不成熟，散戶(hù)占多數(shù)，投機(jī)嚴(yán)重，股民虧多賺少，這一點(diǎn)也體現(xiàn)了我國(guó)股市牛短熊長(zhǎng)的特點(diǎn)，繁榮時(shí)期的虛擬財(cái)富的增加，并未真實(shí)增加居民收入，所以股市一直以來(lái)的財(cái)富效應(yīng)不會(huì)隨著股市擴(kuò)容增加而明顯增加，隨著股市平穩(wěn)發(fā)展而通過(guò)增加消費(fèi)者信心增加消費(fèi)。但是股市容量和股市波動(dòng)趨勢(shì)若是平穩(wěn)上升，財(cái)富效應(yīng)更加明顯，更有利于持續(xù)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)。

四、結(jié)論

中國(guó)股市一定存在財(cái)富效應(yīng)這一點(diǎn)無(wú)可否認(rèn)，而且隨著股市監(jiān)管制度健全和風(fēng)控監(jiān)管的完善讓更多的居民在股市的盈利趨于穩(wěn)定，因此維持股市秩序，打擊故意、惡意套現(xiàn)的莊家股東造成的股市發(fā)展大幅度波動(dòng)的行為，最終使得投資回歸公司價(jià)值才是股市發(fā)展主要方向。本文研究日常消費(fèi)支出是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的主要方面，股市財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在日常生活消費(fèi)上，通過(guò)改革股市、穩(wěn)定股市平穩(wěn)發(fā)展刺激日常消費(fèi)角度綜合給出以下幾點(diǎn)建議。

(1)實(shí)施提高社保覆蓋率、提高個(gè)人所得稅征收起點(diǎn)、降低利率有利于增加居民可支配收入的政策，這是影響消費(fèi)的最直接因素，也是居民有更多可支配收入進(jìn)入股市消費(fèi)的基礎(chǔ)。

(2)改革股市中上市公司監(jiān)管制度，完善股市關(guān)于企業(yè)財(cái)報(bào)的監(jiān)管，尤其對(duì)于股東套現(xiàn)、莊家拉伸收割散戶(hù)這種情況嚴(yán)查，讓股市慢慢回歸價(jià)值投資，讓股民從股市獲得分紅收益，股市收入預(yù)期穩(wěn)健，投資者才會(huì)把股市收入看成永久收入從而發(fā)揮財(cái)富效應(yīng)增加消費(fèi)。

(3)建立配資監(jiān)管制度，加強(qiáng)股市場(chǎng)外配資監(jiān)管，配資是股市重要資金來(lái)源，是一把雙刃劍，利用好了活躍股市，推動(dòng)股市發(fā)展。否則擾亂金融秩序并會(huì)增加股市泡沫風(fēng)險(xiǎn)。

(4)大力創(chuàng)新扶持投資基金，發(fā)揮股票類(lèi)金融資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，同時(shí)擴(kuò)大機(jī)構(gòu)在股市投資主體比例，推動(dòng)股市穩(wěn)健性發(fā)展。

當(dāng)然，本文關(guān)于股市對(duì)消費(fèi)的影響主要著眼于股市對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)中的日常消費(fèi)、住房消費(fèi)、教育消費(fèi)的影響。但未涉及更加深層次更加細(xì)分群體的消費(fèi)研究。例如，股市對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，尤其農(nóng)村的高學(xué)歷群體。進(jìn)一步研究，除了以上消費(fèi)群體的拓寬和細(xì)分外，還可以利用VAR模型研究住房消費(fèi)、日常消費(fèi)、教育消費(fèi)變量之間的關(guān)系。作為初步研究，本文還存在不足，下一步需要基于相關(guān)理論建立數(shù)據(jù)模型對(duì)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行研究。