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摘要：本文以2000~2006年的季度数据为样本，对中国股市财富效应进行理论和实证分析。研究表明：中国股市存在微弱财富效应。股市财富效应对总消费的影响较小，一是因为股票市场的深度和广度有限，二是因为政府行政干预过多、股票市场法制建设滞后等。因此，为扩大股市财富效应对消费的作用，要采取措施提高股票市值的深度和广度，改善股市发展的基础。
关键词：财富效应；股票市场；边际消费倾向；收入预期
一、引言
消费不足是中国经济可持续发展的一个重要制约性因素。中国经济增长依赖投资和出口的局面很难长期维持，这一增长方式在未来的几年里将不可避免地面临重要调整。这样的调整对快速发展中的中国经济将产生负面的影响，其影响程度如何完全取决于消费。届时，如果消费不能成长为代替投资和出口的增长支柱，中国经济很难排除硬着落的可能。刺激消费增长是中国政府最近提出的经济“又好又快”发展的根本之所在，也是实现经济增长方式转变的关键。
一般认为，两大因素直接影响了消费，即收入效应和财富效应。收入对消费的影響更多地体现在就业率和收入分配的不平等。相反地，中国居民消费中的财富效应却没有明显地发挥出来。但是，随着我国市场经济的逐步建立，我国城镇居民人均资产存量明显增大和资产选择空间扩大导致的居民资产多样化，居民的资产选择行为(长期消费)日渐形成，居民的直接投资和间接投资行为对国内经济的作用力加大。因此，研究财富效应对刺激消费的积极作用非常必要。财富通常包括实物财富(如商业资产和房地产)和金融财富(如证券和银行存款)两大类型。本文主要讨论金融资产的财富效应。
大量的实证研究表明，在发达的金融市场上，金融资产价格上涨引发的消费支出扩张效应是客观存在的。比如Modigliani(1971)认为财富每增加1美元(假定劳动收入固定)将导致消费者支出增加5美分，从而证实了财富效应的存在。James.M.Poterba (2000)估计股市收益带来的MPC为0.03，验证了股市的财富效应。Case(2001)的研究表明美国的股市财富效应较弱。Boone(2001)验证了G7国家存在较强的财富效应，并且近几年逐渐增强。
中国近年来也有学者对股市财富效应进行分析。谈儒勇(1999)运用普通最小二乘法(OLS)对中国金融发展和经济增长的关系进行线形回归，分析结果显示我国股票市场发展对经济增长的作用相当有限；李振明(2001)认为股市的财富效应对刺激消费只具有很小的影响；高莉(2001)研究得出我国股票市场的财富效应相当不显著，各时期内具有较大的不稳定性；骆柞炎(2004)的检验表明中国股市存在微弱的财富效应，金融资产的MPC仅为0.0486；段进(2005)发现我国股市财富效应对消费只产生微弱的，不显著的影响；冉茂盛(2005)认为无论从长期还是短期来看，中国股票价格指数与消费支出均呈较弱的正相关性，存在一定的财富效应。
但是，纵观对我国股市财富效应进行研究的有关文献，我们发现大多数研究方法没有考虑到时间序列的非平稳行，容易造成“伪回归”。因此，为了弥补以上研究的不足，本文采用处理非平稳时间序列回归的协整理论考察居民股票资产、居民收入、住宅价格和消费的关系。
二、实证方法
建立结构模型的方法一般是利用经济理论描述变量之间的关系，然而，经济理论往往不能为变量间的动态关系提供严格的定义，加之内生变量可能同时出现在方程的左右两边，使得估计和推论问题变得复杂化。为了解决这些问题，产生了有关多变量建模的非结构方法，向量自回归模型(VAR)就是非结构化的多方程模型。它不带有任何事先约束条件，将每个变量均视为内生变量，避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有变量滞后值函数的建模问题，它突出的一个核心问题是“让数据自己说话” (古扎拉蒂，1997)。
最一般的VAR 模型的数学表达式为：
yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+B1Xt+…+B1Xt-r+εt(1)
式中，yt是m维内生变量向量，xt为d维外生变量向量，A1，A2，…Ap和B1，B2，…Br为待估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有p 阶和r 阶滞后期。εt为随机扰动项，其同时刻的元素可以彼此相关，但不能与自身滞后值和模型右边的变量相关。
模型(1)中内生变量有p阶滞后项，所以可称其为VAR(p)模型。VAR 模型做出正确推断的前提是要求变量具有平稳性，当变量非平稳但具有协整关系时，基于VAR 模型做出的判断也是可靠的。在VAR 模型的基础上，Johansen (1985，1995)提出和完备了协整向量的极大正则似然估计以及相关的协整和调节向量的假设检验，形成了广泛使用的Johansen 协整检验法。本文将运用Johansen 提出的协整检验方法来检验变量之间的协整关系，得出协整检验的结果以后，本文将进一步利用格兰杰因果关系检验法(Granger Causality Test)判断这些变量之间的关系是否构成短期因果关系。在协整检验和因果关系检验的基础上，本文最后将进行脉冲响应函数分析和方差分解，以分析变量之间关系的强度。
三、模型的设计和数据的选取
目前，理论界对资产财富效应的研究, 一般都基于莫迪利安尼的生命周期假说理论。但是，我们认为在对资产财富效应进行研究时，LC-PH模型效果更好。①LC-PH模型把持久收入理论对未来预期的强调和生命周期理论对财富和人口统计变量的强调结合起来，把财富当作总消费最重要的决定因素，其简化形式如下所示：
C=aWR+bθYD+b(1-θ)YD-1
其中YD为当年可支配劳动收入，YD-1为上一年可支配劳动收入。本文认为，由于上年的可支配收入已经分解为上年度的消费和投资(或储蓄)，而投资(或储蓄)部分已经形成居民的个人资产(实物资产或金融资产)，因此消费者在考虑当期消费支出时，主要考虑的因素应该是当期可支配收入和上年度的居民资产。其分析模型应该如下：
Ct=C0+c*Yt+a*At-1+εt
上式中，Ct代表当年消费水平；C0代表自主性消费；Yt代表当年居民可支配收入；At-1代表上年资产；c和a分别代表Yt和At-1的MPC。资产At-1包括如下内容：上年居民股票资产②和上年居民固定资产(主要以住房价值代表)。
根据上述分析，考虑到数据的可获得性，本文的实证模型如下：
XFt=f(Yt’)FJt-1’GPt-1
其中，XF代表社会消费品零售总额，Y代表城镇居民家庭人均可支配收入，FJ为住宅价格销售指数，GP为居民股票资产。XF，Y，FJ，GP指标数据均来源于《中国景气月报》。
此外，为消除异方差的影响，在实证分析时，我们对各变量取对数。
四、实证分析过程
(一)变量的单位根检验
变量之间存在协整关系、因果关系以及建立VAR模型的前提是所有变量服从同阶单位根过程，即变量I(1)过程。常用的单位根检验方法为Dickey和Fuller (1974)提出的ADF检验法。本文利用Eviews5.0软件分别对各变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，检验方程的选取根据相应的图形来确定，检验过程中滞后项的确定采用SIC原则，结果见表1。从表1可以看出各序列在5%的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都是属于序列I(1)。因此，它们满足构造VAR模型的必要条件。
(二)協整检验
由于上述变量都是单整的，因此，我们可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。Johansen协整检验法是一种基于VAR模型的检验方法，在检验之前，必须首先确定VAR模型的结构。运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数，本文中滞后三阶的SC值和AIC值最小，因此，我们确定滞后阶数为三阶来构建VAR模型。另外，Johansen协整检验在小样本中过分倾向于认为变量之间存在协整关系，克服此缺点的办法应将Johansen协整检验中的迹统计量(LR)乘以(T-nk)/T进行调整，其中T、n、k分别为样本容量、变量个数、VAR模型滞后阶数。具体结果见表2。
根据表2中的LR统计值，在显著性水平为5%下，变量之间只具有一个协整关系，其表达式为：
XF=0.147571Y-0.346540FJ+0.095392GP
(0.14759)(3.93061)(0.95435)
括号内数字为T检验值。从模型的回归结果可以看出，居民股票资产每变动一个百分点，消费就变动0.095392个百分点，两者呈微弱的正相关关系；住宅价格销售指数每变动一个百分点，居民消费就变动0.346540个百分点，两者呈显著的负相关关系。
(三)Granger因果关系检验
协整检验的结果证明，2000～2006年中国居民消费水平变动与城镇居民人均可支配收入变动、房价和居民股票资产变动间存在长期稳定的均衡关系，但是，这种均衡关系是否构成短期因果关系，还有待于进一步验证。具体见表3。
从表3可以看出，我国社会消费品零售总额变动与住宅价格销售指数和居民股票资产间不存在因果关系，而城镇居民人均可支配收入变动和社会消费品零售总额变动之间具有双向因果关系。
(四)基于VAR模型的脉冲响应函数分析和方差分解
脉冲响应函数(IRF：Impluse Response Function)用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。从图1可知，社会消费品零售总额对其自身的一个标准差新息在第1期就立即有较强的反应，约为0.35，但其影响程度随着时间的推移变得越来越低；该序列对来自城镇居民家庭人均可支配收入的新息在第1期没有反应，第3期反应比较明显，约为-0.18，但在4期后其影响程度呈正向；该序列对来自住宅价格销售指数的新息在前2.5期呈负向反映，然后随着时间的推移，其影响是正的，并且影响程度越来越大；该序列对来自居民股票资产的新息在前8期呈负向反映，然后随着时间的推移，其影响是正的，这也与实际情况相符合，因为，相比股票资产，人们更认为房地产价格上涨所带来的收入增长是持久收入的增长。
接着我们做社会消费品零售总额变动的方差分解(见图2)。方差分解提供了另一种研究系统动态特性的方法，其主要思想是，把系统中每个内生变量(共m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解能提供与冲击响应函数同样的信息,，但与冲击响应函数不同的是，方差分解把一个内生变量的变化分解为VAR模型中所有内生变量冲击，它显示了VAR模型中各变量随机误差的相对重要程度。从图2可以看出，以社会消费品零售总额自身变动为因变量的方程对社会消费品零售总额变动的重要性排第一，其对预测误差的贡献率达50%以上；其次是住宅价格销售指数，其对预测误差的贡献率大概是25%左右；再次是居民股票资产，其对预测误差的贡献率大概是15%左右；最后是城镇居民家庭人均可支配收入，其对预测误差的贡献率大概占10%左右。
五、对分析结果的合理解释
通过前文的分析可以看出中国的股票市场不存在明显的财富效应，这主要是因为以下几个因素共同造成的。
首先，中国股票市场的深度和广度有限。一国的股票市场只有达到相当程度的深度和广度才能对一国经济运行产生较大的影响，并进而影响投资者(乃至全体居民)的行为选择。我们采用股票市值(以流通市值为主)占GDP的百分比为反映股市发展深度的指标，它集中体现了股票市场在国民经济中的地位和作用力。用居民持有股票市值占居民资产的比例和城镇居民财产收入占家庭收入之比这两个指标反映了股票市场发展的广度，它代表了股票市场对投资者的经济影响。1990年以来，中国股市获得较大发展，但在规模和深度上同美国相比仍然存在较大差距(见表4和表5)，限制了股市财富效应的发挥。
其次，政府行政干预过多，股票市场法制建设滞后，不利于股票市场实现市场化运行。自1990年以来，政策因素在总体上主导了我国股市运行的基本态势。频繁的行政干预和政策变动使得投资者不是根据股市基本面而是通过盯住政府行为来作决策，导致各种投机行为盛行，加剧了股市的波动频率和波动幅度。上市公司治理结构不健全，股市评价与监控机制被严重扭曲，尽管上市公司已经实现了投资形式上的股份化，但在控制权上并未实现股份化，公司治理结构没有得到改善，股权分置导致投资者利益得不到保护。国家绝对控股致使国有上市公司投资决策缺乏自主权，我国大部分国有控股公司产权治理结构的现状决定了管理层的利益目标并非企业市场价值最大化。
六、政策建议
通过上面的分析，我们可以看出，在当前，由于受各种因素的制约，我国股票市场对消费需求的启动和刺激作用尚不十分明显。因此，在当前有效需求不足的情况下，要采取多种方式和途径，更好地规范和发展我国的股票市场，以期发挥它对消费需求乃至经济增长的促进作用，具体而言，应在以下方面采取必要的措施和对策：
1、必须重视股市的作用。在当前以股市为代表的虚拟经济发展越来越迅速的时代，股市与国民经济发展互为依存，互相影响。股市兴，经济旺；股市落，经济衰。因而，目前我国的经济增长需要以股市为代表的虚拟经济与实物经济的协同增长，需要我们重视股市的作用。
2、有步骤地扩大股市规模，构建股市消费效应发挥的基础。只有较大的股市规模，股市变动带来的财富效应才有足够的影响力。
3、构建中国股市的稳定机制，减少证券市场的政策性波动，减少投资者得自于股票财富的不确定性。
4、改善股市发展的基础，创建持续繁荣、稳定的证券市场，在增加投资者财富的同时，增加市场信心。
5、利用证券市场推行 “富民政策”。要努力改变股市“重圈钱、轻改制”、 “重获取、轻回报”的局面，尤其是在国有股减持过程中，要保护二级市场投资者的利益，做到 “富民”优先。
注释：
①R.霍尔和M.费莱文(Robert.E.Hall ，1978和Marjorier Flavin ，1981)集中探讨了理性预期理论和生命周期理论以及持久收入理论的综合性内涵，他们的研究成果构成了LC-PH模型。
②居民股票资产按照股票流通总市值的60%计算。
参考文献：
[1]新帕尔格雷夫经济学大辞典[M].北京：经济科学出版社，1996：955-956
[2]Ando, A. and Modigliani F. The Life Cycle Hypothesis of Saving: aggregate implications and tests[J]. American Economic Review. 1963: 55-84.
[3]谢为安. 宏观经济理论与计量方法[M]. 中国财政经济出版社，2005：14.
[4]Modiglian.i.F. Monetary Policy and Consumption, in Consumer Spending and Monetary Policy: the linkages[J]. Federal Reserve Bank of Boston, Conference Series 1971:9-84.
[5]Poterba. James M. Stock Market Wealth and Consumption[J]. Journal of Economic Perspectives. 2000:99-11.
[6]Boone L.N. Girouard and I. Wanner. FinancialMarkets Liberalization Wealth and Consumption [J]. OECD Economics Department Working Papers. 2001: 308.
[7]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，(10)：53-61.
[8]李振明.中国股票市场财富效应的实证分析[ J].经济科学，2001，(3)：58-61.
[9]高莉，樊衛东.中国股票市场与货币政策新挑战[J].金融研究，2001，(12)：29-42.
[10]骆祚炎.近年来中国股市财富效应的实证分析[J].当代财经，2004，(7)：10-13.
[11]段进，曾令华，朱静平. 我国股市财富效应对消费影响的协整分析[J].消费经济，2005，(2)： 86-88.
[12]郭峰，冉茂盛等.中国股市财富效应的协整分析与误差修正模型[J].金融与经济，2005，(2)： 29-31.
(作者通讯地址：上海社会科学院部门经济研究所产业经济专业博士生 200433 杭州师范大学教育学院硕士研究生310018)
关键词：财富效应；股票市场；边际消费倾向；收入预期
一、引言
消费不足是中国经济可持续发展的一个重要制约性因素。中国经济增长依赖投资和出口的局面很难长期维持，这一增长方式在未来的几年里将不可避免地面临重要调整。这样的调整对快速发展中的中国经济将产生负面的影响，其影响程度如何完全取决于消费。届时，如果消费不能成长为代替投资和出口的增长支柱，中国经济很难排除硬着落的可能。刺激消费增长是中国政府最近提出的经济“又好又快”发展的根本之所在，也是实现经济增长方式转变的关键。
一般认为，两大因素直接影响了消费，即收入效应和财富效应。收入对消费的影響更多地体现在就业率和收入分配的不平等。相反地，中国居民消费中的财富效应却没有明显地发挥出来。但是，随着我国市场经济的逐步建立，我国城镇居民人均资产存量明显增大和资产选择空间扩大导致的居民资产多样化，居民的资产选择行为(长期消费)日渐形成，居民的直接投资和间接投资行为对国内经济的作用力加大。因此，研究财富效应对刺激消费的积极作用非常必要。财富通常包括实物财富(如商业资产和房地产)和金融财富(如证券和银行存款)两大类型。本文主要讨论金融资产的财富效应。
大量的实证研究表明，在发达的金融市场上，金融资产价格上涨引发的消费支出扩张效应是客观存在的。比如Modigliani(1971)认为财富每增加1美元(假定劳动收入固定)将导致消费者支出增加5美分，从而证实了财富效应的存在。James.M.Poterba (2000)估计股市收益带来的MPC为0.03，验证了股市的财富效应。Case(2001)的研究表明美国的股市财富效应较弱。Boone(2001)验证了G7国家存在较强的财富效应，并且近几年逐渐增强。
中国近年来也有学者对股市财富效应进行分析。谈儒勇(1999)运用普通最小二乘法(OLS)对中国金融发展和经济增长的关系进行线形回归，分析结果显示我国股票市场发展对经济增长的作用相当有限；李振明(2001)认为股市的财富效应对刺激消费只具有很小的影响；高莉(2001)研究得出我国股票市场的财富效应相当不显著，各时期内具有较大的不稳定性；骆柞炎(2004)的检验表明中国股市存在微弱的财富效应，金融资产的MPC仅为0.0486；段进(2005)发现我国股市财富效应对消费只产生微弱的，不显著的影响；冉茂盛(2005)认为无论从长期还是短期来看，中国股票价格指数与消费支出均呈较弱的正相关性，存在一定的财富效应。
但是，纵观对我国股市财富效应进行研究的有关文献，我们发现大多数研究方法没有考虑到时间序列的非平稳行，容易造成“伪回归”。因此，为了弥补以上研究的不足，本文采用处理非平稳时间序列回归的协整理论考察居民股票资产、居民收入、住宅价格和消费的关系。
二、实证方法
建立结构模型的方法一般是利用经济理论描述变量之间的关系，然而，经济理论往往不能为变量间的动态关系提供严格的定义，加之内生变量可能同时出现在方程的左右两边，使得估计和推论问题变得复杂化。为了解决这些问题，产生了有关多变量建模的非结构方法，向量自回归模型(VAR)就是非结构化的多方程模型。它不带有任何事先约束条件，将每个变量均视为内生变量，避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有变量滞后值函数的建模问题，它突出的一个核心问题是“让数据自己说话” (古扎拉蒂，1997)。
最一般的VAR 模型的数学表达式为：
yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+B1Xt+…+B1Xt-r+εt(1)
式中，yt是m维内生变量向量，xt为d维外生变量向量，A1，A2，…Ap和B1，B2，…Br为待估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有p 阶和r 阶滞后期。εt为随机扰动项，其同时刻的元素可以彼此相关，但不能与自身滞后值和模型右边的变量相关。
模型(1)中内生变量有p阶滞后项，所以可称其为VAR(p)模型。VAR 模型做出正确推断的前提是要求变量具有平稳性，当变量非平稳但具有协整关系时，基于VAR 模型做出的判断也是可靠的。在VAR 模型的基础上，Johansen (1985，1995)提出和完备了协整向量的极大正则似然估计以及相关的协整和调节向量的假设检验，形成了广泛使用的Johansen 协整检验法。本文将运用Johansen 提出的协整检验方法来检验变量之间的协整关系，得出协整检验的结果以后，本文将进一步利用格兰杰因果关系检验法(Granger Causality Test)判断这些变量之间的关系是否构成短期因果关系。在协整检验和因果关系检验的基础上，本文最后将进行脉冲响应函数分析和方差分解，以分析变量之间关系的强度。
三、模型的设计和数据的选取
目前，理论界对资产财富效应的研究, 一般都基于莫迪利安尼的生命周期假说理论。但是，我们认为在对资产财富效应进行研究时，LC-PH模型效果更好。①LC-PH模型把持久收入理论对未来预期的强调和生命周期理论对财富和人口统计变量的强调结合起来，把财富当作总消费最重要的决定因素，其简化形式如下所示：
C=aWR+bθYD+b(1-θ)YD-1
其中YD为当年可支配劳动收入，YD-1为上一年可支配劳动收入。本文认为，由于上年的可支配收入已经分解为上年度的消费和投资(或储蓄)，而投资(或储蓄)部分已经形成居民的个人资产(实物资产或金融资产)，因此消费者在考虑当期消费支出时，主要考虑的因素应该是当期可支配收入和上年度的居民资产。其分析模型应该如下：
Ct=C0+c*Yt+a*At-1+εt
上式中，Ct代表当年消费水平；C0代表自主性消费；Yt代表当年居民可支配收入；At-1代表上年资产；c和a分别代表Yt和At-1的MPC。资产At-1包括如下内容：上年居民股票资产②和上年居民固定资产(主要以住房价值代表)。
根据上述分析，考虑到数据的可获得性，本文的实证模型如下：
XFt=f(Yt’)FJt-1’GPt-1
其中，XF代表社会消费品零售总额，Y代表城镇居民家庭人均可支配收入，FJ为住宅价格销售指数，GP为居民股票资产。XF，Y，FJ，GP指标数据均来源于《中国景气月报》。
此外，为消除异方差的影响，在实证分析时，我们对各变量取对数。
四、实证分析过程
(一)变量的单位根检验
变量之间存在协整关系、因果关系以及建立VAR模型的前提是所有变量服从同阶单位根过程，即变量I(1)过程。常用的单位根检验方法为Dickey和Fuller (1974)提出的ADF检验法。本文利用Eviews5.0软件分别对各变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，检验方程的选取根据相应的图形来确定，检验过程中滞后项的确定采用SIC原则，结果见表1。从表1可以看出各序列在5%的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都是属于序列I(1)。因此，它们满足构造VAR模型的必要条件。
(二)協整检验
由于上述变量都是单整的，因此，我们可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。Johansen协整检验法是一种基于VAR模型的检验方法，在检验之前，必须首先确定VAR模型的结构。运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数，本文中滞后三阶的SC值和AIC值最小，因此，我们确定滞后阶数为三阶来构建VAR模型。另外，Johansen协整检验在小样本中过分倾向于认为变量之间存在协整关系，克服此缺点的办法应将Johansen协整检验中的迹统计量(LR)乘以(T-nk)/T进行调整，其中T、n、k分别为样本容量、变量个数、VAR模型滞后阶数。具体结果见表2。
根据表2中的LR统计值，在显著性水平为5%下，变量之间只具有一个协整关系，其表达式为：
XF=0.147571Y-0.346540FJ+0.095392GP
(0.14759)(3.93061)(0.95435)
括号内数字为T检验值。从模型的回归结果可以看出，居民股票资产每变动一个百分点，消费就变动0.095392个百分点，两者呈微弱的正相关关系；住宅价格销售指数每变动一个百分点，居民消费就变动0.346540个百分点，两者呈显著的负相关关系。
(三)Granger因果关系检验
协整检验的结果证明，2000～2006年中国居民消费水平变动与城镇居民人均可支配收入变动、房价和居民股票资产变动间存在长期稳定的均衡关系，但是，这种均衡关系是否构成短期因果关系，还有待于进一步验证。具体见表3。
从表3可以看出，我国社会消费品零售总额变动与住宅价格销售指数和居民股票资产间不存在因果关系，而城镇居民人均可支配收入变动和社会消费品零售总额变动之间具有双向因果关系。
(四)基于VAR模型的脉冲响应函数分析和方差分解
脉冲响应函数(IRF：Impluse Response Function)用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。从图1可知，社会消费品零售总额对其自身的一个标准差新息在第1期就立即有较强的反应，约为0.35，但其影响程度随着时间的推移变得越来越低；该序列对来自城镇居民家庭人均可支配收入的新息在第1期没有反应，第3期反应比较明显，约为-0.18，但在4期后其影响程度呈正向；该序列对来自住宅价格销售指数的新息在前2.5期呈负向反映，然后随着时间的推移，其影响是正的，并且影响程度越来越大；该序列对来自居民股票资产的新息在前8期呈负向反映，然后随着时间的推移，其影响是正的，这也与实际情况相符合，因为，相比股票资产，人们更认为房地产价格上涨所带来的收入增长是持久收入的增长。
接着我们做社会消费品零售总额变动的方差分解(见图2)。方差分解提供了另一种研究系统动态特性的方法，其主要思想是，把系统中每个内生变量(共m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解能提供与冲击响应函数同样的信息,，但与冲击响应函数不同的是，方差分解把一个内生变量的变化分解为VAR模型中所有内生变量冲击，它显示了VAR模型中各变量随机误差的相对重要程度。从图2可以看出，以社会消费品零售总额自身变动为因变量的方程对社会消费品零售总额变动的重要性排第一，其对预测误差的贡献率达50%以上；其次是住宅价格销售指数，其对预测误差的贡献率大概是25%左右；再次是居民股票资产，其对预测误差的贡献率大概是15%左右；最后是城镇居民家庭人均可支配收入，其对预测误差的贡献率大概占10%左右。
五、对分析结果的合理解释
通过前文的分析可以看出中国的股票市场不存在明显的财富效应，这主要是因为以下几个因素共同造成的。
首先，中国股票市场的深度和广度有限。一国的股票市场只有达到相当程度的深度和广度才能对一国经济运行产生较大的影响，并进而影响投资者(乃至全体居民)的行为选择。我们采用股票市值(以流通市值为主)占GDP的百分比为反映股市发展深度的指标，它集中体现了股票市场在国民经济中的地位和作用力。用居民持有股票市值占居民资产的比例和城镇居民财产收入占家庭收入之比这两个指标反映了股票市场发展的广度，它代表了股票市场对投资者的经济影响。1990年以来，中国股市获得较大发展，但在规模和深度上同美国相比仍然存在较大差距(见表4和表5)，限制了股市财富效应的发挥。
其次，政府行政干预过多，股票市场法制建设滞后，不利于股票市场实现市场化运行。自1990年以来，政策因素在总体上主导了我国股市运行的基本态势。频繁的行政干预和政策变动使得投资者不是根据股市基本面而是通过盯住政府行为来作决策，导致各种投机行为盛行，加剧了股市的波动频率和波动幅度。上市公司治理结构不健全，股市评价与监控机制被严重扭曲，尽管上市公司已经实现了投资形式上的股份化，但在控制权上并未实现股份化，公司治理结构没有得到改善，股权分置导致投资者利益得不到保护。国家绝对控股致使国有上市公司投资决策缺乏自主权，我国大部分国有控股公司产权治理结构的现状决定了管理层的利益目标并非企业市场价值最大化。
六、政策建议
通过上面的分析，我们可以看出，在当前，由于受各种因素的制约，我国股票市场对消费需求的启动和刺激作用尚不十分明显。因此，在当前有效需求不足的情况下，要采取多种方式和途径，更好地规范和发展我国的股票市场，以期发挥它对消费需求乃至经济增长的促进作用，具体而言，应在以下方面采取必要的措施和对策：
1、必须重视股市的作用。在当前以股市为代表的虚拟经济发展越来越迅速的时代，股市与国民经济发展互为依存，互相影响。股市兴，经济旺；股市落，经济衰。因而，目前我国的经济增长需要以股市为代表的虚拟经济与实物经济的协同增长，需要我们重视股市的作用。
2、有步骤地扩大股市规模，构建股市消费效应发挥的基础。只有较大的股市规模，股市变动带来的财富效应才有足够的影响力。
3、构建中国股市的稳定机制，减少证券市场的政策性波动，减少投资者得自于股票财富的不确定性。
4、改善股市发展的基础，创建持续繁荣、稳定的证券市场，在增加投资者财富的同时，增加市场信心。
5、利用证券市场推行 “富民政策”。要努力改变股市“重圈钱、轻改制”、 “重获取、轻回报”的局面，尤其是在国有股减持过程中，要保护二级市场投资者的利益，做到 “富民”优先。
注释：
①R.霍尔和M.费莱文(Robert.E.Hall ，1978和Marjorier Flavin ，1981)集中探讨了理性预期理论和生命周期理论以及持久收入理论的综合性内涵，他们的研究成果构成了LC-PH模型。
②居民股票资产按照股票流通总市值的60%计算。
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(作者通讯地址：上海社会科学院部门经济研究所产业经济专业博士生 200433 杭州师范大学教育学院硕士研究生310018)