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摘 要：中国股票市场是否存在财富效应及其效应效果的大小仍无定论，本文以1999年一季度至2010年二季度为样本，运用协整检验和动态分布滞后模型的方法分析了我国股市财富效应问题。结果发现我国股票市场存在微弱的负效应。究其原因，我国股票市场的深度和广度有限、市场中浓重的投机色彩以及“熊长牛短”的特点等因素，严重制约了财富效应的发挥。
关键字：股市：财富效应：协整检验；动态分布滞后模型
一、引言
财富是影响居民消费的一个重要的因素。财富效应，是指由于资产价格上涨(或下跌)，导致资产持有人财富的增长(或减少)，进而促进(或抑制)消费增长，影响短期边际消费倾向(MPC)，促进(或抑制)经济增长的效应。能够带来财富效应的既可以是证券资产，也可以是实物资产。股票市场的财富效应是指股票所代表的虚拟财富的增长与下降对人们消费的影响。
20世纪90年代美国出现长达近10年经济繁荣的一个重要原因是股票价格上涨使得消费支出始终旺盛。我国股票市场虽然只有不到二十年的发展时间，其发展速度和规模却是惊人的，尽管从本质上看，我国股市目前还很不规范，但毕竟我国股市在量上已达到相当规模，截止到2010年7月，我国A股总市值达到225922.05亿元，占2009年GDP的67.4%。股票有效账户数已达12734.46万户。但股票市场财富效应存在与否及其效应大小，至今仍无定论。为此，本文将对我国股市的财富效应进行实证分析。
二、模型的设定与数据的选取
目前,理论界对资产财富效应的研究,一般都基于LC-PH模型。LC-PH模型强调把持久收入理论中的未来预期因素和生命周期理论中的财富、人口统计变量因素结合起来,把财富作为总消费最重要的决定因素。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。基于以上分析，结合动态分布滞后模型，得出本文的实证模型如下：
其中，Ct代表消费量，Yt代表可支配收入量，Qt代表股票财富量，Ft代表房地产财富量。在实证模型(2)中涉及了消费、可支配收入、房地产财富量和股票财富四个变量，
本文选取了我国1999年第一季度至2010年第二季度共46个季度数据作为分析对象。为剔除价格因素影响。对各个变量运用国家统计局公布的CPI指数进行调整。由于Ct、Yt和Ft存在季节变化，故先用X-11方法进行调整，同时，为了消除异方差的影响，对各变量取对数。城镇居民人均消费性支出、城镇居民人均可支配收入、住宅平均销售价格和CPI等数据来自中国宏观经济信息网，股票流通总市值数据来源于中国证监会网站。
三、实证分析
（1）、变量的单位根检验
任何数据在进行协整分析前，要分析变量是否存在单位根，是否具有相同的单整阶数。只有相同的单整阶数的序列才可能存在单整关系。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E-views6.0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。
结果表明消费、可支配收入、住宅平均销售价格和股票流通总市值变量均为单位根非平稳序列，经一阶差分变为平稳序列。所以不能对其进行直接回归分析，强制回归会存在“伪回归”问题，因此首先进行协整分析。
（2）、协整检验
协整分析是一种处理非平稳数据的有效方法，其检验方法是如果变量之间存在协整关系，则变量之间存在长期稳定的关系或长期均衡。基于以上变量都是单整的，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。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。
迹检验结果显示,在5%的显著性水平上,迹检验拒绝存在0个协整向量的假设,而接受存在一个协整向量的假设,表明在显著性水平为5%下,四个变量间存在一个协整关系。可以看出，城镇居民人均消费性支出、城镇居民人均可支配收入和股票流通总市值之间存在着协整关系。其表达式是：
lnCt=0.977327lnYt-0.021345lnQt-0.055496lnFt
t (0.02949) (0.00393) (0.04641)
从模型的回归结果可以看出，城镇居民可支配收入每变动一个百分点，消费就变动0.977327个百分点，表明收入对消费支出有重要的正向影响。而股票流通总市值每变动一个百分点，消费就变动-0.021345个百分点，两者之间存在着微弱的负相关关系。住宅平均销售价格每变动一个百分点，消费就变动-0.055496个百分点，房地产财富量的变动对消费的影响比股票财富量的变动影响大。
（3）动态分布滞后模型
根据莫迪利安尼的生命周期假说,一个理性和前瞻性的消费者在每一个时点上的消费,都会依据其一生的财富来安排消费支出。也就是说,依据持久收入假说,影响居民消费的因素不仅有即期的可支配收入和财富水平,还包括居民前期的可支配收入和财富水平。因此，利用动态分布滞后模型来考察可支配收入、股票流通总市值、住宅平均销售价格和消费间的短期影响和动态效应。由于变量滞后期的选择需保证模型的随机误差项满足同方差、服从正态分布，并能消除误差项中存在的自相关。
用Eviews6.0对模型（3）进行估计，并剔除回归系数P值大的解释变量，保证所有变量在5%的显著水平下通过显著性检验，得出结果如下：
从模型结果可以看出：①即期股市财富变量和滞后四阶的股市财富变量对居民人均消费变量影响为负，表现为挤出效应。股市的繁荣会使居民增加投资，减少消费。②滞后一阶的人均可支配收入和滞后二阶的可支配收入对消费有显著正效应。这表明消费并不是根据当前收入而是依据前期收入。③滞后一、二、三阶的消费对即期消费产生显著性的负影响。④即期和滞后一、二、三、四阶的房地产财富量在5%的显著水平下未通过显著性检验。 根据动态分布滞后模型的检验结果可以确定收入和股票财富量对消费的影响程度和方向，即收入和股票财富变量对居民人均消费的长期影响关系。其中，收入对消费的影响因子为56.6%（（0.817126+0.839758）/（1+0.964249+0.532975+0.432697）），即从长期看，收入每增加1元，消费就增加0.556元。股票财富变量对消费的影响因子为-6.8%（（-0.084439+0.111054）/（1+0.964249+0.532975+0.432697）），从长期看，股票财富量对消费存在着负效应，即我国股票市场的财富效应为负。
四、实证结果的解释
通过前文的分析,可以得出中国的股票市场存在微弱的负财富效应的结论,主要原因在于以下三方面。
（1）我国股票市场的深度和广度有限。我们采用流通总市值与GDP的比值作为衡量股票市场深度的指标，有效帐户数与我国总人口的比值作为衡量股票市值广度的指标。我国股票市场的规模较小，股票投资的持股群体过于局限，使得股市的发展带来居民财富增加有限。我国股市的广度与深度与发达国家相比，差距明显。截止2010年7月，A股流通总市值143114.32亿元，占2009年GDP的42.7%，有效账户数12734.46万户，占中国城镇总人口的20.5%。而且，主要的持股者大多为消费倾向比较低的高收入人群，股市的发展会对消费产生挤出，限制了我国财富效应。
（2）我国股票市场的投机色彩比较浓重。以换手率为例，在世界成熟的股票市场中，换手率比较低，并且比较稳定。美国纽约股市的换手率在50%-60%之间，而我国股市1993年到2008年的平均换手率达到491%。在过度投机的市场中，股票财富的增加很难使人形成持久性收入的预期，不利于居民消费的增加。
（3）我国股票市场的“熊长牛短”特点。截止2009年8月，我国A股共经历了7次熊市，其中，最大跌幅为79%，最小的也达23%，平均跌幅超过60%。与此，我国A股共经历了8次牛市，但与熊市相比，牛市持续时间短。而且在历次的牛熊市的转换过程中，大批投资者被套牢，从而抑制了我国股市的财富效应。
五、结论
本文通过协整检验和动态分布滞后模型对我国股市的财富效应进行检验，分析表明，我国城镇居民消费与收入、房地产财富量、股市规模之间存在着协整关系，即居民的股票财富量对其消费存在一个长期微弱的负效应。而且，前期的消费和股票因素对消费产生负影响。而究其原因，三方面的因素导致股票市场的发展抑制了居民消费的增长。一是股票市场的深度和广度有限，使得股市的发展带来居民财富增加有限，无法有效地发挥股市的财富效应。二是股票市场的投机色彩浓重，对居民消费产生了挤出效应，抑制了股市的财富效应。三是我国股市的“熊长牛短”特点，使得真正从股市中获利的投资者并不多。
参考文献:
1.李振明.中国股市财富效应实证分析［J］,经济科学.2001,(3):58-61
2.高莉,樊卫东.中国股票市场与货币政策新挑战［J］,金融研究.2001,(12):29-42
3.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
4.曲丽清.中国股市财富效应的实证分析［J］,上海金融.2007,(6):47-49
5.唐绍祥，蔡玉程，解梁秋.我国股市的财富效应：基于动态分布滞后模型和状态空间模型的实证检验［J］,数量经济技术经济研究.2008,(6):79-89
关键字：股市：财富效应：协整检验；动态分布滞后模型
一、引言
财富是影响居民消费的一个重要的因素。财富效应，是指由于资产价格上涨(或下跌)，导致资产持有人财富的增长(或减少)，进而促进(或抑制)消费增长，影响短期边际消费倾向(MPC)，促进(或抑制)经济增长的效应。能够带来财富效应的既可以是证券资产，也可以是实物资产。股票市场的财富效应是指股票所代表的虚拟财富的增长与下降对人们消费的影响。
20世纪90年代美国出现长达近10年经济繁荣的一个重要原因是股票价格上涨使得消费支出始终旺盛。我国股票市场虽然只有不到二十年的发展时间，其发展速度和规模却是惊人的，尽管从本质上看，我国股市目前还很不规范，但毕竟我国股市在量上已达到相当规模，截止到2010年7月，我国A股总市值达到225922.05亿元，占2009年GDP的67.4%。股票有效账户数已达12734.46万户。但股票市场财富效应存在与否及其效应大小，至今仍无定论。为此，本文将对我国股市的财富效应进行实证分析。
二、模型的设定与数据的选取
目前,理论界对资产财富效应的研究,一般都基于LC-PH模型。LC-PH模型强调把持久收入理论中的未来预期因素和生命周期理论中的财富、人口统计变量因素结合起来,把财富作为总消费最重要的决定因素。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。基于以上分析，结合动态分布滞后模型，得出本文的实证模型如下：
其中，Ct代表消费量，Yt代表可支配收入量，Qt代表股票财富量，Ft代表房地产财富量。在实证模型(2)中涉及了消费、可支配收入、房地产财富量和股票财富四个变量，
本文选取了我国1999年第一季度至2010年第二季度共46个季度数据作为分析对象。为剔除价格因素影响。对各个变量运用国家统计局公布的CPI指数进行调整。由于Ct、Yt和Ft存在季节变化，故先用X-11方法进行调整，同时，为了消除异方差的影响，对各变量取对数。城镇居民人均消费性支出、城镇居民人均可支配收入、住宅平均销售价格和CPI等数据来自中国宏观经济信息网，股票流通总市值数据来源于中国证监会网站。
三、实证分析
（1）、变量的单位根检验
任何数据在进行协整分析前，要分析变量是否存在单位根，是否具有相同的单整阶数。只有相同的单整阶数的序列才可能存在单整关系。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E-views6.0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。
结果表明消费、可支配收入、住宅平均销售价格和股票流通总市值变量均为单位根非平稳序列，经一阶差分变为平稳序列。所以不能对其进行直接回归分析，强制回归会存在“伪回归”问题，因此首先进行协整分析。
（2）、协整检验
协整分析是一种处理非平稳数据的有效方法，其检验方法是如果变量之间存在协整关系，则变量之间存在长期稳定的关系或长期均衡。基于以上变量都是单整的，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。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。
迹检验结果显示,在5%的显著性水平上,迹检验拒绝存在0个协整向量的假设,而接受存在一个协整向量的假设,表明在显著性水平为5%下,四个变量间存在一个协整关系。可以看出，城镇居民人均消费性支出、城镇居民人均可支配收入和股票流通总市值之间存在着协整关系。其表达式是：
lnCt=0.977327lnYt-0.021345lnQt-0.055496lnFt
t (0.02949) (0.00393) (0.04641)
从模型的回归结果可以看出，城镇居民可支配收入每变动一个百分点，消费就变动0.977327个百分点，表明收入对消费支出有重要的正向影响。而股票流通总市值每变动一个百分点，消费就变动-0.021345个百分点，两者之间存在着微弱的负相关关系。住宅平均销售价格每变动一个百分点，消费就变动-0.055496个百分点，房地产财富量的变动对消费的影响比股票财富量的变动影响大。
（3）动态分布滞后模型
根据莫迪利安尼的生命周期假说,一个理性和前瞻性的消费者在每一个时点上的消费,都会依据其一生的财富来安排消费支出。也就是说,依据持久收入假说,影响居民消费的因素不仅有即期的可支配收入和财富水平,还包括居民前期的可支配收入和财富水平。因此，利用动态分布滞后模型来考察可支配收入、股票流通总市值、住宅平均销售价格和消费间的短期影响和动态效应。由于变量滞后期的选择需保证模型的随机误差项满足同方差、服从正态分布，并能消除误差项中存在的自相关。
用Eviews6.0对模型（3）进行估计，并剔除回归系数P值大的解释变量，保证所有变量在5%的显著水平下通过显著性检验，得出结果如下：
从模型结果可以看出：①即期股市财富变量和滞后四阶的股市财富变量对居民人均消费变量影响为负，表现为挤出效应。股市的繁荣会使居民增加投资，减少消费。②滞后一阶的人均可支配收入和滞后二阶的可支配收入对消费有显著正效应。这表明消费并不是根据当前收入而是依据前期收入。③滞后一、二、三阶的消费对即期消费产生显著性的负影响。④即期和滞后一、二、三、四阶的房地产财富量在5%的显著水平下未通过显著性检验。 根据动态分布滞后模型的检验结果可以确定收入和股票财富量对消费的影响程度和方向，即收入和股票财富变量对居民人均消费的长期影响关系。其中，收入对消费的影响因子为56.6%（（0.817126+0.839758）/（1+0.964249+0.532975+0.432697）），即从长期看，收入每增加1元，消费就增加0.556元。股票财富变量对消费的影响因子为-6.8%（（-0.084439+0.111054）/（1+0.964249+0.532975+0.432697）），从长期看，股票财富量对消费存在着负效应，即我国股票市场的财富效应为负。
四、实证结果的解释
通过前文的分析,可以得出中国的股票市场存在微弱的负财富效应的结论,主要原因在于以下三方面。
（1）我国股票市场的深度和广度有限。我们采用流通总市值与GDP的比值作为衡量股票市场深度的指标，有效帐户数与我国总人口的比值作为衡量股票市值广度的指标。我国股票市场的规模较小，股票投资的持股群体过于局限，使得股市的发展带来居民财富增加有限。我国股市的广度与深度与发达国家相比，差距明显。截止2010年7月，A股流通总市值143114.32亿元，占2009年GDP的42.7%，有效账户数12734.46万户，占中国城镇总人口的20.5%。而且，主要的持股者大多为消费倾向比较低的高收入人群，股市的发展会对消费产生挤出，限制了我国财富效应。
（2）我国股票市场的投机色彩比较浓重。以换手率为例，在世界成熟的股票市场中，换手率比较低，并且比较稳定。美国纽约股市的换手率在50%-60%之间，而我国股市1993年到2008年的平均换手率达到491%。在过度投机的市场中，股票财富的增加很难使人形成持久性收入的预期，不利于居民消费的增加。
（3）我国股票市场的“熊长牛短”特点。截止2009年8月，我国A股共经历了7次熊市，其中，最大跌幅为79%，最小的也达23%，平均跌幅超过60%。与此，我国A股共经历了8次牛市，但与熊市相比，牛市持续时间短。而且在历次的牛熊市的转换过程中，大批投资者被套牢，从而抑制了我国股市的财富效应。
五、结论
本文通过协整检验和动态分布滞后模型对我国股市的财富效应进行检验，分析表明，我国城镇居民消费与收入、房地产财富量、股市规模之间存在着协整关系，即居民的股票财富量对其消费存在一个长期微弱的负效应。而且，前期的消费和股票因素对消费产生负影响。而究其原因，三方面的因素导致股票市场的发展抑制了居民消费的增长。一是股票市场的深度和广度有限，使得股市的发展带来居民财富增加有限，无法有效地发挥股市的财富效应。二是股票市场的投机色彩浓重，对居民消费产生了挤出效应，抑制了股市的财富效应。三是我国股市的“熊长牛短”特点，使得真正从股市中获利的投资者并不多。
参考文献:
1.李振明.中国股市财富效应实证分析［J］,经济科学.2001,(3):58-61
2.高莉,樊卫东.中国股票市场与货币政策新挑战［J］,金融研究.2001,(12):29-42
3.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
4.曲丽清.中国股市财富效应的实证分析［J］,上海金融.2007,(6):47-49
5.唐绍祥，蔡玉程，解梁秋.我国股市的财富效应：基于动态分布滞后模型和状态空间模型的实证检验［J］,数量经济技术经济研究.2008,(6):79-89