■ 劉 慧，王 聰

一、引言

財(cái)富效應(yīng)指價(jià)格水平變動(dòng)導(dǎo)致的實(shí)際貨幣余額增加或減少社會(huì)公眾的手持財(cái)富，進(jìn)而引起消費(fèi)支出方面的變化，主要分為兩種：直接財(cái)富效應(yīng)和間接財(cái)富效應(yīng)。直接財(cái)富效應(yīng)是指股票價(jià)格的上升使股票持有者財(cái)富增加，從而導(dǎo)致消費(fèi)支出增長(zhǎng)的現(xiàn)象，也即股票市場(chǎng)上漲使人們更富裕，通常人們?cè)礁辉?，消費(fèi)支出也就越多。財(cái)富的間接效應(yīng)指由于股票價(jià)格的上揚(yáng)導(dǎo)致消費(fèi)者對(duì)于未來(lái)經(jīng)濟(jì)狀況的預(yù)期增加，從而增加消費(fèi)支出。近年來(lái)我國(guó)資本市場(chǎng)迅速發(fā)展，截至2013年底我國(guó)股票市場(chǎng)總市值為239077.19億元，流通總值為199579.54億元，成交總金額達(dá)到468728.6億元①數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。。股票價(jià)格的上漲或下跌會(huì)引起居民財(cái)富存量的增加或減少，從而直接影響人們的收入分配、消費(fèi)支出和消費(fèi)決策,進(jìn)而影響總需求和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快速放緩最大的原因還是內(nèi)需不足，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度下降會(huì)導(dǎo)致居民收入下降，由此使內(nèi)需進(jìn)一步下降，這一輪一輪的循環(huán)終將嚴(yán)重影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展。所以在我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，我們尤其應(yīng)該著重于從根本擴(kuò)大內(nèi)需出發(fā)維持我國(guó)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng)。股票資產(chǎn)是我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)組成的重要財(cái)富,本文旨在探討我國(guó)居民股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響因素，充分發(fā)揮股票資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，提高居民的消費(fèi)水平，促進(jìn)總需求從而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外大量文獻(xiàn)表明股票市場(chǎng)的變化對(duì)私人消費(fèi)的影響程度較小 （Fama,1981;Fisher and Merton,1984;and Poterba and Samwick,1995）。對(duì)財(cái)富效應(yīng)及其原因的研究很多都是針對(duì)不同國(guó)家和地區(qū)的具體情況進(jìn)行分析。Raymond et al.(2007)將貨幣供給和利率作為解釋變量對(duì)香港市場(chǎng)進(jìn)行研究，結(jié)果也表明股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)對(duì)私人消費(fèi)的影響是微弱的。Poterba and Samwick(1995)運(yùn)用時(shí)間序列分析股票價(jià)格的變化、交易成本、股票市場(chǎng)收益率對(duì)消費(fèi)的影響，結(jié)果表明股票價(jià)格的波動(dòng)并不會(huì)促使財(cái)富總量增長(zhǎng)而引起消費(fèi)增加，股票市場(chǎng)波動(dòng)也可以通過(guò)間接方式比如消費(fèi)者信心來(lái)影響財(cái)富效應(yīng)。Nikola and Marion(2007)使用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)澳大利亞家庭股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明從長(zhǎng)期來(lái)看股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)明顯，是消費(fèi)的決定因素。Sydney and Charles(1999)財(cái)富效應(yīng)的大小會(huì)影響消費(fèi)的決策，而時(shí)間區(qū)間的選取會(huì)影響財(cái)富效應(yīng)，財(cái)富的改變不會(huì)顯著影響消費(fèi)的變化。Hali and Torsten(2002)則從股票市場(chǎng)本身的變化即20世紀(jì)末期 TMT (telecommunication，media and information technology)行業(yè)興起后，TMT股票給股票市場(chǎng)帶來(lái)的巨大波動(dòng)對(duì)OECD國(guó)家股市財(cái)富效應(yīng)的影響。Bicha(2011)探討了法國(guó)上市公司的命名變更對(duì)股東財(cái)富效應(yīng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)他們之間存在正相關(guān)，在短期內(nèi)公司名稱的變更會(huì)增加公司的價(jià)值。

國(guó)內(nèi)關(guān)于財(cái)富效應(yīng)的研究主要集中于實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)。余明桂，夏新平（2003），運(yùn)用對(duì)數(shù)的多元回歸模型說(shuō)明我國(guó)股票市場(chǎng)不具有財(cái)富效應(yīng)，但存在一定的投資效應(yīng)，影響居民消費(fèi)的主要因素是消費(fèi)習(xí)慣和可支配收入。賴溟溟，白欽先（2008）認(rèn)為我國(guó)股票市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)很微弱,長(zhǎng)期存在負(fù)財(cái)富效應(yīng)。劉喜華，張靜 （2013）運(yùn)用2002年到2010年的季度數(shù)據(jù)實(shí)證我國(guó)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)微弱，但股票和消費(fèi)存在一定的正相關(guān)。王虎等（2009）測(cè)算出1997～2007年間雖然中國(guó)股市存在財(cái)富效應(yīng)，但這種效應(yīng)相當(dāng)微弱，其數(shù)值約為0.02。對(duì)于我國(guó)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)微弱的原因探討，段軍山（2005）側(cè)重于從行為金融角度對(duì)股票市場(chǎng)微弱的財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行解釋。陳紅等(2007)認(rèn)為股票市場(chǎng)微弱是由于股市規(guī)模小、擠占效應(yīng)、股市市值變動(dòng)不穩(wěn)定和投資者收益分配結(jié)構(gòu)不合理共同導(dǎo)致。唐紹祥等 （2008）基于狀態(tài)空間模型從股市發(fā)展水平、消費(fèi)和居民可支配收入對(duì)股市財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明即期股市發(fā)展對(duì)居民人均消費(fèi)影響為負(fù)，邊際消費(fèi)傾向隨著股票市場(chǎng)的漲跌而變化。

三、我國(guó)居民股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的表現(xiàn)形式

莫迪利安尼（1963）的生命周期假說(shuō)（LCH）提出消費(fèi)取決于現(xiàn)期收入，預(yù)期的未來(lái)收入和持有的初始財(cái)富。 表達(dá)公式是此式中Ct為當(dāng)期消費(fèi)支出，At為當(dāng)期持有的財(cái)富，Yt是當(dāng)前收入水平預(yù)期的全部收入，α、β1、β2分別表示財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向、當(dāng)前收入的邊際消費(fèi)傾向、預(yù)期收入的邊際消費(fèi)傾向。資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的大小一般用財(cái)富邊際消費(fèi)傾向衡量，股票資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)是股票價(jià)格的變化引起居民財(cái)富存量的改變，從而影響人們消費(fèi)支出與決策。文章以消費(fèi)對(duì)股票價(jià)格變動(dòng)的彈性值來(lái)測(cè)算我國(guó)城鎮(zhèn)居民股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的大小。消費(fèi)的代理變量采用社會(huì)消費(fèi)品零售總額，而股票價(jià)格的代理變量則采用上證綜合指數(shù)，股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的計(jì)算方式如下：

自從2008年國(guó)際金融危機(jī)后，我國(guó)股市也隨之低迷開始漫長(zhǎng)的復(fù)蘇過(guò)程。本文選取從2009年初至2013年12月份的上證綜合指數(shù)期末數(shù)和社會(huì)消費(fèi)品零售總額的月度數(shù)據(jù)作為財(cái)富效應(yīng)研究對(duì)象。根據(jù)上述公式計(jì)算得來(lái)的點(diǎn)彈性就是各個(gè)月份的財(cái)富效應(yīng)。下圖是由計(jì)算出來(lái)的各月財(cái)富效應(yīng)繪制的。

圖1 股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的估計(jì)

財(cái)富效應(yīng)為正數(shù)說(shuō)明股票價(jià)格的上升促進(jìn)了消費(fèi)的增加，股票的價(jià)格上漲增加的居民的財(cái)富總量，從而促進(jìn)了當(dāng)期的消費(fèi)。財(cái)富效應(yīng)為負(fù)數(shù)則說(shuō)明股票價(jià)格的上升反而導(dǎo)致了消費(fèi)的減少。這可能是因?yàn)橐环矫婵紤]到通貨膨脹因素。雖然居民的消費(fèi)數(shù)量增加，但是CPI上漲幅度較大，剔除價(jià)格因素之后，實(shí)際消費(fèi)量卻萎縮。另一方面隨著股票資產(chǎn)價(jià)格提高和股票資產(chǎn)投資收益增長(zhǎng),居民減少消費(fèi)和儲(chǔ)蓄并增加對(duì)股票的投資來(lái)實(shí)現(xiàn)未來(lái)財(cái)富的最大化，這是股票市場(chǎng)的替代效應(yīng)。所以當(dāng)股票價(jià)格上升，股票市場(chǎng)發(fā)展時(shí),居民消費(fèi)支出水平下降,股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)為負(fù)。

從圖1中可以看出，除2010年8月和 2010年12月財(cái)富效應(yīng)出現(xiàn)較大數(shù)據(jù)外，其他大部分時(shí)期的財(cái)富效應(yīng)均穩(wěn)定在0.5左右，偶爾甚至不到0.1，這也驗(yàn)證說(shuō)明了我國(guó)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)表現(xiàn)微弱，總體上處于較低水平。

四、我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展?fàn)顩r

我國(guó)股票市場(chǎng)起步晚，發(fā)展尚不成熟，一般情況下，我們用股票市場(chǎng)總市值占據(jù)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比重衡量股票市場(chǎng)的發(fā)展深度。從1992年到2013年20多年間，股票市場(chǎng)發(fā)展深度的數(shù)據(jù)經(jīng)整理統(tǒng)計(jì)如下圖所示：

圖2 股票市場(chǎng)發(fā)展深度

由上圖可以看出，從20世紀(jì)90年代初期開始股票市場(chǎng)發(fā)展基本穩(wěn)定，我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展深度穩(wěn)步提高，到2007年股市大牛市時(shí)機(jī)達(dá)到峰值，2008年全球金融危機(jī)后降至低點(diǎn)，但是我國(guó)市場(chǎng)很快恢復(fù)正常，股票市場(chǎng)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中地位穩(wěn)健提升。

在股票市場(chǎng)的發(fā)展完善的過(guò)程中，我國(guó)居民參與股票市場(chǎng)投資的程度也逐漸加深。下圖描繪了2009年初到2014年2月股票賬戶的開戶人數(shù)，基本呈現(xiàn)出逐年逐月遞增的趨勢(shì)。

圖3 股票有效賬戶本期數(shù)

五、影響居民股票資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)原因的實(shí)證檢驗(yàn)分析

我國(guó)股市財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮受多種因素的影響，比如股票市場(chǎng)規(guī)模、股票市場(chǎng)交易效率和監(jiān)管效率、居民參與股市的程度、股票市場(chǎng)的波動(dòng)性、金融財(cái)富集中度、上市公司質(zhì)量及其發(fā)展能力、消費(fèi)者預(yù)期和信心。本文選取股票市場(chǎng)規(guī)模、消費(fèi)者信心和股票市場(chǎng)的波動(dòng)性三個(gè)方面對(duì)股市財(cái)富效應(yīng)的影響進(jìn)行具體分析。

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

股票市場(chǎng)規(guī)模越大，財(cái)富效應(yīng)越明顯。由于歷史制度等原因，我國(guó)上市公司股票分為流通股與非流通股。雖然我國(guó)的機(jī)構(gòu)投資者占據(jù)股票市場(chǎng)的份額不到20%，但是其資金總量充足，流通股中總量大部分屬于機(jī)構(gòu)投資者。散戶投資金額占據(jù)的比例少之又少，流通股的市值不能準(zhǔn)確代表股票市場(chǎng)財(cái)富，所以我們采用股票市場(chǎng)總市值而非單純的股票流通市值衡量股票市場(chǎng)規(guī)模。

消費(fèi)者信心是消費(fèi)者基于家庭當(dāng)期收入水平和對(duì)未來(lái)收入水平估計(jì)的反映，是建立在居民消費(fèi)者對(duì)制約其家庭收入的主觀因素的判斷與認(rèn)識(shí)上。這些因素主要有我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行指標(biāo)，比如GDP增長(zhǎng)、央行貨幣政策、通貨膨脹與物價(jià)水平、就業(yè)、利率等等。消費(fèi)者信心上升則更多地投資于股票市場(chǎng)，產(chǎn)生了財(cái)富的增值，從而促進(jìn)了消費(fèi)支出，這是間接財(cái)富效應(yīng)的體現(xiàn)。消費(fèi)者信心指數(shù)由消費(fèi)者滿意指數(shù)和預(yù)期指數(shù)構(gòu)成，綜合描述了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和消費(fèi)者信心強(qiáng)弱，反映并量化了消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)評(píng)價(jià)和對(duì)經(jīng)濟(jì)前景、收入水平、收入預(yù)期以及消費(fèi)心理狀態(tài)的主觀感受的先行指標(biāo)。所以本文選取消費(fèi)者信心指數(shù)作為消費(fèi)者預(yù)期的代理變量。

股票市場(chǎng)存在較大的波動(dòng)性，也就意味著存在著高風(fēng)險(xiǎn)。股票市場(chǎng)的波動(dòng)性是通過(guò)股票持有者的結(jié)構(gòu)影響著消費(fèi)水平和財(cái)富效應(yīng)。我國(guó)股票財(cái)富大部分集中在少數(shù)富人手上，通常富裕高收入階層的邊際消費(fèi)傾向低于貧困低收入群體的邊際消費(fèi)傾向。市場(chǎng)的波動(dòng)會(huì)引起股票資產(chǎn)的增長(zhǎng)，伴隨著總財(cái)富的增加，這對(duì)消費(fèi)的推動(dòng)作用是減少的。我國(guó)散戶投資者資金量少，占據(jù)股票總財(cái)富的比例也少，屬于風(fēng)險(xiǎn)中立型和風(fēng)險(xiǎn)厭惡型，股票市場(chǎng)的大幅度波動(dòng)使得他們謹(jǐn)慎考慮而減少消費(fèi)需求，所以從以上兩個(gè)方面的分析，股票市場(chǎng)震蕩與財(cái)富效應(yīng)是負(fù)相關(guān)的。文章使用股票價(jià)格的振幅代表股市的波動(dòng)程度。

文章選取2009年1月至2013年12月的股票市場(chǎng)市價(jià)總值、消費(fèi)者信心指數(shù)和股價(jià)振幅高頻月度數(shù)據(jù)，其來(lái)源有中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)(金融數(shù)據(jù)庫(kù))。

（二）單位根檢驗(yàn)

由于財(cái)富效應(yīng)，股票總市值，消費(fèi)者信心指數(shù)，股價(jià)振幅都屬于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通常具有不平穩(wěn)性和不規(guī)則性，因此對(duì)四個(gè)序列進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，使數(shù)據(jù)呈現(xiàn)線性趨勢(shì)，從而一定程度減弱模型中數(shù)據(jù)的異方差性和數(shù)據(jù)不平穩(wěn)性對(duì)財(cái)富效應(yīng)的誤差影響。對(duì)樣本數(shù)據(jù)用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。在選取常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，各序列的檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表1 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2說(shuō)明被解釋變量lnWE和解釋變量lnSV、lnCI、lnMV在10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。對(duì)四個(gè)變量進(jìn)行多元回歸分析。根據(jù)EViews6的輸出結(jié)果，得到如下回歸方程：

在10%的顯著性水平下回歸方程的t值、F值都是顯著的，調(diào)整的擬合優(yōu)度也表明回歸方程有61.39%的解釋程度。進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)，D.W.是2.188146，表明不拒絕原假設(shè)，不存在自相關(guān)。進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，懷特統(tǒng)計(jì)量LM為13.53253，小于10%置信水平 X20.1（9）=14.68所以不能拒絕原假設(shè) H0：不存在異方差，則原方程同方差。

對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示：殘差A(yù)DF統(tǒng)計(jì)量小于各個(gè)置信水平的臨界值，所以是平穩(wěn)的。對(duì)其進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，JB統(tǒng)計(jì)量是0.3619，其P值為0.8344，所以不能拒絕服從正態(tài)分布的原假設(shè)。整體來(lái)看回歸方程的性質(zhì)優(yōu)良。

從回歸方程可以得出，證券市場(chǎng)規(guī)模和消費(fèi)者信心對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生正的財(cái)富效應(yīng)，證券市場(chǎng)的波動(dòng)對(duì)股市財(cái)富效應(yīng)是負(fù)相關(guān)的。消費(fèi)者信心指數(shù)前的系數(shù)是8.3352,t統(tǒng)計(jì)量顯著，說(shuō)明消費(fèi)者信心對(duì)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)有著較大的影響幅度。股票市場(chǎng)規(guī)模前的系數(shù)是3.1337且t統(tǒng)計(jì)量較為顯著，說(shuō)明股票規(guī)模增加1%，股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)相應(yīng)增加3.1337%。股票價(jià)格振幅的系數(shù)是-1.5392，而且t值非常顯著，股票市場(chǎng)的波動(dòng)對(duì)股市產(chǎn)生明顯的負(fù)財(cái)富效應(yīng)，我國(guó)股票市場(chǎng)的大幅震蕩給投資股市帶來(lái)很多不確定性風(fēng)險(xiǎn)，我國(guó)居民基本屬于散戶投資者，在股市動(dòng)蕩時(shí)期出于謹(jǐn)慎性需求會(huì)減少總消費(fèi)。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可以看出：在10%的置信水平下，證券市場(chǎng)規(guī)模是引起財(cái)富效應(yīng)的格蘭杰原因，但是這種因果關(guān)系是單向的，股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的變化對(duì)證券市場(chǎng)規(guī)模沒(méi)有促進(jìn)作用。消費(fèi)者信心與股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)之間不存在明顯的格蘭杰因果關(guān)系，這是因?yàn)殚g接財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制是通過(guò)消費(fèi)者對(duì)未來(lái)的預(yù)期從而影響消費(fèi)，二者在實(shí)際的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中有著一定的聯(lián)系，財(cái)富效應(yīng)的變化反映到真實(shí)的經(jīng)濟(jì)中存在著時(shí)滯效應(yīng)。股票市場(chǎng)的波動(dòng)程度和財(cái)富效應(yīng)也不存在明顯的因果關(guān)系，這是因?yàn)槲覈?guó)股票市場(chǎng)整體不成熟，制度建設(shè)不完善，股價(jià)常常出現(xiàn)暴漲暴跌的狀況。股票價(jià)格的震蕩說(shuō)明了我國(guó)當(dāng)前股市相當(dāng)不穩(wěn)定，既存在獲得暴利的機(jī)會(huì),又有著面臨巨大虧損的風(fēng)險(xiǎn)。我國(guó)股市大幅波動(dòng)性使得持有股票資產(chǎn)的居民感覺財(cái)富的收益具有很大的不確定性,出于謹(jǐn)慎考慮,居民并非會(huì)增加消費(fèi),這也是我國(guó)股票資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)微弱的主要因素。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分析

圖4是各變量對(duì)股票財(cái)富效應(yīng)影響的脈沖響應(yīng)圖,表3是各因素對(duì)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)影響的方差分解分析。

圖4 各變量對(duì)股票財(cái)富效應(yīng)的脈沖響應(yīng)圖

圖4 反映了股票市價(jià)總值、消費(fèi)者信心指數(shù)、股價(jià)振幅三個(gè)變量對(duì)股票財(cái)富效應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，當(dāng)本期分別給lnSV、lnCI、lnMV一個(gè)正沖擊后，三者都在第3期對(duì)財(cái)富效應(yīng)的影響達(dá)到最大值，響應(yīng)隨時(shí)間的推移逐漸減弱。

表3 LNWE的方差分解

從表3可以看出，在三個(gè)解釋變量中，股票總市值對(duì)股票財(cái)富效應(yīng)在滯后3階開始一直保持著5%以上的影響貢獻(xiàn)率，并隨著滯后期有增強(qiáng)的效果。其次是消費(fèi)者信心在第3期之后對(duì)股票財(cái)富效應(yīng)的影響力在4%左右。股價(jià)振幅對(duì)股票財(cái)富效應(yīng)影響的貢獻(xiàn)度最低,說(shuō)明我國(guó)居民股票資產(chǎn)的波動(dòng)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)并不明顯，與前半部分的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)論有部分相左之處，主要因?yàn)橹袊?guó)股票市場(chǎng)本身的制度不完備性和監(jiān)管力度不夠，讓廣大投資者審慎投資消費(fèi)。

六、結(jié)論及政策建議

上述分析與實(shí)證結(jié)果表明我國(guó)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)受到股票市場(chǎng)規(guī)模、消費(fèi)者信心和股票市場(chǎng)的波動(dòng)性等因素的影響，且存在一定的相關(guān)性。股票市場(chǎng)規(guī)模越大，越有助于財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。我國(guó)股票市場(chǎng)規(guī)模在2008年金融危機(jī)下跌后一直處于恢復(fù)狀態(tài)，較小的股市規(guī)模是限制財(cái)富效應(yīng)的主要原因，所以仍需要進(jìn)一步發(fā)展壯大。

消費(fèi)者信心與股票財(cái)富效應(yīng)之間是正相關(guān)的。高的消費(fèi)者信心指數(shù)表示投資者對(duì)未來(lái)有良好預(yù)期，會(huì)增加消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。分析表明近幾年來(lái)我國(guó)的消費(fèi)者信心不足。

股票市場(chǎng)的波動(dòng)產(chǎn)生的是負(fù)的財(cái)富效應(yīng)。這也符合我們的理論分析，資產(chǎn)價(jià)格的劇烈震蕩不利于財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。我國(guó)股市發(fā)展時(shí)間短，有很多制度和效率等方面的問(wèn)題有待完善與解決。不完善的股票市場(chǎng)產(chǎn)生價(jià)格大幅度波動(dòng)的可能性遠(yuǎn)大于成熟市場(chǎng)。

關(guān)于提升股票財(cái)富效應(yīng)促進(jìn)消費(fèi)的建議可以從如下幾個(gè)方面著手：第一，擴(kuò)大股票市場(chǎng)規(guī)模，夯實(shí)股票市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮的基礎(chǔ)。這可以通過(guò)兩點(diǎn)實(shí)現(xiàn)。首先，鼓勵(lì)優(yōu)質(zhì)的公司上市，增加上市公司數(shù)量。監(jiān)管當(dāng)局放松證券市場(chǎng)管制措施，降低一級(jí)市場(chǎng)主體的準(zhǔn)入門檻，加快證券市場(chǎng)化歷程，逐步推進(jìn)并完成新股發(fā)行由審批核準(zhǔn)制向注冊(cè)制的轉(zhuǎn)變。其次，擴(kuò)大二級(jí)市場(chǎng)交易對(duì)象即投資者的規(guī)模。在充分保護(hù)投資者的利益前提下，提高股票市場(chǎng)參與度，鼓勵(lì)中小投資者對(duì)優(yōu)質(zhì)股票進(jìn)行長(zhǎng)期的價(jià)值投資。

第二，優(yōu)化調(diào)整我國(guó)上市公司結(jié)構(gòu)和其收益分配與分紅格局，提高上市公司質(zhì)量，增強(qiáng)其可持續(xù)發(fā)展的能力。我國(guó)上市公司結(jié)構(gòu)既有國(guó)有企業(yè)，也有民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)運(yùn)作效率相對(duì)較低，民營(yíng)企業(yè)的運(yùn)營(yíng)與盈利狀況又極不穩(wěn)定，并且我國(guó)上市公司很少進(jìn)行分紅，所以我國(guó)的投資者對(duì)股市基本上為了賺取低買高賣的資本利得，這也是導(dǎo)致我國(guó)投資者信心不足的主要因素。我國(guó)上市公司肩負(fù)高度的社會(huì)責(zé)任使命任重道遠(yuǎn)，對(duì)公司結(jié)構(gòu)、管理和盈利分紅方面進(jìn)行調(diào)整并向?qū)I(yè)化發(fā)展，提升整體的素質(zhì)。這樣有利于消費(fèi)者對(duì)股市信心的提升，使費(fèi)者產(chǎn)生更多的消費(fèi)支出。

第三，完善我國(guó)股票市場(chǎng)的制度建設(shè)、提高股票市場(chǎng)的效率水平和質(zhì)量，減少我國(guó)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性。股票市場(chǎng)的震蕩會(huì)導(dǎo)致金融體系和宏觀經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定，降低投資者信心，減少投資和消費(fèi)，抑制了財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。同時(shí)建設(shè)相對(duì)穩(wěn)定的股票市場(chǎng)也是保證金融市場(chǎng)穩(wěn)健發(fā)展的必要條件。因此，證券監(jiān)管部門應(yīng)探索適合目前國(guó)內(nèi)股票市場(chǎng)的制度并且結(jié)合多種政策手段來(lái)促進(jìn)完善其發(fā)展，進(jìn)而充分?jǐn)U大股市財(cái)富效應(yīng)促進(jìn)消費(fèi)的作用。

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