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摘要：利用1992年1月-2009年12月的中国城镇居民消费和可支配收入以及上证指数的月度数据，运用协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验和脉冲响应函数分析方法进行实证研究，得出股市的实际余额效应发生转向，股票价格指数上涨使得消费减少。消费与城镇居民可支配收入成正向关系。通过格兰杰因果检验可知，无论从短期还是长期来看，股票价格指数的上涨不是居民消费总额增长的格兰杰原因，居民可支配收入的增加是居民消费增加的格兰杰原因。
关键词：股市盈余；消费；实际余额效应
中图分类号：F126 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2010）12-0005-04
一、引言
“实际余额”一词源自马歇尔的“备用购买力”概念。人们由于支出的需要，将财富或收入的一部分以货币形式保存起来，这就是货币余额。实际余额是货币余额扣除价格水平影响后的真实价值。实际余额效应是帕廷金货币理论的核心，是指商品市场上价格水平的变动而引起的货币余额真实价值的变动对消费产生的影响。[1]
随着金融市场的发展和资产多样化，实际余额效应的内涵也随之扩展。就股票市场而言，实际余额效应是指股价变动导致股票持有者实际货币余额的变化对消费的影响。具体而言，股票价格上涨导致股票持有者的实际货币余额增加，从而增加消费，反之则减少消费。前者可称为股市的正实际余额效应，后者称为股市的负实际余额效应。在整个经济系统中，当正效应产生后，会使得消费需求和投资需求增加，从而促进经济快速增长，经济快速增长又反过来使得人们的货币资产增加。当负效应产生后，会使得消费需求和投资需求减少，从而抑制经济增长，结果是居民的货币资产减少。
国内外一些学者对股市盈余与消费的关系实证研究主要是沿着剑桥学派的庇古效应展开的，几乎忽略了从实际余额效应研究两者之间的关系。国外的一些研究表明，股市盈余与消费之间存在正向关系（Ludvigson and Steindel，1999；Starr-McCluer，1998；Yash P.Mehra，2001； Dynan and Maki，2001； C.Dreger，2006）。[2]-[6]与国外的研究相比，中国学者的研究结论有着较大的分歧。一些学者认为中国股市盈余与消费之间存在微弱的正向关系（李振明，2001；骆祖炎，2004；李雪峰，2003；夏新平、汪宜霞、于明桂，2003；罗文波、张祖国，2008）；[7]-[12]还有一些学者认为中国股市盈余与消费之间存在负向关系（毛定祥，2004；杨新松，2006）[13]-[14]。为了弥补国内经验研究的不足，本文利用中国股票市场1992年1月—2009年12月的月度数据，运用误差修正模型，从实际余额效应视角分析中国股市盈余与消费的关系。
二、股票市场的实际余额效应理论分析
根据生命周期假说、永久收入假说和LC-PIH模型可知，研究股市实际余额效应的实质是研究股票价格变动导致股票持有者实际货币余额变化对消费的影响。根据LC-PIH模型，现代消费函数的简化形式为：①
C=aWR+bθYD+b（1-θ）YD-1（0 其中：C是消费；YD和YD-1分别为当前和滞后的可支配收入，WR是实际财富，主要有股票、储蓄和其他资产组成，a是财富的边际消费倾向，bθ和b（1-θ）分别是当前和滞后可支配收入的边际消费倾向，θ是分配权重。
在封闭经济条件下：Y=C+I+G（2）
假设I和G不变，将（1）式带入（2）式得：
Y=aWR+bθYD+b（1-θ）YD-1+I+G（3）
当其他资产价格不变时，股票市场出现繁荣，股票价格上涨使得股票持有者实际货币余额增加了ΔWS；股市的持续繁荣导致人们对经济增长的预期持续看好，消费者信心增强，边际消费倾向增加②。即：C=a（WR+ΔWS）+b（θ+Δθ）YD+b［1-（θ+Δθ）］YD-1（Δθ>0）（4）
由图1可知，在初始消费为C0时，国民收入为Y0。当股市呈现出繁荣状态，收入曲线由Y0移动到曲线Y1，国民收入从Y0增加到Y1，股市的繁荣使得消费增加。
当其他资产价格不变时，股市持续下跌，股票持有者的实际货币余额减少了ΔWS；股市的持续下跌，导致人们对经济增长的悲观预期，消费信心减弱，边际消费倾向递减。即：
C=a（WR-ΔWS）+b（θ-Δθ）YD+b［1-（θ-Δθ）］YD-1 Δθ>0（5）
由图2可知，在初始消费为C0时，国民收入为Y0。当股市持续下跌时，收入曲线由Y0移动到曲线Y1，国民收入从Y0减少到Y1，股市的持续下跌使得消费减少。
三、股票市场实际余额效应的实证检验
（一）数据与变量选择及模型的构建
本文使用的样本为1992年1月—2009年12月的月度数据③，选取月度数据，是由于中国股票市场发展较短，采用月度数据比季度数据和年度数据能更好地拟合实际情况。衡量中国股市盈余的指标主要有股票市场总值、上证（深证）指数和流通市值等，这里以上海综指A股流通市值加权指数（SI）作为代表变量，表示股市盈亏变化。原因在于：一是上市公司的股票还没有全流通，以股票市场总值作为变量不准确；二是上证（深证）指数本来是衡量市场规模大小的变量，由于一些计入指数的股票所占的权重大，使得股指失真。由于中国股民主要分布在城镇，因此将城镇社会消费品零售总额之和（LS）作为消费的代表变量；与消费变量相对应，收入变量选取的是城镇居民人均可支配收入（DI）；Ut是随机误差项。为了消除异方差的影响，对以上数据进行对数处理检验并将模型设定为：
LnLSt=β0+β1LnSIt+β2LnDIt+Ut
（二）实证检验④
1. 单位根检验。本文选取的数据序列均属于时间序列，为了避免出现伪回归现象，本文采用ADF检验法对上述变量进行平稳性检验。
根据表1数据可知，LnLS、LnSI和LnDI的ADF统计量都大于1%的显著水平的临界值，接受原假设，时间序列含有单位根，是非平稳序列，其一阶差分序列的ADF值小于1%显著水平的临界值，是一个平稳序列。由于LnLS、LnSI和LnDI都属于一阶非平稳序列，它们之间可能存在协整关系。
2. 协整检验。根据以上检验结果可知，各变量均为一阶差分时间序列，则在LnLS、LnSI和LnDI之间可能存在长期稳定的均衡关系，这可以通过协整检验来确定。本文将采用JJ（Johansen，1988；Juselius，1990）检验法对相关变量（LnLS、LnSI和LnDI）进行协整检验。该方法是基于VAR模型，设VAR中内生变量为F=（LnLS，LnSI，LnDI）。其中，滞后项的选择是根据AIC和SC准则所选择，本文选择滞后项为3。
根据表2检验结果表明，LnLS、LnSI和LnDI之间在1%的显著水平下存在一个协整关系，表明三者之间存在长期稳定关系。该协整关系经过标准化处理以后得到以消费作为解释变量的协整方程（括号里的数字为标准差）：
LnLS=1.096847LnDI-0.007031LnSI-1.211 367（7）
（0.00651） （0.003 63） （0.04269）
由（7）式可知，消费对城镇居民可支配收入与上证指数的弹性系数分别为1.096 847和-0.007 031。因此，消费的增长与城镇居民可支配收入的增长成正向关系，而与股指的上涨成反向关系。
3. 格兰杰因果检验。格兰杰因果检验通常有两种方法即VAR模型和误差修正模型（ECM）。Granger（1998）指出，如果非平稳变量之间存在协整关系，利用VAR模型进行因果检验可能会得出错误的推论。由于LnLS、LnSI和LnDI都为I（1）时间序列，并且它们之间存在协整关系。根据Granger定理（Engle & Granger，1987），可以建立ECM模型来检验中国股票价格指数、居民可支配收入与消费之间的因果关系。其长短期Granger因果检验结果如表3所示。
从表3可以得出，股票价格指数和居民消费总额的因果关系不论从短期还是长期来看，股票价格指数的上涨不是居民消费总额增长的原因；无论是长期还是短期，居民可支配收入的变化是居民消费增加的原因。
为了明确股票价格指数和居民可支配收入的变化对消费的正负影响，可以建立误差修正模型（ECM）来描述（见表4）。
由表4的误差修正模型可知，从居民收入看，D（LnDI（-1））和D［LnDI（-2）］系数的符号都为正，这说明上一期和本期居民收入的增加，可以促进下一期消费的增加；从股票价格指数来看，D［LnSI（-1）］和D［LnSI（-2）］的符号为负，表明上一期股指的上涨会减少下一期的消费支出。一旦上述经济关系偏离协整关系时，会有一个正向的误差项对模型进行修正（表现为EC的系数为正），使其又恢复到协整关系上来。
4. 脉冲响应函数。脉冲响应函数（Impulse Response Function，IRF）反映了来自随机扰动项一个标准差大小的信息冲击对内生变量当前和未来取值的影响，以及其影响的路径变化。
图3是基于VAR（3）模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数，将滞后阶数设为40期；纵轴代表消费对股指的响应程度，图中实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差的偏离带。
从图3可以看出，当在本期给股指一个单位正向标准差冲击后，居民消费在滞后的1～6个月里冲击效应为负，其响应值小于1%。大约从第6个月开始，居民消费响应开始转为正值，大约到15个月时，消费响应基本停止变动并稳定在约为1%的均衡水平。这说明通过股指的冲击，可以立即引起消费在一定时间内发生变化，并且没有任何时滞，但在第15个月后，冲击作用会逐渐消失，然后趋于平稳状态。
四、结论及解释
1. 通过实证检验得出，股指的上涨使得消费减少即中国股市盈余不能增加居民消费，实证结果与股市的实际余额效应理论分析相悖，表明中国股市的实际余额效应发生转向。原因在于：一是实际余额效应属于新古典模型的均衡机制，要求价格有弹性和完善的金融市场，而这两个前提条件在中国不能得到满足。二是股票价格上涨会带来实际余额的收入效应和替代效应。当股票价格上涨后，股票所有者通过出售股票获取现金收入，收入增加会导致消费增加；当股票价格持续上涨时，可能会吸引大量资金进入股市，去搏取更大的超额收益而不是增加消费。此时股市实际余额效应对消费产生的不是促进作用，而是替代效应，使消费反而减少。当替代效应大于收入效应时，股指上涨使得消费减少，于是实际余额效应发生了转向。
2. 在长期中国城市居民的消费、城镇居民可支配收入和上证综指A股流通市值加权指数之间存在着稳定的均衡关系（协整关系）。消费与城镇居民可支配收入成正向关系，而与股指的上涨成反向关系。
3. 不论从短期还是长期来看，股票价格指数的上涨都不是居民消费总额增长的格兰杰原因；无论是长期还是短期，居民可支配收入的增加是居民消费增加的格兰杰原因；通过脉冲响应函数分析得出，当在本期给股指一个单位正向标准差冲击后，在短期内可以立即引起居民消费发生变化，但在中长期冲击作用下会逐渐消失，然后趋于平稳状态。
注释：
①多恩布什、费希尔著：《宏观经济学（第6版）》，中国人民大学出版社１９９７年版，第265页。
②生命周期假说和持久收入假说都认为收入非常稳定的人通常具有较高θ，收入很不稳定的人通常具有较低的θ。我们假定在股市繁荣的时候，消费信心的增加使得收入非常稳定和不稳定的人都有很大的可能会增加当前的消费。因此，消费信心的增加导致当前的边际消费倾向增加为b（θ+Δθ），结果使得过Y1点的直线比过Y0点的直线陡峭；在股市萧条的时候，消费信心的减弱使得收入非常稳定和不稳定的人都有很大的可能性减少当前的消费，如图2所示，消费信心的减弱使得当前的边际消费倾向减少为b（θ-Δθ），结果导致过Y1点的直线比Y0点的直线平坦。
③所有的数据均来自于色诺芬数据库。
④所有的检验都是利用Eviews5.0进行的。
参考文献：
［1］杰格迪什·汉达.货币经济学［M］.北京：中国人民大学出版社，2005：380.
［2］Ludvigson， Sydney and Steindel， Charles.How important is the Stock Market Effect on Consumption? ［J］.Federal Reserve of New York Economic Policy Review， 1999（7）：29-52.
［3］Mehra，Yash P. The Wealth Effect in Empirical Life-Cycle Aggregate Consumption Equations ［J］.Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarterly， 2001，（2）：45-68.
［4］Dreger， C. & H.-E.Reimers.Consumption and disposable income in the EU countries： the role of wealth effects ［J］.Empirica， 2006，（33）：245-254.
［5］Dynan， K.E. & D.M. Maki.Does stock market wealth matter for consumption? ［J］.Federal Reserve Board Putnam Investment Stop 93， Washington D.C.20551， 2001.
［6］Starr-McCluer ，M. Stock market wealth and consumer spending ［J］.FEDS working paper ［R］，1998，（20）.
［7］李振明.中国股市财富效应的实证分析［J］.经济科学，2001，（3）：58-61.
［8］骆祖炎.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.
［9］李雪峰.中国股票市场财富效应微弱研究［J］.南开经济研究，2003，（3）：67-71.
［1０］夏新平，汪宜霞，于明桂.中国股票市场财富效应的实证研究［J］.科技进步与对策，2003，（5）：126-127.
［11］王亚鸽，张举钢，李从欣.中国财富效应的协整分析［J］.石家庄经济学院学报，2008，（4）：15-18.
［12］罗文波，张祖国.我国股票市场的财富效应实证分析——基于2006年1月-2007年12月的月度数据［J］.经济与管理研究，2008，（6）：29-34.
［1３］毛定祥.我国股票市场财富效应的实证分析［J］.上海大学学报，2004，（4）：218-220.
［14］杨新松.基于VAR模型的中国股市财富效应实证分析［J］.上海立信会计学报，2006，（3）：40-44.
责任编辑：王岩云
责任校对：焦世玲
关键词：股市盈余；消费；实际余额效应
中图分类号：F126 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2010）12-0005-04
一、引言
“实际余额”一词源自马歇尔的“备用购买力”概念。人们由于支出的需要，将财富或收入的一部分以货币形式保存起来，这就是货币余额。实际余额是货币余额扣除价格水平影响后的真实价值。实际余额效应是帕廷金货币理论的核心，是指商品市场上价格水平的变动而引起的货币余额真实价值的变动对消费产生的影响。[1]
随着金融市场的发展和资产多样化，实际余额效应的内涵也随之扩展。就股票市场而言，实际余额效应是指股价变动导致股票持有者实际货币余额的变化对消费的影响。具体而言，股票价格上涨导致股票持有者的实际货币余额增加，从而增加消费，反之则减少消费。前者可称为股市的正实际余额效应，后者称为股市的负实际余额效应。在整个经济系统中，当正效应产生后，会使得消费需求和投资需求增加，从而促进经济快速增长，经济快速增长又反过来使得人们的货币资产增加。当负效应产生后，会使得消费需求和投资需求减少，从而抑制经济增长，结果是居民的货币资产减少。
国内外一些学者对股市盈余与消费的关系实证研究主要是沿着剑桥学派的庇古效应展开的，几乎忽略了从实际余额效应研究两者之间的关系。国外的一些研究表明，股市盈余与消费之间存在正向关系（Ludvigson and Steindel，1999；Starr-McCluer，1998；Yash P.Mehra，2001； Dynan and Maki，2001； C.Dreger，2006）。[2]-[6]与国外的研究相比，中国学者的研究结论有着较大的分歧。一些学者认为中国股市盈余与消费之间存在微弱的正向关系（李振明，2001；骆祖炎，2004；李雪峰，2003；夏新平、汪宜霞、于明桂，2003；罗文波、张祖国，2008）；[7]-[12]还有一些学者认为中国股市盈余与消费之间存在负向关系（毛定祥，2004；杨新松，2006）[13]-[14]。为了弥补国内经验研究的不足，本文利用中国股票市场1992年1月—2009年12月的月度数据，运用误差修正模型，从实际余额效应视角分析中国股市盈余与消费的关系。
二、股票市场的实际余额效应理论分析
根据生命周期假说、永久收入假说和LC-PIH模型可知，研究股市实际余额效应的实质是研究股票价格变动导致股票持有者实际货币余额变化对消费的影响。根据LC-PIH模型，现代消费函数的简化形式为：①
C=aWR+bθYD+b（1-θ）YD-1（0
在封闭经济条件下：Y=C+I+G（2）
假设I和G不变，将（1）式带入（2）式得：
Y=aWR+bθYD+b（1-θ）YD-1+I+G（3）
当其他资产价格不变时，股票市场出现繁荣，股票价格上涨使得股票持有者实际货币余额增加了ΔWS；股市的持续繁荣导致人们对经济增长的预期持续看好，消费者信心增强，边际消费倾向增加②。即：C=a（WR+ΔWS）+b（θ+Δθ）YD+b［1-（θ+Δθ）］YD-1（Δθ>0）（4）
由图1可知，在初始消费为C0时，国民收入为Y0。当股市呈现出繁荣状态，收入曲线由Y0移动到曲线Y1，国民收入从Y0增加到Y1，股市的繁荣使得消费增加。
当其他资产价格不变时，股市持续下跌，股票持有者的实际货币余额减少了ΔWS；股市的持续下跌，导致人们对经济增长的悲观预期，消费信心减弱，边际消费倾向递减。即：
C=a（WR-ΔWS）+b（θ-Δθ）YD+b［1-（θ-Δθ）］YD-1 Δθ>0（5）
由图2可知，在初始消费为C0时，国民收入为Y0。当股市持续下跌时，收入曲线由Y0移动到曲线Y1，国民收入从Y0减少到Y1，股市的持续下跌使得消费减少。
三、股票市场实际余额效应的实证检验
（一）数据与变量选择及模型的构建
本文使用的样本为1992年1月—2009年12月的月度数据③，选取月度数据，是由于中国股票市场发展较短，采用月度数据比季度数据和年度数据能更好地拟合实际情况。衡量中国股市盈余的指标主要有股票市场总值、上证（深证）指数和流通市值等，这里以上海综指A股流通市值加权指数（SI）作为代表变量，表示股市盈亏变化。原因在于：一是上市公司的股票还没有全流通，以股票市场总值作为变量不准确；二是上证（深证）指数本来是衡量市场规模大小的变量，由于一些计入指数的股票所占的权重大，使得股指失真。由于中国股民主要分布在城镇，因此将城镇社会消费品零售总额之和（LS）作为消费的代表变量；与消费变量相对应，收入变量选取的是城镇居民人均可支配收入（DI）；Ut是随机误差项。为了消除异方差的影响，对以上数据进行对数处理检验并将模型设定为：
LnLSt=β0+β1LnSIt+β2LnDIt+Ut
（二）实证检验④
1. 单位根检验。本文选取的数据序列均属于时间序列，为了避免出现伪回归现象，本文采用ADF检验法对上述变量进行平稳性检验。
根据表1数据可知，LnLS、LnSI和LnDI的ADF统计量都大于1%的显著水平的临界值，接受原假设，时间序列含有单位根，是非平稳序列，其一阶差分序列的ADF值小于1%显著水平的临界值，是一个平稳序列。由于LnLS、LnSI和LnDI都属于一阶非平稳序列，它们之间可能存在协整关系。
2. 协整检验。根据以上检验结果可知，各变量均为一阶差分时间序列，则在LnLS、LnSI和LnDI之间可能存在长期稳定的均衡关系，这可以通过协整检验来确定。本文将采用JJ（Johansen，1988；Juselius，1990）检验法对相关变量（LnLS、LnSI和LnDI）进行协整检验。该方法是基于VAR模型，设VAR中内生变量为F=（LnLS，LnSI，LnDI）。其中，滞后项的选择是根据AIC和SC准则所选择，本文选择滞后项为3。
根据表2检验结果表明，LnLS、LnSI和LnDI之间在1%的显著水平下存在一个协整关系，表明三者之间存在长期稳定关系。该协整关系经过标准化处理以后得到以消费作为解释变量的协整方程（括号里的数字为标准差）：
LnLS=1.096847LnDI-0.007031LnSI-1.211 367（7）
（0.00651） （0.003 63） （0.04269）
由（7）式可知，消费对城镇居民可支配收入与上证指数的弹性系数分别为1.096 847和-0.007 031。因此，消费的增长与城镇居民可支配收入的增长成正向关系，而与股指的上涨成反向关系。
3. 格兰杰因果检验。格兰杰因果检验通常有两种方法即VAR模型和误差修正模型（ECM）。Granger（1998）指出，如果非平稳变量之间存在协整关系，利用VAR模型进行因果检验可能会得出错误的推论。由于LnLS、LnSI和LnDI都为I（1）时间序列，并且它们之间存在协整关系。根据Granger定理（Engle & Granger，1987），可以建立ECM模型来检验中国股票价格指数、居民可支配收入与消费之间的因果关系。其长短期Granger因果检验结果如表3所示。
从表3可以得出，股票价格指数和居民消费总额的因果关系不论从短期还是长期来看，股票价格指数的上涨不是居民消费总额增长的原因；无论是长期还是短期，居民可支配收入的变化是居民消费增加的原因。
为了明确股票价格指数和居民可支配收入的变化对消费的正负影响，可以建立误差修正模型（ECM）来描述（见表4）。
由表4的误差修正模型可知，从居民收入看，D（LnDI（-1））和D［LnDI（-2）］系数的符号都为正，这说明上一期和本期居民收入的增加，可以促进下一期消费的增加；从股票价格指数来看，D［LnSI（-1）］和D［LnSI（-2）］的符号为负，表明上一期股指的上涨会减少下一期的消费支出。一旦上述经济关系偏离协整关系时，会有一个正向的误差项对模型进行修正（表现为EC的系数为正），使其又恢复到协整关系上来。
4. 脉冲响应函数。脉冲响应函数（Impulse Response Function，IRF）反映了来自随机扰动项一个标准差大小的信息冲击对内生变量当前和未来取值的影响，以及其影响的路径变化。
图3是基于VAR（3）模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数，将滞后阶数设为40期；纵轴代表消费对股指的响应程度，图中实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差的偏离带。
从图3可以看出，当在本期给股指一个单位正向标准差冲击后，居民消费在滞后的1～6个月里冲击效应为负，其响应值小于1%。大约从第6个月开始，居民消费响应开始转为正值，大约到15个月时，消费响应基本停止变动并稳定在约为1%的均衡水平。这说明通过股指的冲击，可以立即引起消费在一定时间内发生变化，并且没有任何时滞，但在第15个月后，冲击作用会逐渐消失，然后趋于平稳状态。
四、结论及解释
1. 通过实证检验得出，股指的上涨使得消费减少即中国股市盈余不能增加居民消费，实证结果与股市的实际余额效应理论分析相悖，表明中国股市的实际余额效应发生转向。原因在于：一是实际余额效应属于新古典模型的均衡机制，要求价格有弹性和完善的金融市场，而这两个前提条件在中国不能得到满足。二是股票价格上涨会带来实际余额的收入效应和替代效应。当股票价格上涨后，股票所有者通过出售股票获取现金收入，收入增加会导致消费增加；当股票价格持续上涨时，可能会吸引大量资金进入股市，去搏取更大的超额收益而不是增加消费。此时股市实际余额效应对消费产生的不是促进作用，而是替代效应，使消费反而减少。当替代效应大于收入效应时，股指上涨使得消费减少，于是实际余额效应发生了转向。
2. 在长期中国城市居民的消费、城镇居民可支配收入和上证综指A股流通市值加权指数之间存在着稳定的均衡关系（协整关系）。消费与城镇居民可支配收入成正向关系，而与股指的上涨成反向关系。
3. 不论从短期还是长期来看，股票价格指数的上涨都不是居民消费总额增长的格兰杰原因；无论是长期还是短期，居民可支配收入的增加是居民消费增加的格兰杰原因；通过脉冲响应函数分析得出，当在本期给股指一个单位正向标准差冲击后，在短期内可以立即引起居民消费发生变化，但在中长期冲击作用下会逐渐消失，然后趋于平稳状态。
注释：
①多恩布什、费希尔著：《宏观经济学（第6版）》，中国人民大学出版社１９９７年版，第265页。
②生命周期假说和持久收入假说都认为收入非常稳定的人通常具有较高θ，收入很不稳定的人通常具有较低的θ。我们假定在股市繁荣的时候，消费信心的增加使得收入非常稳定和不稳定的人都有很大的可能会增加当前的消费。因此，消费信心的增加导致当前的边际消费倾向增加为b（θ+Δθ），结果使得过Y1点的直线比过Y0点的直线陡峭；在股市萧条的时候，消费信心的减弱使得收入非常稳定和不稳定的人都有很大的可能性减少当前的消费，如图2所示，消费信心的减弱使得当前的边际消费倾向减少为b（θ-Δθ），结果导致过Y1点的直线比Y0点的直线平坦。
③所有的数据均来自于色诺芬数据库。
④所有的检验都是利用Eviews5.0进行的。
参考文献：
［1］杰格迪什·汉达.货币经济学［M］.北京：中国人民大学出版社，2005：380.
［2］Ludvigson， Sydney and Steindel， Charles.How important is the Stock Market Effect on Consumption? ［J］.Federal Reserve of New York Economic Policy Review， 1999（7）：29-52.
［3］Mehra，Yash P. The Wealth Effect in Empirical Life-Cycle Aggregate Consumption Equations ［J］.Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarterly， 2001，（2）：45-68.
［4］Dreger， C. & H.-E.Reimers.Consumption and disposable income in the EU countries： the role of wealth effects ［J］.Empirica， 2006，（33）：245-254.
［5］Dynan， K.E. & D.M. Maki.Does stock market wealth matter for consumption? ［J］.Federal Reserve Board Putnam Investment Stop 93， Washington D.C.20551， 2001.
［6］Starr-McCluer ，M. Stock market wealth and consumer spending ［J］.FEDS working paper ［R］，1998，（20）.
［7］李振明.中国股市财富效应的实证分析［J］.经济科学，2001，（3）：58-61.
［8］骆祖炎.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.
［9］李雪峰.中国股票市场财富效应微弱研究［J］.南开经济研究，2003，（3）：67-71.
［1０］夏新平，汪宜霞，于明桂.中国股票市场财富效应的实证研究［J］.科技进步与对策，2003，（5）：126-127.
［11］王亚鸽，张举钢，李从欣.中国财富效应的协整分析［J］.石家庄经济学院学报，2008，（4）：15-18.
［12］罗文波，张祖国.我国股票市场的财富效应实证分析——基于2006年1月-2007年12月的月度数据［J］.经济与管理研究，2008，（6）：29-34.
［1３］毛定祥.我国股票市场财富效应的实证分析［J］.上海大学学报，2004，（4）：218-220.
［14］杨新松.基于VAR模型的中国股市财富效应实证分析［J］.上海立信会计学报，2006，（3）：40-44.
责任编辑：王岩云
责任校对：焦世玲