（金融学专业论文）中国股市财富效应的实证分析.pdf

摘要 如何扩大我国居民的有效需求一直是各界普遍关注的焦点。根据持久收入概 念和生命周期理论，持续繁荣的股市，既增加公众财富，也增加市场信心，因而 能够促进消费增长，进而推动经济发展。当然，持续萧条的股市所形成的负财富 效应也会对经济增长产生负作用。本文在理沦阐述的基础上，采用2 0 0 5 年6 月 至2 0 0 8 年1 2 月的月度数据，对我国股市的财富效应进行了实证分析。结果显示 股价变化对消费支出的影响甚微甚至为负，因此我国股市不存在显著的财富效 应。其原因主要包括上市公司缺乏可持续发展能力、股票市场的深度和广度有限、 股市替代效应大于财富效应等。 关键词：股票市值，消费，财富效应，生命周期理论模型，协整分析 a b s t r a c t l th a sa l w a y sb e e nt h ef o c u so fa l lc o n c e r n st h a th o wt oe x p a n de f f e c t i v ed e m a n d o fc h i n a sr e s i d e n t s a c c o r d i n gt op e r m a n e n ti n c o m eh y p o t h e s i s l i f ec y c l et h e o r y ， t h ep r o s p e r i t yo ft h es t o c kc o u l di n c r e a s ep u b l i cw e a l t ha n dm a r k e tc o n f i d e n c e ，a n d p r o m o t et h eg r o w t hi nc o n s u m p t i o n t h e r e b yp r o m o t i n ge c o n o m i cd e v e l o p m e n t o n t h eo t h e rs i d e ，t h ec o n t i n u e dd e p r e s s i o no fs t o c km a r k e tc o u l da l s oc a u s es i d ee f f e c t s i nt h i sp a p e r , b a s e do nt h ee x p l a n a t i o no ft h e o r i e s ，a ne m p i r i c a la n a l y s i so nw e a l t h e f f e c ti nc h i n e s es t o c km a r k e tw o u l db ec o n d u c t e dw i t hm o n t h l yd a t af r o mj u n ，2 0 0 5 t od e c 2 0 0 8 t h er e s u l t ss h o wt h a ts t o c kp r i c ec h a n g eh a sl i t t l ee v e nn e g a t i v ei m p a c t o nc o n s u m p t i o n ；t h e r e f o r e t h e r ei sn os i g n i f i c a n tw e a l t he f f e c t t h er e a s o n sc o u l d i n c l u d et h a tl i s t e df i r m s l a c ko fs u s t a i n a b l ed e v e l o p m e n tc a p a c i t y ，t h em a r k e t ss c o p e i sl i m i t e d a n dt h es u b s t i t u t ee f f e c ti sg r e a t e rt h a nt h ew e a l t he f f e c ta n ds oo n k e y w o r d s ：m a r k e tv a l u e ，c o n s u m p t i o n ，w e a l t he f f e c t ，l i f ec y c l et h e o r y m o d e l ，c o - i n t e g r a t i o na n a l y s i s 学位论文原创性声明 本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下， 独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容 外，本论文不含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成 果。对本文所涉及的研究工作做出重要贡献的个人和集体，均已 在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律责任由本 人承担。 特此声明 学位论文作者签名：丑哆午渺歹年莎月孚e l 学位论文版权使用授权书 本人完全了解对外经济贸易大学关于收集、保存、使用学位 论文的规定，同意如下各项内容：按照学校要求提交学位论文的 印刷本和电子版本；学校有权保存学位论文的印刷本和电子版， 并采用影印、缩印、扫描、数字化或其它手段保存论文；学校有 权提供目录检索以及提供本学位论文全文或部分的阅览服务；学 校有权按照有关规定向国家有关部门或者机构送交论文；在以不 以赢利为目的的前提下，学校可以适当复制论文的部分或全部内 容用于学术活动。保密的学位论文在解密后遵守此规定。 学位论文作者签名： 要哆咔 导师警名：铉 炒歹年j 月争e t 沙钆只l 日 第1 章引言 1 1 选题背景和意义 1 1 1 选题背景 在世界经济史上，股市的发展与经济的发展有着千丝万缕的联系。一般来浇， 股市价格的波动领先于实体经济的波动，被认为足国经济的晴雨表。股市的变 化直接影响着投资者对未来收入的预期，从而影句消费者信心，因此经济学家对 股票市场与国民消费之l 白j 关系的关注度r 益提高。 对股票市场财富效应的研究起源于2 0 世纪的美国。9 0 年代以来，随着美国 股指的节节攀升，长达十年的牛市和巨大的消费需求拉动着美国经济高速增长。 然而2 0 0 0 年下半年，伴随着纳斯达克指数的暴跌，美国经济也走上了一段下坡 路。从这一现象上看，美国股市走势和经济发展似乎存在着很大的相关性，股市 的财富效应造成了美国经济大起大落的巨大反差。 对于中国股市财富效应的研究主要丌始于1 9 9 7 年。当时所面临的情况足内 需不足，经济发展缓慢，各种刺激消费政策效果均不显著，于是有人提出借鉴美 国股市的成功经验，用股市的财富效应来拉动内需，推动经济增长。然而也有不 同的声音指出，我国股市的建立时问还不长，各种机制还不健全，股市财富效应 的发挥必然会受到一定的制约。因此，学者们就我国股市是否存在显著的财富效 应展开了热烈的讨论。 1 1 2 现实意义 自2 0 0 7 年6 月以来，金融危机在全球蔓延和加剧，以出口为导向、贸易依 存度较高的我国经济不可避免的面临着外需下滑、总需求萎缩的问题，国民经济 增长速度也呈现出放缓的趋势。在严峻的形势下，政府出台了一系列宽松的货币 政策和财政政策，希望借此刺激消费和投资增长、扩张总需求，其中一项重要的 政策就是拯救低迷的股巾。但这一政策能甭达到预期效果，在很大程度上取决于 中国股市的财富效应是否具有显著性。因此，研究中国股票市场的财富效应具有 重大的现实意义。 1 1 3 理论意义 股市的财富效应首先在资本市场比较发达的国家引起了广泛的关注，许多经 济学家从理论和实汪出发，试图找出股市波动与消费支出之i 、丌j 的关系，并在这方 面积累了很多结论和成果。尽管这螳结论和成果 1 于采用的方法、设置的变嚣、 时f h j 的区| 1 j j 不同而存在管较大的差异，但都对我们令面认识股市财富效应提供了 丰富的资料，埘我们的进。步分析囱i 大的帮助。 在众多的研究中，大部分成果足以荚幽股市为对象的，这主要是由于荚凼资 本市场制度比较完善，统计数据也更容易取得。l u d i v i g s o n 和s t e i n d e l ( 1 9 9 9 ) 将 1 9 5 3 - 1 9 9 7 的4 3 年问分为3 个区问，发现资产财富每增加1 美元，消费增加3 4 美分，但这种关系在不同样本期相当不稳定，而且很难消除这种不稳定性。 z a n d i ，g a l e 和s a b e l h a u s ( 1 9 9 9 ) 以及p a r k e r ( 1 9 9 9 ) 等在此后又进行了大量 的研究，虽然他们并没有就股市财富效应的大小达成一致意见，但都肯定了股市 对消费的重要影响。c c h e t t i ( 2 0 0 0 ) 通过数据对比分析发现股市下跌会对消费产 生不利影u i 匈。g r e e n s p a n ( 2 0 0 1 a ) 认为股票收益在过去一年f n j 大幅下降，导致消 费丌支增长放缓。b e r t a u t ( 2 0 0 2 ) 分析了美国以外国家的股价波动对消费的影响， 结果表明2 0 世纪9 0 年代股价上涨对其他工业国家的消费水平同样有影响。英国、 加拿大的财富效应与美国差不多，反映了这些国家股票资产在居民金融投资中占 有较大比例。而日本的财富效应虽然在统计上是显著的，但由于日本居民财富在 平衡表上的变化不大，财富效应解释居民消费增长的证据不足。对欧洲大陆而言， 证券投资在居民金融资产中的地位不是很重要。另外很多学者对股市下跌带来的 负面作用也进行了大量研究。 但也有学者对股市与消费之间的萨相关关系表示怀疑，他们认为证券资产在 家庭财富中所占比例有限，不同家庭的股票投资结构不同，以及股市收入的不确 定性都制约着财富效应的发挥。例如尽管m c c l u e r ( 1 9 9 8 ) 的调研结果与生命周 期的适度财富效应一致，但大多数投资者声称没有明显感觉股价对他们消费的影 响。o t o o ( 1 9 9 9 ) 发现股价与消费者反映之问的关联不随股票持有量的变化而变 化。c a s e ，q u i g l e y 和s h i l l e r ( 2 0 0 1 ) 利用1 9 8 2 - 1 9 9 9 年的季度数据估计美国股市 与消费之间的关系，发现二者之间没有显著性的关系。 还有研究表明，股市上升带来的正财富效应与股市下跌导致的负财富效应具 有不对称性。根据b o o n e 、g i o m o 和r i c h a d s o n ( 2 0 0 0 ) 的分析，消费支出对股 票净市值的弹性大约在0 0 3 - 0 0 7 之问，这一效应的实现需要一至三年的时间， 每增加l 美元的股票财富，消费支出将增加4 美分，股票财富每缩水l 美元，消 费支出将下降7 美分，这主要是由于投资者收益效用函数和损失效用函数的不同 引起的。 与此同时，关于财富效应与经济增长之间的关系也引起了学者们激烈的辩 论。一部分认为股市与经济增长之间存在显著的正相关性( j o v a n o v i e c b ( 1 9 9 3 ) ： l e v i n e ，r o s s 和z c i v o s ( 1 9 9 8 ) ) 。g a l e 和s a b e h a u s ( 1 9 9 9 ) 以及p a r k e r ( 1 9 9 9 ) 也都肯 。中阳人民锹行j k 客界, t i 中心殳行课题组：股价变动对居民消费支影响的协枢分析，湖南张家界，武 汉命融，2 1 1 0 8 9 叫r l 1 人 c i l “0 k 家舛j t h 殳行眯越组f ：股价变动肘j 。t ； 屯消费上影i i 4 的协枢j 析，湖南j k 豸：抖， 汉舍触2 0 0 8 9 2 定了财富效应对经济增长的责献：g r e e n s p a n ( 2 0 0 l a ) 则从官方角度承认了股市 财富效应对经济的正面影响。 另种观点则认为股市状况与经济发展没有必然的联系。h a r r i s ( 1 9 9 7 ) 提 出，股市的兴旺导致人们储蓄动机f 降，股市的发展不利于储蓄率的提高，进而 影响经济增长。而且对于欠发达斟家来说，由于股市规模有限、市场化程度不够， 对经济增长是否具有刺激作用应该是值得验证的。 在我国，股票价格水平的变化对消费水平的影响也是政策当局和投资者十分 关注的问题，不少学者在这一方面进行了研究，涌现出许多相关研究成果。最早 的梁宇峰、冯玉明( 2 0 0 0 ) 采用“问卷调杏”形式对我国股票市场的财富效应进 行了研究，市场调研表明1 9 9 9 年“5 1 9 ”上涨行情带来的财富效应在一定程度 上刺激了消费需求，并增加了消费者信心、改善了投资者的预期。徐涛( 2 0 0 1 ) 采用1 9 9 8 年1 月至2 0 0 0 年1 2 月的数据得出中国股市指数与物价水平中度相关。 石建民( 2 0 0 1 ) 的经验模型显示股票交易量增加1 0 0 可以拉动收入增加4 2 ， 从而认为股市对实际经济具有一定的积极作用。李惠、陈茂申( 2 0 0 2 ) 肯定了股 市财富效应对经济的拉动作用，认为我围股市已具备了拉动内需的基本条件，即 证券投资已成为居民投资的重要渠道。 但是，也有一些学者认为中国国内股市的财富效应十分有限。孙伯银( 1 9 9 9 ) 在其文章中指出中国股市的财富效应只是一种幻觉。赵志君( 2 0 0 0 ) 研究发现我 国股票市值与g n p 比值和g n p 增长率严重负相关，认为股市晴雨表作用在中国 经济中根本不存在。高莉、樊卫东( 2 0 0 1 ) 采用对数线性回归模型检验出股市财 富效应小且不稳定。李学峰、徐辉( 2 0 0 3 ) 和林琳( 2 0 0 3 ) 分别用一元线性回归 模型和多元回归模型进行检验，提出我国股市财富效应不显著的观点。孙华妤、 马跃( 2 0 0 3 ) 运用滚动式向量自回归法进行实证研究，得出股市市值或股价都不 影响消费指数的结论。吕江林、朱怀镇( 2 0 0 4 ) 运用三变量的向量误筹修丁f 模犁 ( v e c m ) 进行检验，发现中困股市的财富效应比较微弱。 1 2 研究内容与方法 本文认为，就研究中困股市财富效应的角度而占，相关研究尚存住一些不足： 一是从时i 白j 区间上看，某些研究的时i 范【f 过于狭窄或是时间间隔过长，另一些 研究选取的数据较早，基本没有反映近年股市的发展变化；二是有的分析没有把 股票包括在资产之中，对股f f j 财富效应的分析带有一定的局限性。在这种情况下， 研究近年来巾国股市财富效心就= e 常有必要了。并且本文没有直接运用最小二乘 法对回归模型进行估计，而足先对数据进行了平稳性枪验后冉做协整分析，从而 侵估计系数更具有经济意义。 本文实i l ：分析舟；分汁划研究 国内股m 流通总b 值。j 社会消赞。l f ，零售总额之 i 日j 的关系，采用的数扼是2 0 0 5 年6 月至2 0 0 8 年1 2 月f 日j 的月数据，并分为2 0 0 5 年6 月至2 0 0 7 年1 0 月，2 0 0 7 年l1 月至2 0 0 8 年1 2 月和2 0 0 5 年6 月至2 0 0 8 年 1 2 月三个样本阶段，涵盖了中困股市最近的两个牛市和熊市。 本文拟分三部分米验证分析中围股市的财富效应。 第一部分，根据生命剧期理论，建立多元线性回归模型，用收入、储蓄和股 票资产来解释消费。第二部分，对数据进行处理。首先采用a d f 检验法对模型中 的各个变量进行单位根检验，以考察经济变量是否具有时i 、甘j 趋势，进而确定是否 有必要采用协整分析方法。如果经济变量是平稳的，可以直接用最小二乘法估计 参数。如果经济变量是非平稳的，就需要用协整方法进行检验分析，本文拟采用 其中之一的j o h a n s e n 最大似然估计法。确定变量间存在协整关系后，最后应用 g r a n g e r 因果检验法确定变量间的因果关系，得出中国股市的价格水平是否影响 消费的结论。第三部分，对回归结果或协整检验结果进行分析，使用该结果评价 预测政府政策的效果，并初步探讨出现该结果的原因。 4 第2 章财富效应的相关理论研究 2 1 财富效应的定义 1 9 9 2 年版新帕尔格雷大经济学学词典( o z ) 对财富效应的定义如下： 货币余额的变化，假如其他条件相同，就会在总消费丌支方面引起变动。这种思 想最早是由哈勃勒( h a b e r l e r ) 、庇古( p i g o u ) 和帕廷金( p a t i n k i n ) 所倡导的，被 称为庇占效应或实际余额效应。湔永添( 2 0 0 4 ) 认为财富效应是指资产价格的上 涨使资产持有者财富增加，并导致消费支出增长的现象。能够带来财富效应的既 可以足证券资产，也可以是实物资产。这里主要讨论证券资产带来的财富效应。 在一级市场上股市主要通过促进消费需求和投资需求促进经济增长；在_ 二级市 场，若行情看涨，会改变人们的收入预期，从而促进经济增长，财富效应主要就 二级市场而言。并且在整体经济中，财富效应往往会在乘数作用下自我加强。 需要说明的是，根据财富效应的内涵，它会有不同的表现形式，如财富增加效应、 财富减少效应、财富转移效应等。本文主要研究股票市场的财富增加效应和财富 减少效应。 2 2 模型的理论基础 2 2 1 莫迪利安尼的生命周期理论 莫迪利安尼( m o d i g h a n i ，1 9 5 4 ) 等人提出了生命周期理论。该理论假定消 费者是理性的，追求在其一生中保持相对稳定的消费水平，在青年时期借款，在 中年时期储蓄，在老年时期花掉储蓄，任何可以预期的财富变化都不会导致消费 出现明显变化，因为人们总是有目的的调整储蓄和财富以维持平滑的消费路径。 消费者在每一时点上的消费和储蓄都反映了该消费者谋求在其生命周期内达到 消费的总效用最大化，而其消费水平受制于其生命周期内的总收入，每个消费者 都按照自己一生的全部预期收入来安排消费支出。因此，出自持久性收入的边际 消费倾向较大，而暂时件收入的边际消费倾向则很小甚至接近为零。某一具体时 期的消费支出取决于对一生收入的预期，而不取决于当期收入。其函数表达形式 为 c ，= c o + a y t + b w t 1 + f ( 2 1 ) 其中c ，表示当期消费，c n 表示自主性消费支出，z 表示当期可支配收入， 彬一，表示自仃一期的财富，为随机项。a 为劳动收入的边际消费倾向，b 为财富 资产的边际消费倾向，一般来说b 远小于a 。根据消费函数( 2 1 ) ，持续繁荣的 股市，推动股价上涨，在边际消费倾向一定的情况下，消费支出增加，进而带动 经济增长。本文在实证分析中所构建的模型，就是以消费函数( 2 1 ) 为堆础演 c 身j 水添：找股鬈市场财富效j 以分析，税务，终济。2 1 1 1 1 4 ( 1 ) 5 变雁成的。生命周期理论将股祟财富作为非人力财富纳入消费函数，阐述了消费 和财富之间的关系，提出了发挥股市财富效应的指导思路。 1 9 8 2 2 0 0 0 年问，美困股市的年均回报率远远超过储蓄利率。股市的良好表 现，带动储蓄资金不断向股市流动，普通股在家庭财富中的比例不断扩大，因此 彬一中股票资产变化对消费c ，的影响加大。 2 3 股市与消费需求之间的传导机制 k a r e ne d y n a n 和m d e a n ( 2 0 0 1 ) 认为，财富效应的传导机制可以分为直接 渠道和间接渠道。所谓直接渠道是指股市财富增加可以很快的导致居民消费增 加；间接渠道是指股市财富增加并没有立刻伴随着消费增加，而是会经过一个较 长的时滞后对消费的效果么。会显现。他们认为通过直接渠道产生的财富效应对消 费增长的作用相比较间接渠道而言更快、更持久一些，而通过间接渠道产生的财 富效应是一个非决定性因素。e d i s o n 和s l o k ( 2 0 0 1 ) 认为股市与消费之间的传 导机制是通过以下途径实现的： 1 、实现的财富效应( r e a l i z e dw e a l t he f f e c t ) ，即通过影响居民可支配收入来 刺激消费。短期内，由于居民的边际消费倾向是个常数，可支配收入是影响消费 支出的决定性因素。股市上扬所带来的投资收益，尽管在统计中并不能纳入当期 可支配收入，但在事实上构成了居民收入的一部分。可支配收入增加，消费支出 自然也会随着增长。消费的增长，通过乘数效应，加倍作用于国民经济。 2 、未实现的财富效应( u n r e a l i z e dw e a l t he f f e c t ) ，即通过改变居民预期收入 和提高边际消费倾向来刺激消费。资本市场一向被视为实体经济的晴雨表，持续 繁荣健康的证券市场必然能够增强投资者信心，扩大消费支出，推动经济增长， 并形成宏观经济与证券市场相互促进的良性循环。居民的预期收入和边际消费倾 向也得以提高。 一般柬说，长期边际消费倾向为常数，而短期边际消费倾向则可能受到可支 配收入、利率等的影响，波动较大。事实上，长期边际消费倾向也是变化的。在 股市持续繁荣的情况下，投资者会因为良好的收入预期对长期边际消费倾向作出 调整。同时，部分投资者的获益会吸引更多公众投资于证券市场，进而产生更大 的财富效应。 3 、流动性约束效应( 1 i q u i d i t yc o n s t r a i n t se f f e c t ) ，即股价上涨导致消费者持有 的资产组合价值上升，同时也扩大了其总体信用水平，以资产作为抵押可以获得 更多的信贷支持，导致消费支出增加。 2 4 股市财富效应的非对称分析 6 在衡量股市对消费的作剧时，应该l 司时考虑正财富效应和负财富效应两方 面。当居民的财富增值时，居民消费的意愿和能力增加，这足财富的f 效应；而 当居民的财富缩水时，居民消费的意愿和能力就会桐应减少，这是财富的负效应。 区分正效应和负效应的意义，在于从理论上讲，股市财富效应的负效应应该 要大于正效应。产生的原因在于确定的损失对消费者的影响大于不确定的收入预 期对消费者的影响，负效应的边际消费倾向减少部分要大于正效应的边际消费倾 向增加部分。因此股市下跌导致的消费收缩，可能会大于股市上涨引起的消费扩 张。这种非对称性被称为股市财富效应的“棘轮效应”。在信用体系发达的国家， 如果消费信贷比例较大，这一趋势将会更加严重。 股票市场财富效应的非对称性很有可能导致股票市场缺乏吸引力，阻碍了股 市发挥财富效应的功效。现在的大部分研究都局限于股市的正财富效应，很少人 关注股市低迷导致消费下降的负效应。因此要全面分析股市的财富效应，就必须 认识到财富效应的非对称性。尤其是当前全球经济不景气，股市低迷的情况下， 负的财富效应对宏观经济的整体发展带来的负面影响，远远超过股市上升时为经 济增长所带来的积极作用，更值得引起我们的注意。 2 5 股票市场的替代效应 弗罩德曼。”曾经分析了股票价格波动对货币需求函数影响的替代效应，股市 价格波动对消费也会产生替代效应。股市上涨，对消费会产生两方面的影响：一 是通过增加财富，对消费产生正面影响，即财富效应；二是由于股市持续攀升产 生巨大收益，使得资金由货币市场流向资本市场，储蓄下降以及原本用于当期消 费的资金转化为股票投资，这就是股市的替代效应。如果替代效应与财富效应效 果相当，它们的对于消费的作用相互抵消，消费支出没有明显变化；如果替代效 应大于财富效应，消费支出应该减少；如果财富效应大于替代效应，消费支出增 加。 2 6 小结 从消费函数角度进行分析，可以得出股票市场存在财富效应的结论，为本文 后面进行实证研究奠定了理论基础。由股票市场财富效应作用于经济增长的原理 来看，通过刺激股市应该能够达到促进消费支出，并进一步推动经济增长的目的。 同时，由于股市替代效应的存在，使得当期消费对投资者的吸引力一落千丈，在 一定程度上阻碍了股市财富效应的发挥。因此政府要想使其救市政策真话达剑预 想效果，就要尽力消除或抑制替代效应，积极发挥股市的消费功能。 m i l t o nf r i e d m a n ：a t h e o r yo ft h ec o n s u m p t i o nf u n c t i o n ，p r i n c e t o nu n i v e r s i t yp r e s s ，1 9 5 4 7 第3 章实证分析 3 1 研究假设和模型建立 检验我困股市是否存在显著的财富效应，是本文的研究目的。根据莫迪利亚 尼的生命周期理论，决定一个人消费的主要因素是其毕生的资产财富而不仅仅是 居民当前收入。本文的研究是建立在扩展的生命周期模型基础上的。在变量的选 择上无沦如何都不可避免的带有主观性和随机性的可能，唯一可行的办法就是尽 量参考以往文献的结果，并结合自己的判断。鉴于以往的数据存在没有区分股票 市场中虚拟财富与经济生活中实际财富之间的差别，而事实上由于虚拟财富和实 际财富具有不同的风险，给投资者带来的效用是不同的，投资者对两种财富的消 费偏好必然有所差别，因此本文的实证研究将财富划分为居民储蓄和所持股票的 流通市值。选取一段时期的社会消费品零售总额、人均可支配收入、城乡居民储 蓄余额和股票流通总市值进行拟合回归，根据回归结果判断中国股市是否存在财 富效应以及财富效应的显著性。 考虑引入资产财富的莫迪利亚尼消费函数模型，表达式如下： c = c o + 口y + h s f l + d k l + 6 f ，0 口，b ，d 1 ( 3 1 ) 1 、上式中，c ，为当期消费，c 。表示自主性消费支出，表示当期可支配收 入，s h 表示前一期的储蓄余额，k 一，为前一期的股票价值，6 ，为随机项，a 、b 、 d 分别是收入、储蓄余额和股票价值的边际消费倾向。本文认为，由于股票市场 相比较劳务市场具有较大的不确定性，所以理性消费者在决定当期消费时，往往 是以上一期而不是本期的股票收益为基础。 2 、当期消费c 用全国社会消费品零售总额表示，数据来源于国家统计局网 站；当期可支配收入用每月人均可支配收入表示，数据来源于中国宏观经济信 息数据库( 中宏网) ；上期储蓄余额s 用城乡居民储蓄余额表示，数据来源于 国务院发展研究中心信息网信息数据库( 国研网) ；上期股票价值k 一，用股票流通 总市值表示，数据来源于中国证券登记结算有限责任公司网站。 3 、本文计划采用的数据是2 0 0 5 年6 月至2 0 0 8 年1 2 月i 日j 的月数据，并分为 2 0 0 5 年6 月一2 0 0 7 年1 0 月，2 0 0 7 年1 1 月一2 0 0 8 年1 2 月以及2 0 0 5 年6 月一2 0 0 8 年1 2 月j i 个样本阶段。之所以取这三个样本区i 、h j ，是考虑到2 0 0 5 年6 月- 2 0 0 7 年1 0 月是哉固最近的一个牛市，2 0 0 7 年1 1 月一2 0 0 8 年1 2 月是我幽最近的熊市。 通过这样的分阶段研究，可以更清楚的看出我幽股r 仃的财富效应足否具有非对称 性，以决定救l f j 政策的力度。 山于数士i 一：的f j 然对数变换不改变原有的队整天系，并儿可以消除时f h j 序列中 的异力羞蚍象，洲此对各变罱取计数，建、_ ? 的最终模型如f ： l nc ，= c o + ai ny + 声li n s 。l + 声2i n k l + 6 ，0 口，卢l ，声2 1( 3 2 ) 3 2 分析过程与结果 3 2 1 数据平稳性检验 在现实生活中，几乎所有表示绝对量指标的宏观经济变量都是非平稳的、具 有时间趋势。1 日此，在进行具体的经验方程估计之前，通常都需要进行单位根检 验，以考察经济变量是否具有时间趋势，进而确定是否有必要采用协整分析方法。 单位根枪验的常用方法有d f 检验、a d f 检验、p p 检验等，本文采用a d f 方法对 三组时白j 数据进行单位根检验，检验结果如下： 表3 1牛市数据单位根检验结果 临界值 变量 a d f 结论 1 5 1 0 1 1 1c f 一3 7 2 9 1 3 9 4 4 1 6 3 4 53 6 2 2 0 3 33 2 4 8 5 9 2 接受非平稳假设 di nc f 一5 2 7 0 2 6 7 4 3 5 6 0 6 8- 3 5 9 5 0 2 63 2 3 3 4 5 6 拒绝非平稳假设 i n y , - 3 3 9 3 4 5 7 - 4 3 2 3 9 7 9- 3 5 8 0 6 2 3- 3 2 2 5 3 3 4 接受非平稳假设 di ny 一5 2 1 0 3 1 4 4 3 5 6 0 6 8- 3 5 9 5 0 2 6- 3 2 3 3 4 5 6 拒绝非平稳假设 i n s f 1 1 0 0 4 2 4 5- 4 3 2 3 9 7 93 5 8 0 6 2 33 2 2 5 3 3 4 接受非平稳假设 d i n s 一1 - 4 ：3 6 2 0 9 0- 4 3 3 9 3 3 0 - 3 5 8 7 5 2 73 2 2 9 2 3 0 拒绝非平稳假设 i n v , 一1 - 3 0 3 3 1 1 8 - 4 3 3 9 3 3 0 - 3 5 8 7 5 2 73 2 2 9 2 3 0 接受非平稳假漫 d i n v 一l - 4 9 0 2 4 1 54 3 5 6 0 6 8 - 3 5 9 5 0 2 63 2 3 3 4 5 6拒绝非平稳假设 9 表3 2 熊市数据单位根检验结果 临界值 变量 a d f 结论 1 5 l0 1 ne 一2 3 3 6 6 8 04 9 9 2 2 7 9- 3 8 7 5 3 0 23 3 8 8 3 3 0 接受非平稳假设 di nc f - 6 2 3 5 1 1 25 2 5 3 8 4 0- 4 0 0 8 1 5 7- 3 4 6 0 7 9 1 拒绝非平稳假没 i nk - 4 8 9 8 7 7 54 9 9 2 2 7 9- 3 8 7 5 3 0 2 3 3 8 8 ：3 3 0 接受非平稳假设 di ny- 5 9 3 2 8 0 0 5 2 9 5 3 8 4- 4 0 0 8 1 5 7- 3 4 6 0 7 9 1拒绝非平稳假设 i n s f 一1 1 。8 6 5 8 3 4- 4 8 8 6 4 2 6 - 3 8 2 8 9 7 5- 3 3 6 2 9 8 4接受非平稳假设 d i n s 一， - 5 7 7 3 9 4 74 9 9 2 2 7 8- 3 8 7 5 3 0 2- 3 3 8 8 3 3 0拒绝非平稳假设 i n k 一。 - 3 5 9 5 0 9 9- 4 8 8 6 4 2 63 8 2 8 9 7 5 - 3 3 6 2 9 8 4 接受非平稳假设 d i n v , 一l - 6 7 8 3 3 8 65 1 2 4 8 7 5 3 9 3 3 3 6 4- 3 4 2 0 0 3 0 t 拒绝非平稳假设 表3 3 总体数据单位根检验结果 临界值 变量 a d f 结论 1 5 1 0 l nc f 一2 8 4 1 1 2 34 1 9 2 3 3 7- 3 5 2 0 7 8 73 1 9 1 2 7 7接受非平稳假设 di nc f1 2 4 1 2 3 5- 4 2 7 3 2 7 7 3 5 5 7 7 5 93 2 1 2 3 6 1 拒绝非平稳假设 i ny 1 0 5 2 4 6 24 2 6 2 7 3 5- 3 5 5 2 9 7 33 2 0 9 6 4 2接受非平稳假设 di ny - 7 4 5 0 6 9 74 2 7 3 2 7 73 5 5 7 7 5 93 2 1 2 3 6 1拒绝非甲稳假设 i n s 一1 一1 4 3 0 0 4 44 1 9 2 3 3 7- 3 5 2 0 7 8 73 1 9 1 2 7 7 接受非平稳假设 d i n s l - 5 0 5 7 2 8 64 1 9 8 5 0 3 - 3 5 2 3 6 2 3 3 1 9 2 9 0 2 拒绝非平稳假设 i n 一l 1 4 3 7 5 6 9 4 1 9 8 5 0 3- 3 5 2 3 6 2 33 1 9 2 9 0 2接受非平稳假设 d i n 杉一1 5 6 9 1 8 5 84 1 9 8 5 0 33 5 2 3 6 2 33 ，1 9 2 9 0 2拒绝非平稳假设 上嘶三个表格的l n c ，、i nr 、i ns 、i nk 一。行漫示，社会消费品零售总额、 人均可支配收入、屉；民储莆余额和股票流通总巾f i l ：都足仆i f 7 稳的 i , f n j j 列，具有 1 0 时州趋势；dl n c ，、di n 、di n s h 、dl n v , 一，行显示它们的一阶差分却是平稳的， 于足可以认为这四个变量均是一阶单整的i ( 1 ) 。对这样的经济变量不能采用普 通同归分析方法检验它们之1 2 j 的相关性，而应该采用协整方法进行分析。 3 2 2 协整分析 所渭协整，是指如果两个或两个以上的不平稳时间序列经过某种线性组合可 得到一个平稳的时间序列，则这两个或两个以上的不平稳时问序列之间存在着协 整关系，即存在着长期均衡的关系。换言之，对于时问序列在通过单位根检验 得出时间序列是平稳过程后，只有进行协整关系检验，才能判断出它们之间有协 整关系，这时线性回归才具有现实意义。 在对多变量时间序列模型进行协整分析时，j o h a n s e n 方法优于e n g l e g r a n g e r 的两步法，因为随着时问序列数目的增加，可能的协整关系的数目也在增加，而 j o h a n s e n 方法是对整个系统进行最大似然估计，这种方法可以找到所有的协整向 量。因此本文采用j o h a n s e n 协整检验方法来检验四个变量之问的协整关系。一 般来说，在小样本的情况下，j o h a n s e n 防整检验阶数的可靠性并不理想，往往存 在夸大协整阶数的趋势。克服此缺点的方法为将j o h a n s e n 协整检验中的迹统计 量( l r ) 乘以( t - n k ) t 进行调整，其中t 、n 、k 分别为样本容量、变量个数 和滞后阶数。使用计量经济软件e v i e w s5 0 ，所得到的结果如下所示，括号内 为调整后的迹统计量( l r ) 。 表3 4 牛市协整检验结果 零假设特征值迹统计量( l r )显著性为5 的临界值 o0 7 6 6 9 5 27 9 6 0 9 1 5 ( 6 8 6 2 8 5 8 )4 7 8 5 6 1 3 至多1 个 0 6 3 9 7 7 23 2 2 8 3 4 0 ( 2 7 8 3 0 5 2 )2 9 7 9 7 0 7 至多2 个 0 3 6 4 1 0 81 2 7 1 5 9 2 ( 1 0 9 6 2 0 0 )1 5 4 9 4 7 l 至多3 个 0 0 1 8 0 6 8 0 4 9 2 2 9 7 ( 0 。4 2 4 3 9 4 )3 8 4 1 4 6 6 根据表中的经调整的l r 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 l n c ，2 1 2 8 6 3 9 0 l n r + 2 7 8 8 9 0 7 i n s f - l 一0 2 4 3 1 5 2i n k l ( 0 1 3 6 7 2 )( 0 4 8 9 7 3 )( 0 0 4 9 0 3 ) 括号内的数字为t 检验值。从模型的叫归分析结果可以看出，当股i 订处于繁 荣时期，社会消费品零售总额关j ：人均j | 支配收入、城乡居民储蓄余额以及股票 潘虫t 字：ij t l h l 序步u 分析，对外经济贸易人学版十i ，2 0 0 6 j l 流通总市值的系数分别是1 2 8 6 3 9 0 、2 7 8 8 9 0 7 和- 0 2 4 3 1 5 2 。也就是浼，股票价 值每变动一个百分点，消费变动一0 2 4 3 1 5 2 个百分点，两者呈负相关关系。 表3 5 熊市协整检验结果 零假设特征值迹统计鼍( l r ) 显著性为1 5 的临界值 o0 9 9 6 0 0 61 1 0 5 2 9 4 ( 7 8 9 4 9 5 7 )4 0 1 7 4 9 3 至多1 个 0 9 5 6 2 6 03 3 2 5 4 6 9 ( 2 3 7 5 3 3 5 )2 4 2 7 5 9 6 至多2 个0 4 2 2 3 9 46 7 0 0 8 1 8 ( 4 6 7 6 2 9 9 )1 2 3 2 0 9 0 至多3 个 0 0 0 9 4 9 4o 1 1 4 4 6 7 ( 0 8 1 7 6 2 1 )3 8 4 1 4 6 6 根据表中的经调整的l r 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 l n c ，= 1 1 0 4 5 9 7 l n r + o 2 1 3 9 6 3 i n s f 1 0 1 1 2 6 9 3 l n 形一1 ( 0 0 2 0 5 9 )( 0 0 0 9 0 6 )( 0 0 0 8 4 1 ) 括号内的数字为t 检验值。从模型的回归分析结果可以看出，当股市处于低 迷时期，社会消费品零售总额关于人均可支配收入、城乡居民储蓄余额以及股票 流通总市值的系数分别是1 1 0 4 5 9 7 、0 2 1 3 9 6 3l l j - 0 11 2 6 9 3 。也就是说，股票价 值每变动一个百分点，消费反向变动0 11 2 6 9 3 个百分点，两者也呈负相关关系。 表3 6 总体样本协整检验结果 零假设特征值迹统计量( l r )显著性为5 的临界值 oo 7 1 3 5 5 78 0 3 2 9 7 6 ( 7 3 8 7 6 1 9 )4 7 8 5 6 1 3 至多1 个 0 3 9 7 3 6 82 9 0 7 0 9 7 ( 2 6 3 1 2 2 8 )2 9 7 9 7 0 7 至多2 个 0 1 7 4 1 3 2 8 3 0 6 5 6 4 ( 7 5 3 3 8 6 0 )1 5 4 9 4 7 l 至多3 个 o 0 1 4 1 6 70 4 6 2 4 5 5 ( 0 4 1 9 4 3 6 )3 8 4 1 4 6 6 根据表中的经调整的l r 统汁值，存祜著性水平为5 下，变量之间只具有 个协整关系，其表达式为 l nc ，2 2 0 0 1l2 3i nr + o 0 2 7 2 0 1i ns 一0 11 8 5 9 6i nk l ( 0 1 7 8 0 8 )( 0 2 11 0 5 ) ( 0 0 2 9 8 5 ) 括i ；内的数字为t 检验值。从模叩珀钟- lp - 分析结梁町以看 【j ，社会消费。w ，零 售总额关十人均可支配收入、城乡居民储蓄余额以及股票流通总市值的系数分别 是2 0 0 11 2 3 、0 0 2 7 2 0 1 和一0 11 8 5 9 6 。也就是说，在我幽殴市，就总体而言，股 票价值每变动一个百分点，消费变动一0 11 8 5 9 6 个百分点，两者同样呈负相关关 系。 3 2 3g r a n g e r 因果检验 三个样本时期的协整检验结果证明，中国居民消费水平变动与收入水平、储 蓄余额、股票价值之间存在着长期稳定的均衡关系。但这种均衡关系是否构成因 果关系，还需要进一步的验证。本文采用非平稳序列下的g r a n g e r 因果检验发进 行分析检验，其结果见表3 7 、表3 8 和表3 9 。 l 、牛市检验结果和结论 l a g s ：2 表3 7 牛市g r a n g e r 因果关系检验结果 从上表中可得出这样的结论，在9 5 的显著水平下，股票流通总市值是社会 消费零售总额的g r a n g e r 成因，而消费支出是人均可支配收入和城乡居民储蓄余 额的g r a n g e r 成因，它们之间都足单向因果关系。 由于前面的协整分析已表明股票价值每变动一个百分点，消费变动 一0 2 4 3 1 5 2 个百分点，两者呈负相关关系，因此中国股市在繁盛时期，对消费并 没有显著的正财富效应，而是以替代效应为主。 2 、熊市检验结果和结沦 礼1 的水| ，l i j ! 活 以1 f i 勺水i ii 址嚣 订：5 的水ri ：址善 l a g s ：2 表3 8 熊市g r a n g e r 因果关系检验结果 由上表可得，在9 5 的显著水平下，城乡居民储蓄余额是社会消费零售总额 的g r a n g e r 成因，并且这个因果关系是单向的。而人均可支配收入和股票流通总 市值与消费之i 日j 都没有显著的因果关系。因此当中国股市处于低迷期时，股票资 产价值对消费支出的影响并不显著。 3 、总体样本检验结果和结论 l a g s ：2 表3 9 总体样本g r a n g e r 因果关系检验结果 注：幸幸和奉分别表，j ：住1 和5 的水、 ， ：显箸 从总体上看，在9 5 的显著水平下，股票流通总市值是社会消费零售总额的 的水r 的水p 的水l ， 的水r 的水i ， 的水1 7 v 并 牡并 ! u 酱 ! u 酱 ! u 5 嚣 u 并 1 4 g r a n g e r 成因，它们之f b j 是单向因果关系。而伍9 9 的显著水平下，消费支出与人 均可支配收入和城乡居民储蓄余额之间互为因果，它们之间都是双向的因果关 系。 前面的协整分析已表明股票价值每变动一个百分点，消费变动逆向变动 0 1 1 8 5 9 6 个百分点，两者呈负相关。因此从总体上看，中国股市