（金融学专业论文）我国股票市场财富效应实证分析.pdf

i 摘要 摘要 近两年，中国股市受到了越来越多人的关注。2006 年，我国基本完成了股 权分置改革，彻底解决了长期困扰中国股市发展的最根本性的制度问题；2006 年全年上证指数上涨 130%，从而使低迷了长达 5 年之久的中国股市彻底恢复了 人气和信心。2007 年，沪深两市延续上涨态势，双双刷新新高。股民的数量激 增，居民纷纷入市。股市对居民的生活以及整个经济的影响加大。在现代社会居 民财富的构成中，股票已经成为一个重要项目，股票在影响人们的金融资产量的 同时，是否也会影响消费。即股票市场是否具有财富效应，这一问题已经在国内 外引起了广泛的争议。 本文采用 2001 年第 2 季度2007 年第 4 季度即一个完整的股市波动周期的 上证综合指数的季度平均数据、 社会消费品零售总额以及城镇居民人均可支配收 入季度数据为研究对象， 运用协整检验、 granger因果检验和误差修正模型 （ecm） 来分析上证综合指数与社会消费品零售总额的相关性， 以及其所反映的股市和消 费之间的关系。实证结果表明股票价格和消费之间不存在正向的长期均衡关系， 即我国股票市场不具备财富效应而只具备替代效应。 文章分析了制约我国股市发 挥财富效应的因素，并提出了政策建议。 关键词：股票市场，财富效应，协整检验，granger 因果检验误差修正模型 ii abstracts during the last two years, chinese stock market is more and more concerned by people. in 2006, we basically finished the sub-owned shares reform. so the most fundamental system problem which blocked the development of chinese stock market for a long time has been solved. in 2006, shanghai stock index rise by 130% the whole year. since then, the chinese stock market recovered its confidence. in 2007, both shanghai stock index and shenzhen stock index were rising and created the new highest records. the number of stock investors has been increasing greatly. the influences of the stock market on the whole economy and peoples life have increased. in the composite of peoples wealth nowadays, stock has been a very important element. stock affects the value of financial assets. but whether it could affect consumption meaning whether wealth effect exists, this topic has arisen wide controversies. in this paper, based on the quarter data of 2001 to 2007, a theoretical and empirical analysis is made on the wealth effect of chinese stock market. this paper uses the co integration approach, the granger causality test and the ecm model to analyze the connection between stock market prices and consumption which is the wealth effect. it is pointed out that there is no wealth effect, but only substitutive effect exists in chinese stock market. then the paper analyses the factors which block the wealth effect in chinese stock market, and then makes some suggestions for that. key words: stock market, wealth effect, co integration test, granger causality test, ecm model 学位论文原创性声明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。 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。 特此声明特此声明 学位论文作者签名：学位论文作者签名： 年年 月月 日日 学位论文版权使用授权书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。 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：学位论文作者签名： 年年 月月 日日 导师签名：导师签名： 年年 月月 日日 1 我国股票市场财富效应实证分析 我国股票市场财富效应实证分析 第一章 引言 第一章 引言 11 选题背景 随着股票市场的发展和完善，股民数量的增加，股票市场对整个经济的影响 日益增强。在现代社会居民财富的构成中， 股票已经成为一个重要项目，股票 在影响人们的金融资产量的同时， 是否也会影响消费。即股票市场是否具有财 富效应? 这一问题已经在国内外引起了广泛的争议。 近两年，中国股市受到了越来越多人的关注。2006 年，我国基本完成了股 权分置改革，彻底解决了长期困扰中国股市发展的最根本性的制度问题；2006 年全年上证指数上涨 130%，从而使低迷了长达 5 年之久的中国股市彻底恢复了 人气和信心。2007 年，沪深两市延续上涨态势，双双刷新新高。以 2007 年 12 月 28 日收盘点位计算，上证综指全年上涨了 96.66%，深证成指全年上涨 166.29%1。股民的数量激增，居民纷纷入市。 “炒股”成了百姓间的热门话题， 股市对居民的生活以及整个经济的影响加大。 在这样的背景下， 笔者重新对我国股票市场与居民消费之间的相关性进行实 证研究。 12 研究意义 研究我国股票市场是否存在财富效应具有很强的现实意义。 消费不足是中国经济可持续发展的一个重要制约性因素。 我国不管是最终消 费率还是居民消费率，都明显低于国际上相同阶段国家的消费率水平。中国的高 储蓄率居世界第一位，己达 14 万亿元以上。高储蓄额是消费不足的表现。刺激 消费增长，扩大内需是中国政府最近提出的经济又好又快发展的根本所在，也是 实现经济增长方式转变的关键。一般而言，存在两大因素直接影响消费，即收入 效应和上文描述的财富效应。 收入效应对消费的影响更多地体现在就业率和收入 分配的不平等。随着我国社会主义市场经济的逐步建立和完善，我国城镇居民人 均资产存明显增大，资产选择空间扩大，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对国内经济的作用力加大2。因此，研究财富效 应对刺激消费的积极作用非常必要。如果证实中国股票市场存在财富效应，那么 股票市场可以作为央行货币政策作用的平台。 央行可以通过实施货币政策影响股 票市场，进而影响居民的消费。因此，研究我国股票市场是否存在财富效应具有 1 2 刘旦 唐国培 中国股票市场财富效应的实证分析河南金融管理干部学院学报 2007 年第 6 期。 2 很强的现实意义。 13 研究内容 本文的研究目的是验证我国股票市场是否存在财富效应， 即研究股票市场价 格变化是否会影响居民的消费。文章第二部分对财富效应进行理论分析，首先解 释了财富效应的的定义及其理论来源；随后分析了财富效应的三个主要传导机 制，包括通过改变居民的可支配收入进而影响消费，通过影响居民的收入预期和 提高边际消费倾向来扩大消费居民收入以及通过改变上市公司的经营状况来影 响消费；文章第三部分是实证分析，利用所收集的数据利应用 eviews 计量分析 软件进行实证分析得出实证结果；文章最后一部分是结论及政策建议，解释了实 证分析的结果得出结论，并分析原因提出政策建议。 14 研究方法 本文采用定量分析的方法针对我国股票市场是否存在财富效应进行实证分 析。 建立模型并收集相关数据， 应用 eviews 计量分析软件进行协整分析、 granger 因果检验并建立误差修正模型（ecm） 。 15 文献综述 151 国外研究文献回顾 ando 和 modigliani(1963) 利用二次世界大战之后的美国数据用 ols 方法 拟合消费方程， 得出财富 mpc (边际消费倾向) 为 0. 06 ， 证实了财富效应的存 在。罗默( romer， 1990)、赞迪( zandi，1999)认为发展中的证券市场支持了消 费者信心， 并且基于市场的渗透性与示范性， 财富效应对不拥有股票的家庭也 可能产生影响。laurence boone 、claude giorno 和 pete richardson ( 1998) 用误 差修正模型研究七国集团 19741998 年季度指标得出，美国股票市场对消费有 显著影响，mpc 为 4 %7 % ，其余国家特别是欧洲大陆国家由于股票市场规 模小、自由化晚，其影响相对较小。ludvigson 和 steindel( 1999) 论证了股市的 消费传导机制，肯定股市与消费量之间存在较强的正向关系。波特巴( poterba， 2000) 认为即使股市财富具有较低的 mpc， 财富效应也十分明显。 他们的研究， 多从家庭财富结构入手， 借助容易衡量的房产价格波动对消费的影响， 将股市 波动与消费信心、商品销售额及储蓄率的波动联系起来进行计量分析， 验证它 们之间的相关性。 持续下跌的股市对消费产生负面影响， 形成负财富效应。许多经济学家认 为， “ 大萧条”前发生的 1929 年股市大崩溃， 通过造成消费的下跌而促发 3 了那场萧条。 西方学者来利用财富效应对美国 1950 年代出现了消费相对于收入的急剧膨 胀进行了解释，并认为 1973 年的消费下降与股票行情的下跌和其他资产价值的 下降有关。 也有一些国外学者研究认为财富效应不存在，或者影响很小。基于股价波动 的不确定性导致投资者股票财富的不确定性， 加之消费相对于股价波动存在 “ 时滞” ， 从而难以准确衡量股市对消费的影响，一些学者对财富效应持怀疑 态度。如 1987 年股市崩溃， 美国消费并未急剧下降， 斯蒂格利茨( 1997) 据 此认为人们对财富的变化反映很慢。不过他也承认， 股市长期持续的下降还是 可能给消费以极大的打击。 niemira( 1997) 对美国股市的财富效应持否定态度， 他们调查了美国股市 情况， 测度了财富效应的大小， 最后认为股市对消费的作用不存在。 152 国内研究文献回顾 国内学者对于我国股市是否存在财富效应存在很大的争议。 李振明( 2001) 运用 1980 年至 1994 年的年度数据进行回归分析， 得出我国 财富的边际消费倾向为 0.02567，虽然边际消费倾向较小，但却验证了中国股市 存在财富效应。李学峰( 2003) 等的实证研究表明， 自 1996 年以来， 我国股市 存在较为明显的财富效应， 或者说至少存在一定的财富效应。骆祚炎（2004） 19922002 年的经济数据为样本，对样本数据进行回归分析。研究表明中国股 市存在微弱的财富效应。 杨新松 （2004） 运用基于 var 模型的协整检验、 granger 因果关系检验、ecm 方法研究有关财富效应的一些问题，认为我国股票市场总 体上存在财富效应，但在某些时段表现为股市投资对消费的替代效应。 也有很多学者的研究结果表明我国股票市场不存在财富效应。 毛定祥（2004）采用 1992 年 1 季度2002 年 1 季度的季度数据，应用格兰 杰因果关系检验和协整分析方法，对我国股票市场的财富效应作了实证分析，指 出我国股票市场不具有财富效应而仅具有替代效应。刘鸽（2007）采用 1999 年 1 月至 2005 年 12 月的 84 个月度数据进行实证分析，采用协整检验和误差修正 模型得出实证结果，认为中国股票市场不存在财富效应。我国股票市场对宏观经 济的作用非常有限，现在不能企图通过刺激股市来推动经济增长。 我国学者对我国股票市场是否存在财富效应争议较多，本文认为，就研究中 国股市财富效应的角度而言，有关研究尚存在一些不足：一是从时间段上看，一 些研究在时间范围上过于狭窄， 而另一些研究基本没有反映近年来股市的发展变 化；二是在拟合消费函数时，不同消费者行为假定进而选取不同解释变量会导致 不同结果，也可能由于选取样本时间范围差别出现不一致结果；三是大多数研究 4 方法没有考虑到时间序列的非平稳性，容易造成“伪回归”以及逆向因果关系。 针对上述问题，在股票市场发展的新形势下，文章主要利用基于 var 模型研究 消费与财富之间的因果及长短期关系。 第二章 财富效应的理论分析第二章 财富效应的理论分析 21 财富效应的定义及其理论来源 211 财富效应定义 根据新帕尔格雷夫经济学词典(1992) 的定义， 财富效应是指：货币余 额的变化， 假如其他条件相同， 将会在总消费开支方面引起的变化3。是指由 于货币政策实施引起的货币存量的增加或减少对社会公众手持财富的影响效果。 在西方经济学中，财富是指经济主体所持有的未来收入的现在价值。在莫迪格里 尼（modigliani，1971）的生命周期理论中，消费者的消费支出决定于其一生的 资源，包括人力资本、真实资本和金融财富，其中金融财富的主要内容是普通股 票4。在金融市场非常发达的国家，居民的个人财富很大一部分表现为股票形式。 根据消费的生命周期持久收入假说， 居民财富的增加对其消费有促进作 用， 也就说存在所谓的“财富效应” 。人们资产越多，消费意欲越强。 212 财富效应理论来源 股市财富效应的理论渊源来自与剑桥学派的庇古效应和帕廷金的实际余额 效应。而实际余额效应又源于庇古效应， 庇古效应是实际余额效应最早的理论 表述5。 庇古效应是由英国古典经济学家阿瑟庇古在 1930 年代提出。它是宏观 经济学中利率传导机制的一种， 描述了消费、 金融资产和物价水平之间相互关系。 具体是指物价水平下降造成金融资产实际价值的增加， 从而产生的消费刺激效应 6。 实际余额效应是在 1965 年由美籍犹太人经济学家帕廷金提出的。认为如果 人们手中所持有的货币及公债等资产的实际价值增加而导致财富增加， 人们更加 富裕，就会增加消费支出，因而将进一步增加消费品的生产和增加就业7。 213 现代意义上的财富效应 由于现代社会财富构成多样化， 个人财富价值变动不仅仅取决于货币实际 余额变动， 其他资产价值的变动同样可以引起财富水平的变动， 从而导致消费 需求的变动。随着股票市场、房地产市场的不断发展完善，居民金融资产中的股 3 李伟舵 我国股票市场财富效应实证研究湖湘论坛 2007 年第 2 期。 4 夏新平 汪宜霞 余明桂中国股票市场财富效应的实证研究科技进步与对策 2003 年 5 月号。 5 刘鸽 我国股票市场财富效应实证研究金融经济 2007 年第 3 期。 6 7 5 票和非金融资产中的房地产所占的比重越来越大， 所以人们现在最为关注股票 和房屋这两项重要资产的价格变化对居民消费的影响。 前者就是本文的研究对象 股票市场的财富效应。 22 财富效应的传导机制 股票市场财富效应的发挥， 即股票市场对消费以及整个经济的影响由一系列 传导机制来实现。主要有以下三种传导方式： 221 通过改变居民的可支配收入进而影响消费 居民的消费水平主要由可支配收入和边际消费倾向决定。在一定时期内，边 际消费倾斜具有一定的稳定性，因此居民消费主要由可支配收入决定。根据莫迪 格里安尼等人的生命周期理论，居民的可支配收入主要由两部分构成：劳动收入 和财富。在现代社会，股票收入是居民财富的一个重要的组成部分。股票价格上 涨或下跌会直接影响居民的财富水平，进而影响居民的消费水平。股市价格上扬 使股市投资者获得资本利得 wr ， 而资本利得事实上构成了居民可支配收入的 一部分， 即使在消费倾向不变的情况下， 也会对居民消费和投资产生影响。 以一个简单的示意图来表示： 股票市场价格变化居民所持有的财富发生变化 居民的可支配收入发生变化消费支出。 这种“直接渠道”产生的“财富效应”对消费增长的作用是决定性的。 222 通过影响居民的收入预期和提高边际消费倾向来扩大消费居民收入 居民收入预期的变化会改变边际消费倾向，即使目前可支配收入没有改变， 收入预期的看好也会促使居民扩大消费支出。 股票市场的状况被认为是一国经济 长期发展状况的晴雨表，持续的“牛”市状态配合良好的宏观经济形势必然增强 居民、企业的信心，扩大投资和消费的支出。股票市场变化通过两种途径影响消 费者信心： 一是股票市场上涨反映了更高的当期财富预期， 直接支持消费者信心； 二是上升的股票市场通过充当较高预期劳动收入的领先指标来支持消费者信心， 并由此支持消费者支出，因为这是未来经济将趋好的显性标志。这一传导机制表 现为：股票市场价格变化居民预期收入边际消费倾向持久收入消费支 出。这一机制表明， 股价的短期剧烈上升并不能明显地影响消费行为。在股市 趋势不明朗的情形下， 股市中的收入最多只能是暂时性收入， 其影响将更多地 表现为财富在各投资者之间的分配， 而不是总量的增加。只有在较长时期内持 续繁荣的股市， 才能使股市回报具有稳定性， 进而使消费者对未来经济发展的 确定性预期增加， “财富效应”的效果也就明显。 223 通过影响居民金融资产来扩大消费 股票市场的变化可以改变居民所持有的金融财富。金融资产价格的上涨，导 6 致金融资产持有人财富量的增长，进而影响消费。即：当消费者持有的金融产品 （股票、债券等）价值增加，消费者的财富随之增长，从而为消费的增加提供了 物质基础。 这一传导机制表现为：股价变化金融资产持有量变化居民财富 变化消费支出变化。 224 通过改变上市公司的经营状况来影响消费 股市繁荣增强了上市公司的融资能力、投资能力， 改善其经营状况， 员工 工资以及其他收入会因此而增加， 员工消费也会因此而扩大。股价上涨使融资 企业的资产市值提高，从而便利其融通资金， 扩大投资；上市公司经营状况改 善需要招募新的员工，进而改善社会就业状况；上市公司还会通过提高员工工资 等手段来吸引和留住高层次的员工。 员工的工资水平提高以及资本收入增加会通 过收入效应扩大消费支出。这一机制发挥作用通过以下三个不可或缺的环节：第 一， 股价上涨使上市公司的资产市值提高，从而便利其融通资金， 扩大投资， 为企业进一步发展提供了强有力的资金支持。第二， 企业的资产扩张往往伴随 着经营规模的扩大与产品质量的升级， 这就需要招募更多的员工。并且， 企业 还会通过提高员工工资等手段来吸引和留住高层次的员工。这样， 企业总的工 资支出增加。第三， 企业员工劳动收入(yl ) 乃至资本收入(wr ) 的提高， 会 通过收入效应扩大消费。 第三章 实证分析 第三章 实证分析 31 模型及变量的选择 家庭消费行为的生命周期模型构成股票市场财富效应分析的基础。 为了对我 国股票市场发展状况和居民消费水平之间的关系进行实证研究， 本文构造三个指 标变量：一是反映我国股票市场发展状况的指标变量；二是反映我国居民消费支 出水平的指标变量；三是反映我国居民收入水平的变量。根据莫迪格里安尼等人 的生命周期理论推导的消费函数： cwy 上式中，w 表示实际的总财富水平， 为财富的边际消费倾向， y 为劳 动收入， 为劳动收入的边际消费倾向。 根据生命周期理论， 财富和收入是影响消费的两大主要因素。 延续这一思路， 为研究股市财富效应， 笔者将社会消费品零售总额（cu）的自然对数（lncu） 作为被解释变量（由于没有消费支出的数据，这里用社会消费品零售总额表示） ； 将城镇居民人均可支配收入（di）的自然对数（lndi）和股票价格指数( 用上 证指数平均收盘价 sp) 的自然对数（lnsp）作为解释变量。 7 根据生命周期理论，建立模型： lncut =c0 +c1 lndit +c2 lnspt +t 32 数据 本文数据来自于国家统计局网站、高校财经数据库、中信建投大智慧软件。 所选取的数据时间跨度为 2001 年第 2 季度- 2007 年第 4 季度。 该时间跨度 是最近的一次股票完整的波动周期。2001 年 6 月 14 日上证指数达到阶段性高 点( 2245.43 点) ， 此后中国股市进入长达 4 年的漫漫熊市， 2005 年 6 月 6 日 上证指数达到阶段性低点( 998.23 点) ， 此后股指进入快速上升阶段。 因此， 可 以将 2001 年 6 月至 2007 年 12 月作为中国股市从繁荣走向萧条又从萧条走向 繁荣的一个完整波动周期。 本文选取季度数据：2001 年第 2 季度至 2007 年第 4 季度， 共 28 个面板 数据， 用以分析股票市场总体的财富效应。见附表 a。 0 5000 10000 15000 20000 25000 30000 2001200220032004200520062007 cudisp 6.5 7.0 7.5 8.0 8.5 9.0 9.5 10.0 10.5 2001200220032004200520062007 lncusalndisalnsp （图 3.1） （图 3.2） 从图 3.1 可看出社会消费品零售总额 cu 和城镇居民人均可支配收入 di 的 原始数据表现出很强的季节性变化趋势， 因此，在采用季度数据进行实证分析 前应对 cu、 di 的样本数据进行季节因素调整。 本文利用 eviews 5.0 软件采用移 动平均季节乘法对数据进行处理，得到变量 cusa、disa。 同时，为避免数据剧烈波动并且消除原始数据中可能存在的异方差，对 3 个变量均取对数， 分别定义为 lncusa=log(cusa)(社会消费品零售总额的自然 对数)，lndisa=log(disa)（可支配收入的自然对数） ，lnsp=log(sp)（上证综 指的自然对数） 。 处理后的结果见图 3.2。 8 从图 3.2 可以看出，cu、di 均已消除了季节性因素的影响。 33 实证分析 本文中的研究方法采用协整分析、格兰杰检验和误差修正模型（ecm） 。 331 单位根检验 协整是描述经济中长期关系的统计性质。 传统中的计量估计方法与普通最小 二乘法(ols)都是假设变量序列是平稳过程的，但实际的经济序列却往往是非平 稳的变量，若以平稳为假设前提进行估计，则所得到的估计结果就不具有现实意 义了。协整为非平稳序列之间长期关系的研究提供了新的统计方法。虽然一些经 济变量本身是非平稳序列，但是它们的某种线性组合却可能是平稳序列。这种平 稳的线性组合被构造成为协整方程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关 系。 只有单整阶数相同的变量间才可能协整。 进行协整检验的前提是检验各个变量是否为同阶单整变量。如果可支配收 入、消费支出与股票价格指数都是平稳时间序列，即他们都是零阶单整 i(0)的， 则没有必要作进一步的检验。因为平稳时间序列满足古典线性回归模型的要求， 可以直接用最小二乘法估计参数；如果可支配收入、消费支出与股票价格指数不 是同阶单整的，这三者之间肯定不存在长期均衡关系，也即不存在协整关系。 只有当各变量为同阶单整时才可以进行协整分析。因此首先要检验 lncusa、 ln(disa)和 lnsp 的单整性。本文利用 eviews 5.0 软件，采用 adf 检验法，结 果见表 3.1： 表 3.1 单位根检验结果 变量 差分前adf值 一阶差分后adf值 lncusa 1.138074 -5.932437 ln(disa) 2.469637 -6.830270 lnsp -1.897032 -2.579620 注：1%显著水平下统计量的临界值为-3.711457，在5%显著水平下统计量的临界值为 -2.981038，在10%显著水平下统计量的临界值为-2.629906。 在1%的显著水平下， lncusa、 lndisa和lnsp的adf值均显著大于临界值， 因此无法拒绝零假设，即两个变量均为非平稳序列。lncusa、lndisa和lnsp 一阶差分后的adf值均显著小于临界值，因此接受零假设，认为这三个变量在经 过一阶差分后已变为平稳时间序列，即均为i(1)过程，满足协整检验的前提条件。 332 协整检验 由于所有指标均为i(1)过程，我们可以对其进行协整分析。 9 协整检验从检验的对象上可以分为两种：一种是基于回归系数的协整检验， 如johansen协整检验，主要应用于多方程时间序列的协整检验；另一种是基于回 归残差的协整检验，如crdw（co integration regression durbin-watson）检验、 df检验和adf检验。 本文采用johansen协整检验： 令xt = ( x 1 t ， x 2 t ， ， x nt ) ，考虑如下的随机过程向量： xt = 1 xt - 1 + 2 xt - 2 + + kxt - k +t ， t = 1 ，2 ， ， t ， 矩阵包含了关于变量 x1 t ， x 2 t ， ， x nt 之间的长期关系的信息。 检验协整关系可以通过检验矩阵 的秩来进行。当 0 rank ( ) = r n 时， 我们称存在 r 个协整向量。 用迹检验和最大特征根检验获得协整向量个数 r。 而 协整向量是 r 个最大特征根对应的特征向量。 本文采用johnsen系统估计法检验三个变量是否存在协整关系，其检验结果 见表2： 表3.2 johnsen协整关系检验 注：*表示在5的显著水平下拒绝零假设。 检验结果表明，在5 %的显著水平下存在2 个协整关系。选择最大特征值对 应的特征向量作为协整方程的系数，得协整方程为： lncusa=1.139904lndisa0.071980lnsp0.911686 (0.08729) (0.03656) (0.76909) log likelihood 176.6365 括号内的数字为标准差。由上式可知，社会消费品零售总额关于城镇居民可 支配收入以及股价的弹性系数分别为1.139904 和- 0. 0.071980。因此， 消费的增 长主要是由收入的增长引起的，而股价的上涨反而使消费减少，也就是说我国股 票市场不存在财富效应。文章第四部分结论及政策建议将对此进行解释。 333 granger 因果检验 在实际经济研究中，即使证实经济变量存在长期稳定关系，甚至这种关系是 零假设协整 向量个数 特征值 迹统计量 5临界值 概率 0* 0.722069 58.45072 35.19275 0.0000 至多1个* 0.575533 26.44118 20.26184 0.0062 至多2个 0.181863 5.018143 9.164546 0.2814 10 非常显著的，也无法说明两者之间存在因果关系。文章将利用 granger 因果检验 判定变量间的因果关系。 格兰杰因果关系检验法是由美国著名计量经济学家c.w.j granger于1969年 提出一种检验因果关系的方法，后由 hendry，richard 等人完善。该法的基本思 路是：如果 x 的变化引起 y 的变化，x 的变化应当发生在 y 的变化之前，即若 “x 是引起 y 变化的原因” ，则必须满足两个条件。第一，x 应该有助于预测 y， 即 y 关于 y 的过去值的回归中，添加 x 的过去值作为独立变量应当显著地增加 回归的解释能力。 第二， y 不应当有助于预测 x， 其原因是如果 x 有助于预测 y， y 也有助于预测 x，则很可能存在一个或几个其他的变量，它们既是引起 x 变 化的原因，也是引起 y 变化的原因。 对于股票价格指数、 城镇居民人均可支配收入与消费支出之间的因果方向进 行检验，即判断何为因，何为果。 我们采用非平稳序列下的 granger 因果检验 法进行检验。其结果见表 3.3： 零假设 obs f统计值 概率 收入di不是消费cu的granger原因 24 2.72900 0.06885 消费cu不是收入di的granger原因 24 7.14345 0.00199 股指sp不是消费cu的granger原因 24 2.56715 0.08101 消费cu不是股指sp的granger原因 24 1.12616 0.38120 股指sp不是收入di的granger原因 24 0.31696 0.86220 收入di不是股指sp的granger原因 24 0.53528 0.71201 由表 3 的结果可以看出：可支配收入 di、股票价格指数 sp 是消费支出 cu 的 granger 原因；同时消费支出 cu 也是可支配收入 di 的 granger 原因；而消费 支出 cu 不是可支配民入 di、股价指数 sp 的 granger 原因；可支配收入 di 与 股价指数 sp 没有因果关系。 可见， 可支配收入 di 与消费支出 cu 是双向因果关 系，即可支配收入的高低影响消费支出，消费支出水平的高低也会影响可支配收 入；股价指数 sp 与消费支出 cu 是单向因果关系，即股票价格水平的高低影响 消费支出。 334 误差修正模型（ecm）分析 误差修正模型是建立在协整理论基础上的， 既能反映不同经济序列之间的长 期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。 该模型的基本思路是：若变量间存在协整关系，即表明这些变量间存在着长 期稳定的关系。 而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持 11 的。如果 xt和 yt是协整的，则误差修正模型有下面的基本形式8： yt=0+1xt+2yt-1+3xt-1+t 整理并简写为： yt=0+1xt+ecmt-1+t 上述模型解释了因变量 yt的短期波动yt是如何被决定的。一方面，它受到 自变量短期波动xt的影响，另一方面，取决于 ecm。误差项 ecm 的系数通常 成为调整系数（0） ，表示短期偏离长期均衡时的调整力度。 根据格兰杰定理： 一组具有协整关系的变量一定具有误差修正模型的表达形 式存在。本文用表示协整回归式的残差作为非均衡误差建立误差修正模型，用滞 后一期的残差作为非均衡误差建立一个一阶误差修正模型，如下： d(lncusa)=0.0230220.354788d(lndisa)+0.031735d(lnsp)-0.297824e(-1) (0.008020) (0.226432) (0.031636) (0.113436) 2.870720 1.566865 1.003103 -2.625481 r2=0.248888 d w=1.804502 在上述 ecm 模型中，误差修正系数为负，符合反向修正机制。差分项反映 了短期波动的影响，短期 lndisa 的系数较大为 0.354788，表示可支配收入短 期波动对消费短期波动的影响较大；lnsp 的系数很小为 0.031735，表示股价短 期波动对消费短期波动有微弱的正影响，但是长期内这种影响将消失。误差修正 项系数为0.297824，表示当短期偏离长期均衡时，将以（0.297824）的调整 力度将非均衡状态拉回到均衡状态。 第四章 结论及政策建议 第四章 结论及政策建议 41 实证分析结论 从实证分析的结果我们可以看出，我国股票市场不存在财富效应。消费的增 长主要是由收入的增长引起的，而股价的上涨反而使消费减少。股价的上涨并没 有引起消费的增长，而是使可用于消费的资金流入股市，从而使消费减少。 这 种效应只是一种替代效应或称为“挤占效应” 。 股票市场的“挤占效应”制约了 财富效应的发挥。 股市上涨，会对消费产生两种效应，一是通过增加股票投资者的财富，使其 感觉越来越富有，对未来收益预期乐观，因此扩大消费；二是股市持续攀升产生 的赚钱效应对社会资金有巨大吸引力，投资者有可能减少储蓄加大投资，并且使 原本用于即期消费的资金转化为股票投资。如果股市持续上涨，投资者认为持有 8 易单辉 数据分析与 eviews 应用第六章 153 页。 12 股票，或者投入资金买入股票所预期的赚钱效应要比即期消费所得到的效用大， 就有可能推迟消费，这就是挤占效应9。 我国股市的挤占效应是不容忽视的。我国股票投资者即使买卖股票赚钱，其 良好的示范效应会首先吸引消费者将现金投入到股市中去，而不是用来消费。 美国股市也存在“挤占效应” ，但是美国股市处于成熟时期，股票财富所占比重 较大， 投资者富裕程度增加， 未来收入预期向好程度增加， 再加之美国消费率高， 消费对美国 gdp 的贡献达 85 % ，实际上股市中对消费的刺激效应超过了挤占 效应。 42 其它制约我国股市发挥财富效应的因素 首先，金融市场不完善。 完善的金融市场是股市财富效应发挥的前提条件。 我国金融市场的建立始于 1984 年，虽然相继建立了同业拆借市场、票据市场、外汇调剂市场以及交易中 心、有价证券市场等等，但从总体上说， 我国的金融市场还仅仅是起步。此外， 我国金融市场上存在较严重的市场缺陷：市场分割，货币市场与资本市场未形成 互动、竞争的关系，一体化程度低；资本市场发展规模偏小、结构不合理；股票 市场泡沫严重、缺少退出机制、无力发挥“经济晴雨表”的作用。 第二，我国股票市场发展时间尚短，规模较小、还未成熟。 这里的股市规模包括两个方面， 一是指股市的总市值， 主要用市值占gdp 的 比例来衡量，一是指股市的参与群体，即持有股票财富的家庭占社会总家庭的比 重。 截止到 2004 年 3 月， 沪深两市上市公司共 1 300 余家， 证券流通市值占 gdp 的比重(即国民经济证券化率) 仅为 13.6 % (以 2003 年 gdp 总量为基 数) ， 这一比例远低于美国的 139 %、英国的 163 %、也大大低于印度的 93 %、 泰国的 114 %10。 虽然我国近两年股民数量大量增加， 但是股民总数占我国居民的比例仍然是 比较低的。股市资金占居民总财富的比重偏低， 同时我国居民储蓄率偏高，所 以财富效应对消费的影响并不显著。 而美国股市之所以对消费的影响较为直接，是因为股市市值大，2000 年年 底市场近 17 万亿美元(目前亦接近 13 万亿美元) ， 与 gdp 的比例达到 150 % ， 52 %的家庭均直接或间接拥有股票财富，家庭中股票财富所占比重接近 40 %11。 而且，20 世纪 90 年代末期，家庭财富的增加主要来自于股市。 9 中国建设银行网站 10 卢嘉瑞 朱亚杰股市财富效应及其传导机制 经济评论 2006年第6期。 11 刘建江 从美国经验看中国股市财富效应的制约因素 湖南社会科学 2002年第1期。 13 第三， 我国股票市场投资者结构及收益分配结构不平衡。 股市投资者结构及与投资收益分配格局在一定程度上影响财富效应的发挥。 股市的投资者一般包括机构投资者和个人投资者， 其中个人投资者是决定财富效 应大小的主要力量，因为股票市场财富效应发挥的关键在于增加居民的个人财 富，从而刺激消费的增长。 在我国尽管开户人数中，中小投资者所占的比例很高， 但是，按照资金量 来衡量， 证券公司、基金以及私募基金等机构投资者占据了绝对的主导地位。 由于居民投资者的投资水平不高、 获取信息的能力有限， 导致整体投资收益不高， 甚至有相当一部分个人投资者发生亏损和严重亏损；而拥有资金、信息优势的机 构投资者却是最大的赢家。 从而形成了投资收益严重向机构投资者与个人大户倾 斜的再分配格局。根据经济学原理，高收入阶层的消费偏好通常低于低收入阶层 的消费偏好，并且股票财富的增加伴随着收入差距的拉大，那么它对消费的拉动 作用也将缩小，因而股市财富效应的发挥收到了限制。 与我国相对应，美国证券市场的投资者主要是证券公司和各种基金组织，由 于这些基金组织主要由居民个人投资， 居民个人可以在很大程度上分享股市繁荣 的成果，因而其股市的财富效应比较明显。 第四，我国股票市场的回报率缺乏稳定性，影响人们对持久性收入的预期。 在股票市场趋势不太清晰的情形下，股市中的收入只能是暂时性收入，它对 持久性消费不存在固定的影响关系，对消费的影响也只是暂时的。而持续繁荣的 股市会增加投资者持久性收入预期， 同时也会增强投资者对宏观经济形势的信 心，从而有利于扩大消费。如果股市波动幅度过大，就只能影响财富在各投资者 之间的分配，而不会增加财富的总量。从历史上看，中国股市持续走强的时间段 都不长，但股价波动幅度却往往过大，使人们难以形成持久性收入预期。与成熟 国家相比，我国股票市场价格的整体变动幅度比较大，20012007 年间上证指 数最高、最低水平分别为 6092.057（2007 年 10 月 16 日） 、1011.499（2005 年 7 月 11 日）12。 股市的持续繁荣是股市发挥财富效应的前提，只有在这种情况下，投资者才 能够寄希望于股市，将从股市获得的暂时性收入转化为持久性收入，从而扩大消 费需求。 对比美国股市，自 1982 年开始，道琼斯指数持续上涨(1987 年的大幅度的 调整，时间很短) ，到 1999 年底，年均涨幅达 17 % ，尤其是 1994 - 2000 年， 股市持续攀升，道琼斯指数年均涨幅超过 24 % ，即使调整，其调整的最大幅度 亦没有超过 20 %13。 加之美国投资者绝大部分进行的是长期投资， 在这一背景下， 12 中信建投大智慧软件 13 刘建江 从美国经验看中国股市财富效应的制约因素 湖南社会科学 2002 年第 1 期。 14 市场形成了对未来股市的良性预期，从而增加持久性消费。 第五，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 场化运作。 我国股市历来有“政策市”之说法，而政策波动的不确定性亦非常明显14。 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政策来进 行决策，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。而“政策 市”本身也增加了投资者对未来投资的不确定性。在这样的背景下，即使股市上 涨，投资者对因此而增加的财富的不确定性心理亦大为增加，对消费信心的影响 也将大打折扣。 第六，股市噪声的存在抑制“财富效应”的发挥。 关于噪声的概念的界定最早是布莱克(black)于 1986 年提出的，他认为噪声 是与基础资产价值无关， 但可能影响资产价格使之非理性变动的错误信息。这 一错误信息可以使资产价格偏离资产均衡价值15。近 10 年来， 中国股市噪声污 染较严重， 主要是会计噪声、机构投资者噪声和虚拟陈述噪声。它们诱使投资 者做出错误的投资决策， 造成金融资产的损失和个人可支配收入的减少。股市 噪声的大量存在，会扰乱投资者的视听使之作出错误判断，破坏股市财富效应的 正常发挥。 嘈杂的股市噪声中，最为严重的是会计噪声，会计噪声几乎是我国股票