财富效应

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Байду номын сангаас
必产生同样的供给增量，这将导致社会供求关系的变动，一定程度上 推动通货膨胀。如果股票市场状况对居民消费有着显著的影响，那么 政府对股票市场的定位将不仅仅是国民经济的晴雨表， 而且将是调控 消费甚至经济增长的手段之一。 三、我国股市财富效应研究的现状及本文的改进 目前我国对股市财富效应的研究尚未进行到财富效应对宏观经济 的影响，而是围绕财富效应是否存在展开。 臧旭恒（１９９４）研究发现我国城镇居民跨时消费的前提——居民 有一定的资产存量已经成立， 并根据持久消费理论将上期消费额和当 期收入同时纳入到对当期消费的回归中， 这为财富效应的研究提供了 跨期消费的基础。梁宇峰、冯玉明（１９９９ 年）在《中国股票市场财 富效应实证研究》 中利用对东方证券上海营业部中的股票投资者进行 抽样调查所得数据的分析 ５．１９ 行情对投资者消费的影响，认为股票 投资者在股指上扬时会产生财富幻觉和收入预期，从而扩大生活消 费，因此我国的证券市场存在一定的财富效应。李振明（２００１ 年） 利用安多和莫迪利亚尼曾采用的扩展莫迪里亚尼生命周期模型验证 我国数据，认为“由于中国股市的流通市值较小，参与股票投资的居 民的数量有限， 而且中国居民从股市获得的收益主要用于股市再投资 或投机，很少用于大规模消费，因此股市的财富效应对刺激消费只具 有很小的影响” 。 按照周期理论，人一生的消费受到秉承的财富和收入的制约，跨
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为资产价格年增长 ５％－６％是一个合理区间，并且是伴随新经济的发展 增长的，与经济的供给能力相适应，且人们并没有因此暴富，奢侈品 对大多数人来说仍是可望而不可及的， 因此股价和财富的快速增长不 足顾虑，它们不会成为促使经济减速的理由。 二、研究股市财富效应的意义 １、提高预测经济走势的精度 由于以往的研究基于一个基本前提： 经济对股票市场的作用是单 向的， 所以目前对经济问题的研究分析和预测一般不考虑股票市场对 经济的影响因素。如果研究发现股票市场对经济存在反作用，那么对 经济、消费甚至更深远的研究的前提将被打破，对经济问题的研究分 析也必须引入股票市场规模和股价变动等因素。 美国联邦储备委员会 所使用的经济模型已经加入了财富效应的因素。 ２、深入剖析财政货币政策的政策效果 财富效应的存在表明政府在追求财政货币政策时要注意股票市 场的走势，若股票市场的财富效应比较明显，那么股票市场将通过消 费影响政府的财政、货币政策，股票市场将不仅是政府调控经济的反 应器，也应成为政府宏观政策的缓和剂或者放大器。 ３、指导政府对股市的定位和调控 众所周知，股票市场财富是虚拟财富，规模和变动未必与实际财 富相适应。 股票市场财富效应表明股市虚拟财富的上涨将产生一定的 需求增量， 而虚拟财富与实际财富的不相称则表明虚拟财富的上涨未
中国股票市场财富效应的实证分析
课题研究人：林 琳 类 别：综合研究类 选 ：上海证券有限责任公司 送单位
目
１、 引 言
录
２、 研 究 股 市 财 富 效 应 的 意 义 ３、 我 国 股 市 财 富 效 应 研 究 的 现 状 及 本 文 的 改 进 ４、 实 证 研 究 ４．１、 １９９６－２００１ 全 国 数 据 分 析 ４．２、 １９９６－２００１ 全 国 数 据 分 段 分 析 ４．３、 １９９８－２００１ 上 海 数 据 分 析 ４．４、 １９９８－２００１ 上 海 数 据 分 行 情 分 析 ５、 我 国 股 票 市 场 财 富 效 应 现 状 及 析 因 参考文献
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期理论认为人按照需要将一生的财富和收入在各期分摊消费， 各期消 费受到各期秉承的财富和当期的收入决定，即 Ｃｔ＝ａＷｔ－１＋ｂＩＮｔ （１） 其中：Ｗ 为初始财富，ＩＮ 为当期收入 本文的研究也是建立在扩展莫迪利亚尼生命周期模型（式 １）的基础 上， 但作者认为以往的数据研究没有区分股票市场中的虚拟财富与经 济生活中的实际财富之间的差别， 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应当是不同的，对改变居民收入 预期的作用也是不同的，投资者对于两种财富的消费偏好必然有差 别。 因此本文研究中， 财富将分解为居民储蓄和所持股票的市场价值； 收入则分解为劳动所得和投资收益。由此，消费的收入财富函数变成 Ｃｔ＝ａＳｔ－１＋ ａ′ＦＭＶｔ－１＋ｂＩＮｔ＋ ｂ′ＦＭＶｔ－１＊ Ｒｔ （２） 其中 Ｓｔ－１ 为期初的居民储蓄余额，ＦＭＶｔ－１ 为期初的股票市场流通市 值，ＩＮｔ 为当期非投资所得，Ｒｔ 为股票投资收益率，下文称 ＦＭＶｔ－１＊ Ｒｔ 为流通收益。
２、利用年度城乡居民年收入和年末人口数据计算全社会年度总 收入，并根据职工收入存在刚性的原理和农民收入存在季节性的特 征，利用 ＳＡＳ 软件的数据扩展程序将年度数据扩展为月度数据。 ３、 由于研究表明我国上海证券交易所和深圳证券交易所股票走势 具有高度的相关性， 本文用上证综合指数表明两个股市的整体走向具 有一定的代表性。 由于数据的缺陷，本文的实证分析建立在以下两个假设之上： （１）居民投资比重占总投资比重α不变。根据线性回归的最小二 乘法原则：
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扩大再生产，中介机构是不是可以赚取更多的佣金，股票投资者是不 是可以获得更多的实际财富或产生货币幻觉扩大消费， 是验证股票市 场对国民经济反作用的重要尺度。 本文的主旨在于研究股票市场对消 费的影响，即股票市场的兴盛是否会引发居民消费的增加。 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 世纪末以来，随着纽约股票市场和 ＮＡＳＤＡＱ 的长 期兴盛，同时美国经济和居民消费水平长期处于高涨状态，在此基础 上，美国理论界提出股票市场存在财富效应，也就是说股票市场的兴 盛可以促进个人财富的扩大，并进而提高社会消费水平。美联储的研 究表明居民财富每增加一美元， 将影响后期消费永久性的增加 ３－５ 美 分（Ｅｄｗａｒｄ Ｍ． Ｇｒａｍｌｉｃｈ，２００２） 。 但是财富效应有利于经济增长和不利于经济增长两种观点展开了 激烈的辩论。在 ２０００ 年参议院银行委员会的贺词上，美国中央银行 主席格林斯潘谈到尽管他的操作目标不是股票价格， 但他不得不关心 股市的上涨是如何转化为消费支出的增长和对商品服务需求的增长。 他认为财富效应已经导致了美国需求和经济生产其自身所需要的供 给的能力之间的不平衡， 市场引发的财富所带来的吸引力是需求并不 是简单的复制供给，经济生产能力也并不简单的适应需求， “当人们 有了大量的资本收益，他们中的一部分必然要增加消费，这是资本收 益并不增加相应供给的特征，”因此财富相对于收入的增长隐含着需 求和供给之间差距的扩大。格老认为财富效应不能无限制的维持，因 为财富效应本身建立于安全隐患之上。 而华尔街和部分经济学家则认
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某月度因子＝（该月末居民储蓄余额四年总和－上月末居民储蓄余额四年总和） ÷（年末居民储蓄余额－上年年末居民储蓄余额）的四年总和 某月末的居民储蓄余额＝（该年末居民储蓄余额－年初居民储蓄余额）＊该月度因子 ＋上月末居民储蓄余额
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内容提要 股票市场财富效应已经在发达资本市场国家引起了广泛的争论， 并引入了美国联邦储备委员会的经济预测模型。 我国由于股票市场尚 不发达，这方面的讨论基本停留在“财富效应是否存在”的阶段。本 文吸收了 １９９９ 年东方证券所做的针对 ５．１９ 行情后财富效应的调查问 卷分析的结果，结合两年来市场发生的新情况，做出的更深一步的研 究。本文在国内外研究的基础上，借鉴了莫迪利亚尼关于消费的扩展 生命周期理论和模型， 并进一步将消费函数中的财富区分为实际财富 和虚拟财富，将收入区分为劳动收入和投资收益，使用更精细的月度 数据为股票市场的财富效应作数量化研究， 验证我国全国范围股票市 场财富效应、上海地区股票市场财富效应，并作了不同市场行情下财 富效应显著性的比较。结果表明我国证券市场的财富效应尚不显著， 发达地区消费与虚拟财富的相关性高于全国水平， 虚拟财富对消费的 影响存在挤出效应和棘轮效应。最后，本文结合我国消费传统、股市 发展状况、投资者结构对这一实证结果作了一定的解释和分析。 一、引言 股票市场是虚拟资本交易的场所， 股市的兴衰是经济的晴雨表和 反应器，那么虚拟资本的增长是否会对实际经济产生影响呢。股票市 场对实际经济的影响着落于三个群体：股票发行者、股票投资者和中 介机构， 股票市场高涨时股票发行者是不是可以筹到更多的资金用于
四、实证研究 （一）数据预处理 本研究采用 １９９６ 年 １ 月至 ２００１ 年 ９ 月的 ６９ 个月的月度数据加 工处理而成（数据来源：１９９７－２００１《中国统计年鉴》 、各月的《中国 统计》 、全景网 ｗｗｗ．ｐ５ｗ．ｎｅｔ 和 Ｗｉｎｄｓ 信息） ，数据包括各月的期末居 民储蓄余额、股票市场流通市值（Ａ 股、Ｂ 股、企业债券、政府债券 的流通市值之和） 、上证综合指数、全社会零售商品总额、居民零售
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价格指数、年度城乡居民年收入及年末人口。 数据缺陷： １、缺少 ９６ 年 ９ 月至 ９８ 年 １０ 月的月度居民储蓄余额；缺少月度 居民收入数据。 ２、 居民零售价格指数在披露上存在缺漏及单月指数和累计指数的 不一致，并均以上年度同期消费价格水平作为基期，难以利用物价指 数将社会消费品零售额等指标转化为具有可比价格的实际指标。 ３、由于我国 ２００１ 年以前股票投资者的保证金没有被包含在货币 供应量的统计当中，因此该指标的月度数据很难取得，模型中 Ｗｔ－１ 仅 为期初居民储蓄余额，不包括投资保证金。 ４、我国的居民收入没有按照劳动所得、投资所得、利息所得等明 细项目分别统计，因此模型中的非投资所得 ＩＮｔ 是无法取得的，因此 在实际统计中用居民全部收入作为非投资所得的替代。 由于模型主要 目的在于验证股票市场的财富效应是否客观存在，即是否 ａ′为零， 且投资收入占居民总收入的比重不大，因此，这项模糊不会产生很大 的影响。 ５、缺少居民投资占全部投资的比重。 数据处理： １、采用对带有周期性和长期趋势的数据的预测方法，利用 ９４、 ９５、 ９９、 ２０００ 年居民储蓄余额变动的周期性计算月度因子、 利用 ９６－９８ 年的年末居民储蓄余额确定数据的长期趋势， 再结合公布的部分月度 居民储蓄数据估计 ９６ 年 ９ 月至 ９８ 年 １０ 月的居民储蓄余额。
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针对前文的（２）式，利用整理后的 １９９６ 年 １ 月至 ２００１ 年 ９ 月 的相关数据回归，回归结果见表 １：
表 １ １９９６．１－２００１．９ 数据的回归结果 因变量：全社会零售商品总额（亿元） 自变量 系数 ｔ 检验 ０．３９６ －０．９３７ －０．８７１ ６．１２６ Ｐ 值 ０．６９４ ０．３５２ ０．３８７ ０．０００ 居民储蓄（亿元） ０．００３３７９ 期初流通市值（亿元） －０．００９２７ 流通收益（亿元） 月收入（元） 检验结果： Ｒ ０．９９６ Ｒ２ ０．９９２ 调整 Ｒ２ ０．９９１ Ｆ 检验 １９６０．８８８ Ｐ 值 ０．０００ ＤＷ 检验 ０．８６９ －０．０３８０ ０．６９９
Cov (C , JFMV ) α ⋅ Cov ( C , FMV ) Cov ( C , FMV ) ) ) a′ ′ = = =α⋅ = α ⋅ a′ 2 Var ( JFMV ) α ⋅ Var ( FMV ) Var ( FMV )
假定α不变，则α的存在影响的是系数 ａ′的大小，而不是系数 的显著性，所以α的存在不影响对 ａ′是否显著不为零的检验，且由 于α＞０，ａ′是α的增函数，则不同数据背景下 ａ′的比较不受α的 影响。 同样，假定不变的α同样不影响对 ｂ′是否显著不为零的检验。 （２）假定物价水平不变。这一假设使消费、储蓄、流通市值、劳 动收入、流通收益各指标都停留在名义数据的水平，数据中包含有物 价水平因素，从而不能反映纯粹的数量变动引发的相互关系。 （二）数据分析 １、 １９９６－２００１ 全 国 数 据 分 析