中国股票市场财富效应的实证检验

中国股票市场财富效应的实证检验
A n Em piri cal A nalysi s on W ea lt h Effect of Chi na Stock M arket
俞静1 徐斌2
YU Ji ng XU B i n
(1 中国科学院虚拟经济与数据科学研究中心 北京 100090 2 中央财经大学会计学院 北京 100081)
[摘 要]本文利用2005年1月至2008年8月的月度数据,综合运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验和脉冲响应分析等方法对中国股票市场的财富效应进行了实证分析。

研究结果表明:随着我国股票市场的发展,股票市场的财富效应已不断增强。

从长期看,股票市场的财富效应存在,股票价格的上升,将刺激居民消费需求的增加;从短期看,股票市场的财富效应不存在,居民消费需求不随着股票价格的上升而增加。

财富效应要发挥作用,有待于改善股票市场的发展基础,创建一个较长时期内相对繁荣、稳定的股票市场。

[关键词]股票市场 财富效应 股票价格 居民消费需求
[中图分类号]F830 91 [文献标识码]A [文章编号]1000-1549(2009)06-0031-06
一、引言
自2007年以来爆发的美国金融危机愈演愈烈,正在显示出巨大破坏性,许多银行纷纷因亏损而濒临倒闭。

随着美国经济的衰退,美国的国内消费需求会降低,美国人会把消费更多地转向商业投资和更加保守的理财策略。

其对中国的影响主要在于对美国的消费品出口贸易会出现减少,而作为一个外贸依存度高达60%的开放大国,世界第三贸易大国,出口的快速增长一直是拉动我国经济增长的重要动力。

美国是我国的主要贸易伙伴,由于对美国出口贸易降低或者出口贸易增速出现减缓,扩大内需也就成了我国经济 保增长 的主要路径之一。

另一方面,近年来,随着我国股票市场发展的广度与深度得到显著改善,股票市场在国民经济中的地位日益重要。

从广度上看,截止到2007年11月底,投资者开户数约1 36亿户;从深度上看,截止2007年底,沪深流通市值占GDP总值的比例曾高达50%,总市值占GDP的比例则超过120%!即使经历了指数70%的调整后,目前沪深股市的总市值占GDP总值的比例依然占今年预计GDP的70%多。

上述两个指标加速增长的直接后果是我国居民以股票形式存在的资产(或财富)在居民资产结构中的比例持续增加,在此过程中,股票价格对刺激居民增加旅游、房产等领域的消费必然产生重要影响,在美国、英国、加拿大和日本等国,都明显发现股票价格上涨能带动当期以及之后一段时期的居民消费需求增长。

在2000-2002年期间,国内面临通缩压力,股票市场一直处于漫漫熊市,曾有不少学者提出要通过股票市场财富效应刺激内需。

由于当时股票市场中个人投资者数量少,流通市值占GDP比例小,影响了这种传导作用的效果,从实证结果看,当时股票市场只存在微弱的财富效应。

现今股票市场中个人投资者比例已大幅提高,股票市场财富增长能迅速地转化为消费。

利用股票市场的财富效应增加居民财产收入以拉动经济增
收稿日期:2009-3-20
作者简介:俞静,女,江苏南通人,中国科学院虚拟经济与数据科学研究中心博士后;徐斌,男,江苏兴化人,中央财经大学会计学院博士。

本论文受国家自然科学基金委创新研究群体科学基金项目 数据挖掘与智能知识管理理论与应用研究 资助,项目批准号: 70621001。

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长,是除了启动城镇化建设(城乡一体化)等之外 着力扩大国内需求特别是消费需求 的一条重要途径。

本文将综合运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验和脉冲响应分析等方法对中国股票市场的财富效应进行系统分析。

二、相关文献研究综述
财富效应是指由于金融资产(如股票)价格上涨导致资产持有人财富存量增加,进而刺激消费需求与推动经济增长之效应。

股票市场财富效应研究源于美国。

20世纪90年代以后,美国经济开始了较长时期的繁荣发展,同时美国股票市场连续10年大牛市和消费增长又进一步刺激了经济增长。

据Po terba(2000)统计,整个20世纪90年代美国家庭净财富的增加,60%以上是由于家庭股票资产的价值上升。

格林斯潘(1999)则认为, 90年代股票市场及共同基金带来的资本收益,是房屋收益的两至四倍。

Rache等人根据美国历史数据估算得出,1998年美国有41%的家庭持有股票,股票价格上涨后,1美元财富增加会导致3到7美分的消费支出增加,这笔支出可使年GDP增长1个百分点;相反如果股票价格下跌20%,每季度全国将减少480亿美元的消费,相应地GDP要下降0 6%。

另外,一个更明显的规律是,股民在耐用消费品方面的消费开支变化大约滞后于股市变化半年时间。

Bertaut等人研究发现,上世纪90年代股价的上涨同样对其他工业国家居民的消费有影响,英国、加拿大财富效应的大小与美国差不多。

高盛日本经济研究团队对日本财富效应的估测显示,股市财富变化对居民消费的影响与美国相类似。

而Lettau and Ludv igson(2004)认为考察财富变化的原因更为重要,其研究指出:家庭净财富的变化与消费支出相关,大多数股票价格上涨是由于暂时的变革引起的,这种变革在半周期为两年左右的时间内对财富有影响,但对当期或未来任何时候的消费并没有任何影响,只有影响股票价格上涨的因素是持久的变革时,才会有显著的影响。

因此,区分引起股票价格波动的因素尤为重要。

国内一些学者对我国股票市场财富效应做了检验,中国人民银行研究局课题组(2002)对深沪综合指数、股票市值、同期社会消费品零售总额及工业增加值进行分析得出,沪深两市股票指数与社会消费品总额负相关,表明了部分货币并没有进入消费领域或实体经济,其原因是由于我国股票市场的深度与广度不够以及我国特殊经济背景使股票市场传导渠道的财富效应难以发挥。

易纲和王召(2002)通过将股票市场因素引入I S-L M模型,结合我国相关的宏观经济数据得出:我国股票市场已经体现出了统计上显著的财富效应,股市高涨对消费需求有一定的促进作用,但是财富效应很弱。

李振明(2001)对1999年5 19行情做了简单分析,认为中国股票市场的财富效应应该低于0 044,并且把1999年下半年消费的增加归因于国家出台的一系列鼓励消费的政策措施。

曲丽清等(2007)研究发现,2005年6月之后,随着我国股票市场在国民经济中的地位明显提升和上市公司质量不断提高,股票价格上涨显著地刺激了居民消费需求,这一时期股市财富效应增强。

综合分析国内学者的相关研究,越来越多的人开始关注股票市场的财富效应,而且在研究方法上也由2000年以前的定性判断转向实证研究,从而使研究结论更具有说服力。

但目前的研究仍存在着一些不足,表现为:一是时间段多在2005年以前,而2005年以前,由于中国股市流通市值较小,参与股票投资的居民数量有限,股票市场资金占居民总财富的比重偏低,所以财富效应对消费的影响并不明显;同时由于机构投资者占绝对的主导地位,导致股票价格上涨对居民消费的刺激作用不明显,股票价格下跌对居民消费的抑制作用反而明显。

而从2005年启动的一轮牛市,彻底改变了中国股票市场的面貌。

目前开户数量已经超过1 3亿,股市的波动直接影响到两亿多人的利益。

沪深两市流通市值的60%直接被个人投资者持有,另外还有部分投资者购买基金等产品。

中国股票市场投资者中以工薪阶层居多,股票市场财富的增加能迅速地转化为消费;二是相关变量的选择有问题, 32
国内多数研究用中国股票市场的总市值或流通市值代替股票价格,而股票市场财富效应的反应主要是通过股票价格的上升进而影响消费需求,而总市值或流通市值的增加有可能并不是股票价格上涨带来的,我国近几年股票市场处于加速扩容阶段,新股不断上市,也带来了股票市场总市值或流通市值的增加,同时大小非的解禁也带来了股票市场流通市值的增加,选择这两个变量作为股票价格的代理变量不是很合适;三是检验方法存在缺陷,经济变量大多数是非平稳的,直接进行统计回归,没有考虑时间序列的特点,使得模型的可靠性降低,影响了研究结论的可信度。

三、中国股票市场财富效应的实证分析
本文的研究步骤为:首先分析各变量的平稳性,用JJ法检验两者之间的协整关系,在此基础上,分析它们的G ranger因果关系,最后进行脉冲响应分析。

由于2005年以前中国股票市场流通市值较小,参与股票投资的居民数量有限,股票市场资金占居民总财富的比重偏低,所以财富效应对消费的影响并不明显,因此本文选取2005年1月到2008年8月的月度数据进行分析。

由于相关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,本文用上证指数(S I)每个月月末的收盘价指数来表示股票市场价格指数具有一定的代表性。

社会消费品零售总额指批发和零售业、餐饮业、新闻出版业、邮政业和其他服务业等售予城乡居民用于生活消费的商品和社会集团用于公共消费的商品之总量,间接反映了国民的消费趋势情况。

本文选取社会消费零售总额(CI)来表示居民消费需求。

假定物价水平不变,这一假设使股票价格和居民消费需求都停留在名义数据的水平。

本文原始数据来源于国家统计局网站及中国人民银行网站。

1 经济变量的平稳性检验
进行协整检验的先决条件是时间序列是不稳定、非平稳的,而且具有单位根。

因此在建立模型之前首先对股票价格及居民消费需求进行单位根检验,确定各时间序列的单整阶数。

常用的单位根测试方法就是ADF法和PP法,本文采用ADF法进行检验。

表1列出单位根检验的ADF统计量,从表中可以看出,在1%的显著性水平下,检验结果表明,两序列均接受存在单位根的原假设,对其差分序列进一步进行平稳性检验,则显著拒绝存在单位根的原假设,这说明它们的差分序列是平稳的,由此可以推断股票价格和居民消费需求都是I(1)过程,它们的差分都是I(0)过程。

表1单位根检验结果 序 列情形(c,t,n)ADF临界值1%临界值5%临界值10%
C I(n n 0)1 279-2 619-1 949-1 612
C I(n n 0)-5 623-2 621-1 949-1 612
S I(c,t,0)-0 306-4 186-3 518-3 189
SI(c,t,0)-5 872-4 192-3 521-3 191注:1 情形(c,t,n)分别表示在ADF检验中是否含有常数项、时间趋势项以及滞后阶数n;2 临界值是ADF的分布临界值。

2 协整检验
协整关系的基本思想是如果两个(或两个以上)的时间序列变量是非平稳的,但它们的某种线性组合却表现出平稳性,则这些变量之间存在长期的稳定关系(协整关系)。

协整检验的方法有两种:EG两步法和Johansen极大似然法。

通过单位根检验,可以知道股票价格和居民消费需求都是一阶单整变量,所以可进行协整分析以验证两者是否存在协整关系。

协整检验方法有E-G两步法和JJ法,本文采用JJ法进行协整检验,这种方法目前是比较可靠的方法,它可以避免使用E-G法带来的问题,并且有较好的小样本特性。

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通过多次试验发现在滞后阶数为6,没有常数项和时间趋势的情况下,存在一个协整关系。

得到的结果如下表:
表2变量之间的协整关系检验结果 协整变量最大特征值似然率5%临界值假设的协整方程数
(C I,SI)0 21324713 0010212 32090没有* 0 1055424 1268984 129906最多一个
注:1 *表示在5%的显著性水平下拒绝原假设; 2 协整关系的滞后阶数为6。

上表从零假设:H0:r=0开始,似然率统计量的值为13,超过5%显著性水平的临界值12 32,表明应拒绝零假设的H0:r=0,接受r=1备择假设。

同时,在原假设为H0 r=1的情况,似然比为4. 1268,小于5%的临界值4 1299,因而接受H0 r=1的零假设。

结合这两个假设的结果可以得出这样的结论,在5%的显著性水平下居民消费水平与股票价格存在1个协整关系。

由此可见,在95%的概率下,有理由确信我国居民消费需求与股票价格存在长期均衡关系,协整方程为:
C I=0 811743S I
(0 60076)
[-1.35119]
从协整方程可以看出,从长期来看,股票价格的变化和居民消费需求的变化之间存在正相关性,股票价格每变动1%,居民消费需求同向变动0 81个单位,但是是由于股票价格的变化引起了居民消费需求的变化还是由于居民消费需求的变化引起了股票价格的变化,还需要做进一步的Granger因果检验,才能得出相关结论。

3 Granger因果检验
协整检验的结果揭示了股票价格的变化和居民消费需求的变化之间存在正相关性,为进一步证实财富效应,要做Granger因果检验。

G ranger因果检验可用来判断变量间内外生性。

它是指:如果利用X和Y 的过去值一起对Y进行预测比单用Y的过去值来进行预测所产生的预测误差更小的话,就存在着从X到Y的因果关系,此时称X以G ranger方式引致Y,一般用X Y表示,即:
X Y 2(Y t|Y t-k,k>0)> 2(Y t|Y t-k,X t-k,k>0)(1) Granger因果检验有两种形式:一种是传统的基于VAR模型的检验;另一种则是新近发展起来的基于VEC模型的检验,两者间的区别在于适用范围有所不同。

Fe l d ste i n and S tock(1994)声称如果非平稳变量间存在着协整关系,则因果检验应考虑使用后者,即不能省去模型中的误差修正项(ECT),否则得出的结论可能出现偏误。

据此,本文引入式(2)来做VEC形式的Granger因果检验:
Y t= 1 Y t-1+ 2 Y t-2+ k-1 Y t-k+1+ Y t-1+U t (2)这里,修正系数矩阵 和 i(i=1,2, k-1)。

分别用来说明变量间的长期和短期因果关系(M asi h and M as i h,1996),并且可用t统计量和F统计量(当滞后期为1时亦退化为t统计量)来检验它们的显著性。

基于VEC模型的Granger因果检验结果如下:
表3基于VEC模型的Granger因果检验结果
CI S I
^ 2 118091 66237
C I(-1)0 74452-2 70140
SI(-1)-0 711840 79534注:1 ^ 为误差修正项;2 表格中数字均为t统计量值,大于2则表示在5%的水平下显著;3 第一行变量为因变量,若所对应的误差修正项系数显著则该因变量在长期内是内生的,也即该变量由其它外生变量做出解释。

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对上表结果我们作如下推断:(1)由于居民消费需求误差修正项系数的t统计量的绝对值大于2,股票价格误差修正项系数的t统计量的绝对值小于2,因此,从长期看,股票价格为因,居民消费需求为果,股票价格的变化引起了居民消费需求的变化,居民消费需求的变化并没有引起股票价格的变化。

由此得出的结论进一步证实了协整检验的结果,长期看,股票价格的变化和居民消费需求的变化之间存在相关性,但这种相关性是由于居民消费需求随着股票价格的变化而变化,而不是股票价格随着居民消费需求的变化而变化。

我国股票市场从长期看存在财富效应。

这说明股票价格的上升,将刺激居民消费需求的增加。

(2)由于股票价格的调整对滞后1期居民消费需求的变化显著(t统计量为-2 7014),绝对值大于2,也就是短期居民消费需求的变化引起了股票价格的调整,而居民消费需求的调整对滞后1期股票价格的调整不显著(t统计量为-0 71184),绝对值小于2,也就是短期股票价格的变化并未引起居民消费需求的调整。

由此得出的结论是:从短期看,股票价格的变动为相对的内生变量,而居民消费需求变化为相对的外生变量,居民消费需求的变化引起了股票价格的变化,而股票价格的变化却并未引起居民消费需求的变化。

因此,短期内股票市场的财富效应不存在,居民消费需求不随着股票价格的上升而增加。

4 脉冲响应分析
脉冲响应函数用来描述系统对某个内生变量的冲击或新生(Innovati o n)所做出的反应,通过计算出一个变量对另一个变量的脉冲响应函数,比较其不同滞后期的脉冲响应,可以判断不同变量受到冲击效果的大小。

一般的脉冲响应函数的缺点在于VAR模型中变量顺序的不同会导致分析结果出现较大的差异。

利用广义脉冲响应函数分析得到的结果跟VAR模型中变量的顺序无关。

如果变量之间存在着协整关系,应当使用VEC模型来进行脉冲响应分析。

基于以上的误差修正模型的脉冲响应函数如下:
图2是对股票价格冲击所引起的居民消费需求变化的脉冲响应函数图。

从图2可以看出:当在本期给股票价格一个标准差的正向冲击后,居民消费需求在冲击发生后的1到2期出现了明显的负向反应,大约
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在第2期达到最大值,接近80%,此后从第2期开始到第6期是一个逐渐的上升期,并且在第4期转为正向反应,第6期达到最大值,接近100%,之后迅速衰减为接近0,从第7期开始到第10期,冲击效应急剧减弱,一直在0上下波动。

这说明股票价格的突变对居民消费需求具有极大的冲击力,先负向后正向,但在经过一段时间后不再有显著的影响,这表明股票价格的突然变化对居民消费需求变化的影响不具有持久性。

图3是对居民消费需求冲击所引起的股票价格变化的脉冲响应函数图。

从图3可以看出:当在本期给居民消费需求一个标准差的正向冲击后,股票价格出现了极强的负向反应,一直持续到第7期达到最大值,接近400%,之后有一个逐渐减弱的过程,到第10期接近200%,但整个过程一直是负向的反应。

这说明,居民消费需求的突然变化对股票价格具有极强的影响,并且具有持久性。

这可以解释为居民消费需求的突然增加,将减少对购买股票的需求,进而影响股票的价格,这种影响是长久的,不随时间的变化而消失。

四、主要结论及政策启示
对我国股票市场财富效应的实证检验表明,随着我国股票市场的发展,股票市场的财富效应已不断增强。

从长期来看,股票价格的变化和居民消费需求的变化之间存在相关性,但这种相关性是由于居民消费需求随着股票价格的变化而变化,而不是股票价格随着居民消费需求的变化而变化。

股票市场的财富效应存在,股票价格的上升,将刺激居民消费需求的增加。

从短期看,居民消费需求的变化引起了股票价格的变化,而股票价格的变化却并未引起居民消费需求的变化。

因此,短期内股票市场的财富效应不存在,居民消费需求不随着股票价格的上升而增加。

并且股票价格的突然变化对居民消费需求变化的影响不具有持久性,而居民消费需求的突然变化对股票价格具有极强的影响,并且具有持久性。

这可以解释为居民消费需求的突然增加,将减少对购买股票的需求,进而影响股票的价格,这种影响是长久的,不随时间的变化而消失。

以上结论表明,随着我国股票市场财富效应的增加,股票价格的变化通过财富效应影响消费需求进而对总产出或国民收入产生的影响已不容忽视。

但财富效应要发挥作用,有待于改善股票市场的发展基础,创建一个较长时期内(如5-8年)相对繁荣、稳定的股票市场。

没有股票市场的长期稳定与增长,短暂的繁荣对启动消费的作用极为有限,加之消费本身的滞后性等原因,股票价格的短期上扬在刺激消费方面短期内不易取得预期的效果。

要改善股票市场发展的基础,首先要保证上市公司的质量,实现市场优胜劣汰,提高市场的整体效率,为股市发挥作用打下良好的基础。

其次要规范证券市场行为,保证广大中小投资者的利益,健全民事赔偿机制,增加证券投资的理性预期,使 公开、公正、公平 原则得以真正贯彻。

第三,要科学构建我国股市的稳定机制,包括构建平准基金,当市场大幅震荡时,政府能科学地进行调控。

最后,尽早纠正和解决大小非问题,2005年6月股改前,1300多家上市公司大小非仅有4600亿股,而2006年5月新老划断后上市的298只新股所创造的新大小非竟然多达8000多亿股,为旧大小非的1 75倍,且未支付对价,成本仅1元,尤其是小非1年就可减持。

新老大小非合计1 26万亿股,比前18年形成的6000多亿股流通股多出两倍以上。

迄今,老大小非解禁1100亿股,实际减持了215亿股,还有1 2万亿股大小非待解禁、减持,2009年下半年最为集中。

正是这种供求严重失衡的预期,使得反弹一波比一波低。

为此可由中央和地方的国资委带头,顺应当今欧美国家 国有化 的潮流,国有大股东将一定比例(如30%)的股份转为优先股(只分红利,永不在二级市场抛售),牢牢把持国有控股地位;各上市公司的大股东按3000-4000点时的平均价协商一个大非减持的最低价格,向社会公布,以消除市场对大小非减持 不确定性 的恐惧;新老划断后的小非放到大宗交易市场转让。

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我国农村金融体系的整体建设目标是 多层次、广覆盖、可持续 。

经过多年的改革,多层次的目标已经基本实现,农村金融服务覆盖面提高很快,但农村金融业务或者是农村金融机构的可持续问题,长期以来一直没有得到根本解决。

虽然农信社连续实现整体盈利,但一些经济欠发达地区的农信社盈利能力很差,历史挂账很多,即使那些经济发达地区的农村金融机构,很多也是以工业、城镇金融业务的盈利来填补农村业务的亏损,从而实现整体盈利。

当前我国农村金融体系的关键问题,是如何实现农村金融业务甚至是某些农村金融机构商业上的可持续。

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K ey w ords:Rural fi n ancial syste m Basic rules M a i n prob le m s
(责任编辑:韩元)
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K eyw ords:Stock m arket W ealth effect Stock price Residen t consum ption de m ands(责任编辑:韩元) 48。