中国股票市场财富效应的实证检验

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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。中国股票市场财富效应的实证检验󰀁

AnEmpiricalAnalysisonWealthEffectofChinaStockMarket

俞静1󰀁徐斌2

YUJing󰀁󰀁󰀁XUBin󰀁

(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31中央财经大学学报2009年第6期长,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Poterba(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LettauandLudvigson(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IS-LM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,322009年第6中央财经大学学报期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Granger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(SI)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%

CI(n󰀁n󰀁0)1󰀁279-2󰀁619-1󰀁949-1󰀁612

󰀁CI(n󰀁n󰀁0)-5󰀁623-2󰀁621-1󰀁

949-1󰀁612

SI(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。

33中央财经大学学报2009年第6期