摘要:由于低收入居民缺乏金融資產(chǎn)，無法通過消費與投資選擇，直接影響資產(chǎn)收益率，因此，利用全國人均消費數(shù)據(jù)來檢驗消費資本資產(chǎn)定價模型(ccapm)可能會導致設定偏差#65377;按收入分組的城鎮(zhèn)居民家庭消費支出數(shù)據(jù)檢驗了收入約束假說，考察了是否高收入居民的消費模式與ccapm更為一致#65377;Ccapm在各收入組的表現(xiàn)是不規(guī)律的，收入約束假說沒能通過實證檢驗，將收入約束納入到ccapm的研究中未能解開股票溢價之謎#65377;

關(guān)鍵詞:消費;收入約束假說;股票溢價

中圖分類號:f820 文獻標志碼:a 文章編號:1673-291x(2007)05-0066-03

一、引言

消費資本資產(chǎn)定價模型(ccapm)是金融經(jīng)濟學領域的重大成果#65377;但實證結(jié)果表明，ccapm無法對資產(chǎn)收益行為作出合理解釋#65377;Mehra和prescott(1985)發(fā)現(xiàn)只有當代表性經(jīng)濟人具有令人難以置信的風險厭惡水平時才能解釋美國資本市場的高股票溢價，這就是所謂的“股票溢價之謎”#65377;本文研究目的是基于我國收入差距的背景來考察參與約束對股票溢價的影響#65377;本文利用中國資本市場數(shù)據(jù)考察了經(jīng)濟上受約束(低收入)的消費者和不受約束(高收入)的消費者對于ccapm的影響，考察了以下收入約束假說:相對低收入的消費者而言，實際資產(chǎn)收益率與高收入消費者的消費模式更為一致#65377;這是由于低收入的消費者缺乏儲蓄和支配跨期消費的能力，而高收入消費者則有能力通過使用金融資產(chǎn)改變消費模式，對其跨期消費進行配置，從而直接影響實際資產(chǎn)收益率#65377;該假說表明，基于全國人均消費數(shù)據(jù)對ccapm進行檢驗的傳統(tǒng)方法存在著設定偏差#65377;

二、消費資本資產(chǎn)定價模型（ＣＣＡＰＭ）

為了便于理解本文所研究的問題，首先簡要回顧一下ccapm與股票溢價之謎#65377;股票溢價之謎是由mehra和prescott(1985)提出的，該謎對標準ccapm所暗含的跨期均衡關(guān)系提出了質(zhì)疑#65377;Ccapm的標準歐拉方程可以表示為:#65377;其中，β為時間偏好率，其合理取值應在0～1之間#65377;Ri，t+1為資產(chǎn)i的收益率#65377;Mehra和prescott (1985)假設代表性經(jīng)濟人具有狀態(tài)獨立且時間上可分的冪效用函數(shù):#65377;Γ為常相對風險規(guī)避系數(shù)(crra)，γ值越大，個人越厭惡風險#65377;

具有冪效用函數(shù)的ccapm的均衡一階條件為:#65377;該式即為標準ccapm的歐拉方程，它表明資產(chǎn)收益率的系統(tǒng)風險可由消費增長率風險來解釋#65377;Mehra和prescott(1985)發(fā)現(xiàn)在1889—1978年期間，美國年平均股票收益率約為7%，年短期政府債券收益率約為1%，股票溢價高達6%#65377;只有當經(jīng)濟人非常厭惡風險時，才能獲得大的股票溢價，這就是股票溢價之謎#65377;股票溢價之謎表明我們對宏觀經(jīng)濟與金融理論的理解還存在許多缺陷#65377;

Mehra和prescott(1985)利用全國人均消費數(shù)據(jù)對標準ccapm進行了檢驗#65377;但是，社會中存在著許多對金融資產(chǎn)收益率并無直接影響的低收入人群，在這種情況下，利用人均消費支出數(shù)據(jù)來檢驗標準ccapm就會導致模型無法通過檢驗#65377;這或許是股票溢價之謎存在的原因#65377;本文將參與約束納入到標準ccapm的分析中，檢驗了是否在經(jīng)濟上不受約束(高收入)的消費者的消費模式與標準ccapm更為一致，從而有助于股票溢價之謎的理解#65377;

三、樣本說明

《中國統(tǒng)計年鑒》按照收入高低將城鎮(zhèn)居民家庭分為以下七等類別:最低收入戶#65380;低收入戶#65380;中等偏下戶#65380;中等收入戶#65380;中等偏上戶#65380;高收入戶以及最高收入戶#65377;假設經(jīng)濟體中存在七個獨立的代表性經(jīng)濟人，分別代表這七種類別的家庭#65377;假設代表最低收入戶的經(jīng)濟人1沒有儲蓄，不會直接影響資產(chǎn)收益率#65377;代表低收入戶的經(jīng)濟人2有少量儲蓄，但無法經(jīng)常進行資產(chǎn)投資#65377;其他的代表性經(jīng)濟人可以依次類推，隨著收入水平逐級提高，其資產(chǎn)投資能力也逐級增強#65377;代表最高收入戶的經(jīng)濟人7可以根據(jù)其預期資產(chǎn)收益對跨期消費進行配置#65377;

假設每個代表性經(jīng)濟人的偏好可以用冪效用函數(shù)來表示#65377;由于冪效用函數(shù)在時間上可分，因而在分析中應使用非耐用品消費和服務消費數(shù)據(jù)#65377;該指標計算方式如下:非耐用品與服務消費支出=食品消費支出+衣著消費支出+(家庭設備用品及服務消費支出-家庭設備用品及服務項目下的耐用消費品支出)+(娛樂教育文化服務消費支出-文娛用耐用消費品支出)#65377;

四、實證檢驗結(jié)果

(一)廣義矩法檢驗結(jié)果

根據(jù)利用利率的gmm檢驗結(jié)果，時間偏好率的估計值在10%水平上都是顯著的，然而有的估計值大于1，這與通常認為的消費者偏好當期消費是不一致的#65377;大部分crra估計值落在經(jīng)濟上合理的范圍內(nèi)但在統(tǒng)計上不顯著#65377;J統(tǒng)計量都無法拒絕對模型施加的過度識別約束#65377;利用股票收益率所得到的時間偏好率估計值在10%水平上都是顯著的，并且都在0~1之間#65377;Crra估計值都為負數(shù)，并且很多估計值在統(tǒng)計上不顯著#65377;大部分j統(tǒng)計量通過了對模型的過度識別約束檢驗#65377;總之，模型不傾向于與較高收入組的消費模式更匹配，gmm結(jié)果并不支持收入約束假說#65377;

(二)代數(shù)法檢驗結(jié)果

假設消費與資產(chǎn)收益率服從聯(lián)合條件對數(shù)正態(tài)分布并且同方差，可將標準ccapm的歐拉方程轉(zhuǎn)換為下式: #65377;小寫字母表示變量是對數(shù)形式的，上式左邊的σ2i/2項是詹森的不等式調(diào)整#65377;通過代數(shù)的方法可以求得變量γ的值#65377;

根據(jù)收入約束假說，相對低收入組居民而言，高收入組居民的消費與資產(chǎn)收益的關(guān)系要緊密一些#65377;因此，利用代數(shù)法所計算出的高收入組的crra應小于低收入組的crra，并且，crra應隨著收入水平的逐級提高而遞減#65377;根據(jù)表2，收入組5#65380;6和7的crra估計值都為負數(shù)，其余收入組的crra估計值都為正數(shù)，但都在經(jīng)濟上合理的范圍之外#65377;Crra估計值并未呈現(xiàn)出隨著收入的逐級上升而逐級遞減的模式#65377;

(三)工具變量法檢驗結(jié)果

從表3中可以看到，消費與利率的關(guān)系比較緊密，與股票收益率的關(guān)聯(lián)性則比較弱#65377;根據(jù)利用利率的iv檢驗結(jié)果，crra估計值都在合理的范圍內(nèi)，與標準ccapm是一致的，并且大部分估計值在10%水平上是顯著的#65377;大部分結(jié)果在10%顯著水平上通過了對模型的過度識別約束檢驗，但并未表現(xiàn)出某種明顯的模式來支持收入約束假說#65377;利用股票收益率所得到的crra估計值大部分在10%的水平上不顯著，結(jié)果都通過了模型的過度識別約束檢驗，但高收入組的結(jié)果并不傾向于優(yōu)于低收入組的結(jié)果#65377;收入約束假說沒有得到有效支持#65377;

五、結(jié)論

由于低收入居民缺乏金融資產(chǎn)，無法通過消費與投資選擇直接影響資產(chǎn)收益率，因此，利用全國人均消費數(shù)據(jù)來檢驗ccapm可能會導致設定偏差#65377;本文考察了是否高收入居民的消費模式與ccapm更為一致，重新設定了代表性經(jīng)濟人，拓展了對代表性經(jīng)濟人的假設#65377;

總體來看，ccapm在各收入組的表現(xiàn)是不規(guī)律的#65377;大部分gmm檢驗結(jié)果無法拒絕該模型，但結(jié)果并未呈現(xiàn)出某種特定模式#65377;利用代數(shù)法所得到的crra估計值并未呈現(xiàn)出隨著收入的逐級上升而逐級遞減的模式#65377;Iv估計結(jié)果對于資產(chǎn)收益率的選擇十分敏感，并且許多參數(shù)估計值在經(jīng)濟上不合理或在統(tǒng)計上不顯著#65377;因此，收入約束假說沒能通過實證檢驗，將收入約束納入到ccapm的研究中未能解開股票溢價之謎#65377;

責任編輯馮勝利

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。