呂江林，曾 鵬

1 問(wèn)題的提出

我國(guó)股市發(fā)展已經(jīng)逾越20年了。今天，一些學(xué)者、業(yè)界人士和主管部門領(lǐng)導(dǎo)人相信，我國(guó)股市法令法規(guī)逐步健全，已經(jīng)具有了相當(dāng)?shù)某墒於群鸵?guī)范性，正逐漸與國(guó)際接軌。一些學(xué)者還呼吁我國(guó)股市應(yīng)盡快推出國(guó)際版，認(rèn)為盡快推出國(guó)際板將有利于加快我國(guó)股票市場(chǎng)的國(guó)際化進(jìn)程，完善我國(guó)股票市場(chǎng)功能。然而，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界也有許多學(xué)者持截然相反的觀點(diǎn)，他們認(rèn)為我國(guó)股市尚遠(yuǎn)未成熟和規(guī)范，投機(jī)泛濫，股市功能微弱，甚至逐漸喪失；此時(shí)推出股市國(guó)際版，恐怕不僅無(wú)法對(duì)促進(jìn)我國(guó)股市發(fā)展起到應(yīng)有作用，而且還可能為國(guó)際投機(jī)資本提供方便圈錢的場(chǎng)所，造成我國(guó)股市巨幅波動(dòng)和失血。那么，我國(guó)股市究竟是投機(jī)泛濫，還是日趨規(guī)范？這是一個(gè)極為原則性的判斷。如果是投機(jī)泛濫，那么必須對(duì)我國(guó)股市從基礎(chǔ)上、從根本上進(jìn)行治理；如果是日趨規(guī)范，那么自當(dāng)錦上添花，促其加快國(guó)際化進(jìn)程。

很顯然，當(dāng)前我國(guó)股市到底是投機(jī)性股市，還是規(guī)范化股市，有必要開展深入而充分的研究。本文旨在進(jìn)行這樣的研究。本文將證明：當(dāng)前我國(guó)股市是一個(gè)“投機(jī)主導(dǎo)”的股市，“病入膏肓”，必須痛下決心予以規(guī)范化治理。

2 理論分析

股票市場(chǎng)本就是股票交易的場(chǎng)所，逢低買進(jìn)、逢高賣出亦是投資者的理性行為，也就是說(shuō)，投機(jī)行為在股市中應(yīng)是普遍存在的。但是，“投機(jī)主導(dǎo)”股市卻并不是僅指存在投機(jī)行為的股市，而是指投機(jī)行為成為股市主流行為的一種股市。

一般意義上，股票投資者都是理性人。如果其購(gòu)買股票為的是投機(jī)，那么，一定是因?yàn)榇罅可鲜泄竞苌俜峙晒上⒓t利。上市公司很少分派或甚至不分派股息紅利，那么理性的投資者購(gòu)買股票就一定是為賣而買，其從事股票投資就一定追求的是買賣價(jià)差，因?yàn)榇朔N情況下投資者唯有通過(guò)賺取買賣價(jià)差，才有可能獲得相對(duì)合理的風(fēng)險(xiǎn)收益。換句話說(shuō)，如果上市公司很少分派或甚至不分派股息紅利，那么投資者購(gòu)買股票的目的，就只能是投機(jī)。這意味股市將必定是投機(jī)主導(dǎo)的股市。

進(jìn)一步看，如果廣大投資者購(gòu)買股票是為賣而買，追求價(jià)差，是投機(jī)，股市是投機(jī)主導(dǎo)的股市，那么，從股市交易特征來(lái)看，一定會(huì)呈現(xiàn)出高的流通性，表現(xiàn)為高換手率，即在單位時(shí)間內(nèi)市場(chǎng)中股票轉(zhuǎn)手買賣的高頻率。

再?gòu)慕?jīng)濟(jì)與金融的關(guān)系來(lái)看，“投機(jī)主導(dǎo)”股市無(wú)法充當(dāng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”。通常，當(dāng)一國(guó)證券化率（股市市值與GDP總量的比值）達(dá)到一定程度時(shí)，證券市場(chǎng)（通常為股市）會(huì)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要的影響，并且隨著證券化率的提高，這種影響會(huì)愈發(fā)顯著。當(dāng)代宏觀經(jīng)濟(jì)理論告訴我們，股市影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)主要有兩個(gè)機(jī)制：財(cái)富效應(yīng)和托賓Q效應(yīng)。所謂股市財(cái)富效應(yīng)是指由于股價(jià)上升（下降），使股票持有者感覺(jué)自己財(cái)富增加（減少）從而增加（減少）消費(fèi)支出的效應(yīng)。但在“投機(jī)主導(dǎo)”股市中財(cái)富效應(yīng)是很微弱的，甚至可能表現(xiàn)為擠出效應(yīng)，即股價(jià)上升（下降）導(dǎo)致消費(fèi)減少（增加）的效應(yīng)。當(dāng)股價(jià)處于上升階段時(shí)，在差價(jià)收益的誘惑下，投資者不會(huì)將從股市獲得的收益用于消費(fèi)，而是用于再投機(jī)，甚至可能減少消費(fèi)以獲得更多的投機(jī)資金，財(cái)富效應(yīng)非常微弱。所謂托賓Q效應(yīng)指的是當(dāng)Q值小于1時(shí)，企業(yè)市價(jià)小于企業(yè)重置成本，上市公司傾向于通過(guò)收購(gòu)而非新建企業(yè)來(lái)實(shí)現(xiàn)企業(yè)擴(kuò)張，投資支出將會(huì)減少；反之當(dāng)Q值大于1時(shí)，企業(yè)市價(jià)大于企業(yè)重置成本，上市公司傾向于通過(guò)新建而非收購(gòu)企業(yè)來(lái)實(shí)現(xiàn)企業(yè)擴(kuò)張，投資支出將會(huì)增加。但在“投機(jī)主導(dǎo)”股市中，股市淪為上市公司的“圈錢”工具，他們通常視股市這個(gè)融資平臺(tái)為“提款機(jī)”，積極融資卻很少投資于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，因此，股價(jià)的漲與跌并不會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資產(chǎn)生直接影響，托賓Q效應(yīng)在“投機(jī)主導(dǎo)”股市中同樣是非常微弱的?？梢?由于“投機(jī)主導(dǎo)”股市中,上述兩個(gè)效應(yīng)都實(shí)際上并不存在，因此，“投機(jī)主導(dǎo)”股市的行情無(wú)法充當(dāng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”。

3 實(shí)證分析

3.1 A股現(xiàn)金紅利分派

股利分配是上市公司治理環(huán)節(jié)的重要組成部分，也是上市公司對(duì)股東的責(zé)任與義務(wù)，我們將通過(guò)相關(guān)指標(biāo)，對(duì)現(xiàn)金股利做考察。

（1）派息率，即當(dāng)年紅利總額占同年凈利潤(rùn)比，反映的是上市公司愿意通過(guò)現(xiàn)金回報(bào)股東的豪爽程度。西方國(guó)家上市公司這一比例一般保持在40～60%左右，這種穩(wěn)定的、可預(yù)期的股息收益是西方股票投資者的主要收益來(lái)源，但在我國(guó)A股市場(chǎng)情況卻恰恰相反，紅利分派的可憐，表1所示為我國(guó)A股市場(chǎng)1992～2010年期間，上市公司現(xiàn)金分紅額與凈利潤(rùn)情況。

表1 1992～2010年A股市場(chǎng)現(xiàn)金分紅與凈利潤(rùn)

由表1可知，在相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)，我國(guó)A股派息率都在20%以下徘徊，雖然自2006年以來(lái)，我國(guó)A股市場(chǎng)派息率呈一定上升趨勢(shì)，但總體上看我國(guó)A股派息率依然偏低，1992年以來(lái)，我國(guó)A股上市公司共分紅約2.05萬(wàn)億元，累計(jì)實(shí)現(xiàn)凈利潤(rùn)約7.56萬(wàn)億元，總體派息率為27.1%，這與發(fā)達(dá)國(guó)家股市水平還是有較為明顯的差距。英國(guó)、日本、香港等國(guó)家和地區(qū)這一比例一般在50～60%的水平，作為全球成熟股市代表的美國(guó)上市公司的現(xiàn)金紅利占公司凈利潤(rùn)的比例在上個(gè)世紀(jì)70年代約為30～40%，到80年代，該比例提高到40～50%，而現(xiàn)在，不少美國(guó)上市公司稅后利潤(rùn)的50%～70%用于支付紅利。

（2）股息率，即現(xiàn)金分紅與股票市場(chǎng)價(jià)格的比例，在投資實(shí)踐中，該指標(biāo)是衡量企業(yè)是否具有投資價(jià)值的重要標(biāo)尺之一。我們將1992至2010年間現(xiàn)金分紅額除以A股總市值得出歷年A股股息率，并與1年期銀行存款利率做比較（同一年份中如出現(xiàn)利率變動(dòng)則將其平均，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站），繪制出圖1。

圖1 1992～2010年A股股息率與1年期銀行存款利率比較

由圖1可知，除2005年外，其余年份A股股息率均低于1年期銀行存款利率，也就是說(shuō)，在絕大部分時(shí)間內(nèi)投資我國(guó)A股市場(chǎng)并長(zhǎng)期持有股票等待股息收益，其回報(bào)甚至將錢存入銀行獲取利息，我國(guó)股市投資價(jià)值之低可見一斑。

綜上，我們認(rèn)為我國(guó)股市現(xiàn)金分紅確實(shí)較低，也缺乏投資價(jià)值，而廣大投資者同樣也深知這一點(diǎn)，既然深知這一點(diǎn)卻還滯留在股市，說(shuō)明他們所著眼的就不是股票的股息收益，而是著眼于股票的價(jià)差收益。換言之，投資者就不是在投資，而是在投機(jī)。

3.2 換手率

表2顯示了1996～2010年，我國(guó)滬深股市換手率情況。

表2 我國(guó)滬深股市換手率 (單位：%)

由表2可見，1996～2010年期間，我國(guó)滬深股市加權(quán)平均換手率基本上普遍在200%以上。具體來(lái)看，1996年至今，上交所股票加權(quán)平均換手率最低的為2010年的198%，最高的為2007年的927.19%，平均為459.24%；深交所股票加權(quán)平均換手率最低的為2002年的198.79%，最高的為1996年的1350.35%，平均值更是達(dá)到了544.62%。相比之下，在發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家的股市上，年換手率通常在100%以內(nèi)，接近200%就已經(jīng)是趨于極端，屬于罕見了?？梢娢覈?guó)滬深股市換手率高得離譜。

3.3 財(cái)富效應(yīng)

（1）變量和樣本選擇

本文將以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出為被解釋變量，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和流通股市值為解釋變量，實(shí)證分析投資者財(cái)富的增減（以流通股市值漲跌為代表）與收入的高低對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響。本文將以2006～2010年的季度數(shù)據(jù)為樣本，因?yàn)樽?006年起，我國(guó)上市公司陸續(xù)完成股權(quán)分置改革，流通股市值占GDP比重明顯增加，股市被認(rèn)為有了質(zhì)的進(jìn)步。

數(shù)據(jù)來(lái)源于《中經(jīng)網(wǎng)》及《銳思金融數(shù)據(jù)庫(kù)》。由于城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的季度數(shù)據(jù)有很強(qiáng)的季節(jié)性，因此本文對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整。

（2）單位根檢驗(yàn)

只有同階平穩(wěn)的序列才能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，因此我們對(duì)所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)前，我們對(duì)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（C）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（Y）及流通股市值（SM）三個(gè)變量取對(duì)數(shù)以消除異方差。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，原序列中均為非平穩(wěn)序列，但原序列的一階差分在1%或5%水平下通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，表明這三個(gè)變量為1階單整變量。根據(jù)協(xié)整理論，只要是同階平穩(wěn)的變量就可以進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

（3）協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 跡檢驗(yàn)結(jié)果

表4的跡檢驗(yàn)結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入及股市市值之間不存在任何長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的概率僅為0.0011，存在最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系的概率僅為0.0329，說(shuō)明變量間的協(xié)整關(guān)系確實(shí)是存在的。再建立誤差修正模型來(lái)分析各變量間的短期動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)期關(guān)系，經(jīng)計(jì)算得出其長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系為：

并得到如下誤差修正模型（VEC）：

模型的擬合度R2為0.82，調(diào)整后R2也達(dá)到0.765，說(shuō)明模型的擬合程度還是比較令人滿意的。由誤差修正模型可見：在短期，上期人均可支配收入增長(zhǎng)量以0.935的比例影響當(dāng)期人均消費(fèi)支出增長(zhǎng)量的變化，但上期流通股市值增長(zhǎng)量對(duì)當(dāng)期人均消費(fèi)支出增長(zhǎng)量的變化影響比例則要小得多，僅有0.041，上期的非均衡誤差項(xiàng)以0.247的比例對(duì)當(dāng)期人均消費(fèi)支出的增長(zhǎng)量做出修正。在長(zhǎng)期，我國(guó)城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出對(duì)人均可支配收入的彈性達(dá)到了0.981，與此同時(shí)，城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出對(duì)流通股市值的彈性僅為負(fù)的0.0143，即流通股市值上升1%，人均消費(fèi)反而要下降0.0143%。因此，嚴(yán)格地說(shuō)，目前我國(guó)股市表現(xiàn)出的財(cái)富效應(yīng)是負(fù)的，表現(xiàn)出為擠出效應(yīng)；粗略地說(shuō)，我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)接近零，微不足道。

3.4 托賓Q效應(yīng)

（1）變量和樣本選擇

托賓Q效應(yīng)是反映股市市值的變化對(duì)投資的影響，因此，本文選取全社會(huì)固定資產(chǎn)投資（F）為被解釋變量，金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額（L）及流通股市值（SM）為解釋變量。我們同樣選擇2006～2010年的季度數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源《中經(jīng)網(wǎng)》。

（2）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，我們要先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)以消除異方差，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表5的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額及股流通市值原序列均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列在5%或10%的水平上通過(guò)檢驗(yàn)，表明這三個(gè)變量為1階單整變量。

（3）協(xié)整檢驗(yàn)

本文繼續(xù)采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)各變量之間是否存在長(zhǎng)期關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 跡檢驗(yàn)結(jié)果

跡檢驗(yàn)結(jié)果顯示，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額及流通股市值之間不存在任何協(xié)整關(guān)系的概率為0，可以拒絕零假設(shè)，說(shuō)明這三個(gè)變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。我們?cè)诮⒄`差修正模型以進(jìn)一步分析變量間的長(zhǎng)期與短期關(guān)系，得出其長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系為：

并得到如下誤差修正模型（VEC）：

觀察以上模型可以發(fā)現(xiàn)，在短期，金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額增長(zhǎng)量分別以0.437和0.486的比例影響一期和兩期后的固定資產(chǎn)投資，而流通股市值增長(zhǎng)量則以負(fù)0.023的比例影響一期后的固定資產(chǎn)投資，上一期的非均衡誤差項(xiàng)以負(fù)0.297的比例對(duì)當(dāng)期固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)量作出修正。在長(zhǎng)期，固定資產(chǎn)投資對(duì)金融機(jī)構(gòu)貸款余額的彈性為1.01，信貸的增加對(duì)投資還是有顯著的拉動(dòng)作用，但固定資產(chǎn)投資對(duì)流通股市值的彈性僅為0.07，股市對(duì)投資的影響大致只有信貸對(duì)投資的7%?？梢?，我國(guó)股市的托賓Q效應(yīng)同樣非常微弱。

本文研究表明我國(guó)股市分紅水平極低，股市缺乏投資價(jià)值，而換手率奇高，表明大多投資者著眼于短期投機(jī)，而不是長(zhǎng)期投資。進(jìn)一步實(shí)證表明，我國(guó)股市的財(cái)富效應(yīng)和托賓Q效應(yīng)都非常微弱，這都與“投機(jī)主導(dǎo)”股市特征相吻合，因此，我們認(rèn)為，我國(guó)股市是“投機(jī)主導(dǎo)”性股市，應(yīng)當(dāng)及時(shí)加以治理。

[1] L.Boone,C.Giorno,P.Richardson.Stock Market Fluctuations and Con?sumption Behaviour:Some Recent Evidence[C].OECD Economics De?partment Working Papers NO,(208),1998.

[2] James.M.Poterba.Stock Market Wealth and Consumption[J].Journal of Economic Perspectives,2000,(2).

[3] Ludvigson.S,C.Steindel.How Important Is the Stock Market Effect on Consumption?[J].Economic Policy Review,1999,(7).

[4] 范慧玲.謹(jǐn)防我國(guó)股市過(guò)度投機(jī)的出現(xiàn)[J].財(cái)會(huì)研究，2008,（1）.

[5] 黃國(guó)龍.中國(guó)證券市場(chǎng)投機(jī)問(wèn)題研究[J].金融理論與實(shí)踐，2005,（8）.

[6] 馮永歡.我國(guó)股市投機(jī)型的實(shí)證研究[J].上海統(tǒng)計(jì)，2002,（3）.

[7] 劉秀芳.影響中國(guó)資本市場(chǎng)非規(guī)范化運(yùn)行的主要因素分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2006,（5）.

[8] 呂江林,朱懷鎮(zhèn).中國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)貨幣政策影響的實(shí)證分析[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2004,（11）.

[9] 馬洪朝.中國(guó)股市投機(jī)的實(shí)證研究[J].金融研究，2001,（3）.

[10] 閻敏,黃紅軍.中國(guó)股市投機(jī)性分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2005,（5）.

[11] 余向華,胡平,陳雪娟.不完全監(jiān)管下股市投機(jī)性的博弈均衡與演化動(dòng)態(tài)[J].南方金融，2010,（4）.

[12] 鄭俊.英美創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)退市制度的經(jīng)驗(yàn)借鑒[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2011,（4）.

[13] 鐘高崢.基于相關(guān)均衡的A股投機(jī)控制研究[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2009,（9）.

[14] 張曉蓉.投機(jī)泡沫與市場(chǎng)失靈——基于行為金融理論的解釋[J].浙江金融，2007,（4）.

[15] 張新.我國(guó)股市過(guò)度投機(jī)行為的成因及對(duì)策探討[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2010,（11）.