張 勛，孫 晨，孫伊滿

(北京大學(xué)國家發(fā)展研究院，北京100871)

一、引 言

中國經(jīng)濟(jì)自改革開放以來三十幾年的高速增長令世界側(cè)目，對于“中國奇跡”的解釋也層出不窮，目前國內(nèi)比較主流的理論解釋有“制度變遷說”、“比較優(yōu)勢說”、“分權(quán)說”等，但由于中國的市場經(jīng)濟(jì)仍在不斷完善之中，加之經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn) 型方興未艾，聚焦于市場的理論解釋并未引起應(yīng)有重視。而眼下面臨后金融危機(jī)時代全球經(jīng)濟(jì)再平衡的大背景，有必要從市場的角度重新審視中國經(jīng)濟(jì)的癥結(jié)。

收入分配不平等，消費(fèi)占GDP比重逐年降低，投資占GDP比例逐年上升，這些問題的存在是否會制約中國經(jīng)濟(jì)未來的持續(xù)增長是值得深思的主題。而說到底，經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長離不開資本的可持續(xù)累積。換言之，市場中經(jīng)濟(jì)行為人對資本的追逐是推動經(jīng)濟(jì)不斷增長的動力之一①結(jié)合中國實(shí)際國情，政府投資也占很大比重，但為方便討論，統(tǒng)一稱為經(jīng)濟(jì)行為人。。但在標(biāo)準(zhǔn)的新古典模型中，資本累積只是為了滿足行為人增加消費(fèi)的需要，這與現(xiàn)實(shí)有不小出入。因?yàn)楹芏喔呤杖雮€體，對于消費(fèi)的需求已經(jīng)達(dá)到飽和，不可能超過生理界限，他們?nèi)匀黄疵ぷ?，繼續(xù)追逐財(cái)富就不能再解釋為滿足消費(fèi)，而更可能是為了保持他們現(xiàn)有的社會地位。這種因追求社會地位、權(quán)力而追逐資本的動機(jī)被馬克斯韋伯稱為“資本主義精神”?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對資本主義精神的研究應(yīng)當(dāng)從財(cái)富效應(yīng)說起。1968年，財(cái)富效應(yīng)便被引入經(jīng)濟(jì)行為人的效用函數(shù)，討論經(jīng)濟(jì)的最優(yōu)增長路徑［1］。實(shí)證上，也有學(xué)者證實(shí)了對地位和財(cái)富的追逐也可能會改變經(jīng)濟(jì)主體人的行為［2］。在Robson討論的基礎(chǔ)上，有學(xué)者加入了文化效應(yīng)進(jìn)行探討，但對地位的追逐仍然是一個行為主導(dǎo)的重要因素［3］。有學(xué)者則是從微觀層面，用資本主義精神解釋了長期的經(jīng)濟(jì)增長和儲蓄率變動［4-5］。資本主義精神是經(jīng)濟(jì)行為人產(chǎn)生資本偏好的原因，這反過來也會造成資本市場上資產(chǎn)價格的波動［6-7］。

現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)比較完整地建立了逐富效應(yīng)所代表的資本主義精神的分析框架，但鮮有文獻(xiàn)對中國是否存在資本主義精神，若存在它如何影響總體經(jīng)濟(jì)做出過探討。本文認(rèn)為，隨著中國資本市場的日益發(fā)展，經(jīng)濟(jì)行為人的投資渠道增多，可能愈發(fā)顯現(xiàn)出追逐財(cái)富的偏好。而追逐財(cái)富所帶來的效用不僅體現(xiàn)在消費(fèi)上，更多地也體現(xiàn)為擁有更高的社會地位，或是建立更好的社會網(wǎng)絡(luò)上。為此，本文嘗試將經(jīng)濟(jì)行為人因追求財(cái)富和社會地位而存有的“資本偏好”因素加入效用函數(shù)，通過對消費(fèi)、儲蓄以及資產(chǎn)組合選擇行為進(jìn)行分析，由此說明“資本偏好”對中國資本市場上資產(chǎn)價格的波動有重要影響，進(jìn)而得出“資本偏好”是經(jīng)濟(jì)行為人追逐財(cái)富的動機(jī)之一，從而提供一種解釋中國經(jīng)濟(jì)增長的新視角。因?yàn)橐坏┐_定“資本偏好”的重要作用，對當(dāng)下中國高投資低消費(fèi)的成因可以解讀為在現(xiàn)有收入分配格局下，經(jīng)濟(jì)行為人對社會地位的追求引致的對財(cái)富的追逐①當(dāng)然不能忽略的是現(xiàn)有收入分配中存在的各種問題，如國企壟斷，權(quán)力尋租，城鄉(xiāng)二元化等，但限于本文討論的主題在此不做具體討論。。而這一論斷一旦成立，則說明中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)在的“高投資”是由從市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段內(nèi)生而來的“資本偏好”引起的。為了檢驗(yàn)“資本偏好”假說，我們采用GMM估計(jì)方法，利用中國的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)?？傮w來看，估計(jì)的參數(shù)值和符號支持“資本偏好”的假說，即證明了中國資本市場存在逐富效應(yīng)。而與標(biāo)準(zhǔn)的期望效用理論相比，我們的估計(jì)考慮了對財(cái)富和社會地位的偏好，從而對股票價格的波動有更好的解釋。

下文安排如下:第二部分引入衡量逐富效應(yīng)的偏好模型，由此探討經(jīng)濟(jì)行為人的消費(fèi)，投資組合問題;第三部分對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，并通過第二部分所建立的模型對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，報告實(shí)證結(jié)果，對中國的“資本偏好”現(xiàn)象進(jìn)行檢驗(yàn);第四部分做總結(jié)性討論。

二、理論模型

為了刻畫經(jīng)濟(jì)行為人因追求社會地位而存有的“資本偏好”，我們采用了Bakshi和Chen的模型框架。Bakshi和Chen主要討論了美國的資本偏好現(xiàn)象，其結(jié)論為美國確實(shí)存在著“資本主義精神”。但美國與中國實(shí)際國情的不同造成了該模型刻畫并不能完全描述中國的現(xiàn)象，因此本文討論了中國的情形，并對模型和數(shù)據(jù)進(jìn)行了一定的修正，以期符合中國的實(shí)際情況。

(一)一般均衡模型的框架

其中效用函數(shù)滿足uC＞0，uS＞0，uCC＜0，uSS＜0，uCS可為任意符號。

相對財(cái)富是一個新引進(jìn)的變量，它受到兩個方面的影響。首先是絕對財(cái)富Wt，其次是社會階層Vt，給定絕對財(cái)富不變，社會階層越高，相對財(cái)富越低。正式地，我們有如下表達(dá)式:

上式滿足fW＞0，fV＜0。

但在考慮中國問題時，我們主要采用的是改革開放后經(jīng)濟(jì)發(fā)展較成熟的10年作為樣本窗口。在這個樣本窗口內(nèi)，國家經(jīng)濟(jì)政策導(dǎo)向基本還是圍繞讓東部先富的政策，社會財(cái)富的階層并沒有發(fā)生根本性的轉(zhuǎn)變。當(dāng)然，在2010年后續(xù)政策中，我們就必須考慮先富帶動后富的階層變動了。但在此，我們假設(shè)社會階層Vt為常數(shù)并不隨著時間變化，則引入如下具體效用函數(shù):

其中若 γ≥1，λ ≥0，否則γ ＜1，λ ＜0，|λ|測度的是投資者對社會地位的關(guān)注程度。

(二)模型求解

為了求解效用最大化問題，必須引入資產(chǎn)。假設(shè)經(jīng)濟(jì)體有一種無風(fēng)險資產(chǎn)和N種風(fēng)險資產(chǎn)。無風(fēng)險資產(chǎn)的收益率為恒常值r0，而風(fēng)險資產(chǎn)在t期的價格表示為Pi，t，假設(shè)該價格符合以下的隨機(jī)漂移過程:

其中，兩個參數(shù)分別表示價格的均值和方差，而ωi，t則代表股價服從維納過程。因此效用最大化問題可化為如下問題:

由于動物的年齡、免疫狀態(tài)、環(huán)境因素以及病原的感染數(shù)量的差異，臨診上發(fā)病豬的病程可分為最急性型、急性型、亞急性型和慢性型。

求解該問題可得如下歐拉方程:

依照(3)式所定義的效用函數(shù)，我們可經(jīng)過一系列代換，并引入消費(fèi)，財(cái)富和資產(chǎn)的收益率，分別用RC，RW，Ri表示，可以得到我們的核心方程:

其中β=e-ρ。依據(jù)該方程，我們可以進(jìn)行參數(shù)估計(jì)并進(jìn)行“資本偏好”的假設(shè)檢驗(yàn)。

三、模型估計(jì)

(一)計(jì)量模型

由于(7)式是一個條件期望的方程，給定t期的信息我們可以構(gòu)造若干個矩條件，參照以往文獻(xiàn)的方法，我們使用GMM的方法來估計(jì)這個結(jié)構(gòu)模型的參數(shù) γ 和 λ［8-11］。

令:

其中ΩT為加權(quán)矩陣，(9)式即為GMM估計(jì)的目標(biāo)函數(shù)，則最小化(9)式得到一階條件:

其中，

由于(10)、(11)式高度非線性，我們可以使用Newton-Raphson的方法進(jìn)行迭代估計(jì)，直至收斂。

(二)數(shù)據(jù)描述

在進(jìn)行縮減式方程的非線性GMM估計(jì)之前，首先要進(jìn)行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述。我們選取的時間區(qū)間是2000年1月至2010年12月，理由是這段時間中國的資本市場處于穩(wěn)步前進(jìn)的階段，過早的不穩(wěn)定的數(shù)據(jù)會帶來模型估計(jì)的不穩(wěn)定性，因此我們在此僅從2000年1月的數(shù)據(jù)開始。下表給出了估計(jì)數(shù)據(jù)的常用統(tǒng)計(jì)量。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1中RDECi代表風(fēng)險資產(chǎn)月收益率，數(shù)據(jù)來自于RESSET金融數(shù)據(jù)庫。其處理方法是將每個月的所有流通股票的月收益率進(jìn)行排序，根據(jù)其收益率大小均分為10組，每組資產(chǎn)成為一個大的資產(chǎn)組合，如i=1代表收益率最小的資產(chǎn)組合。假設(shè)該組資產(chǎn)的組合形式為等權(quán)重，因此收益率即為簡單的代數(shù)平均。這種資產(chǎn)引入的原因是需要考察在不同收益率的資產(chǎn)下是否存在由財(cái)富和地位追逐所導(dǎo)致的資產(chǎn)價格的波動性。我們在此僅引入三組資產(chǎn)組合，即收益率處于最小、中等和最大的資產(chǎn)組合。從數(shù)據(jù)描述中可以看出，隨著收益率組合的增大，波動率也在上升，這表明股票的收益率越高，波動性越劇烈。

W和RW代表中國人均財(cái)富以及財(cái)富的月增長率，數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行網(wǎng)站及RESSET數(shù)據(jù)庫。研究美國的資本主義精神時，財(cái)富的代理變量是NYSE市值［6］。但在本文中，我們基于中國的實(shí)際情況有不同的考慮。美國是一個完全私有化經(jīng)濟(jì)，國民大部分財(cái)富確實(shí)投入于資本市場，用NYSE市值是財(cái)富的一個很好近似。而中國的資本市場的不完善導(dǎo)致其價值積累效應(yīng)的薄弱。因此我們不能單純考慮資本市場市值。考慮到中國居民的財(cái)富大部分以貨幣的形式持有，并不進(jìn)入資本市場，我們這里定義的國家總財(cái)富 =M2+滬市市值+深市市值。我們認(rèn)為這是中國國民財(cái)富的一個較好體現(xiàn)。將其除以總?cè)丝诒愕玫饺司?cái)富。人均財(cái)富的增長率也可由此得到。由表1可以看出，國民財(cái)富的波動率非常劇烈，達(dá)到了均值的2/3。這也暗含了資本市場的不穩(wěn)定。

C和RC代表中國人均消費(fèi)和消費(fèi)的增長率，數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2000-2009)。其中為了克服月度數(shù)據(jù)的缺陷，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了平滑處理，假設(shè)年內(nèi)的消費(fèi)增長率一致，但跨年不一致，采用插值方法進(jìn)行估計(jì)，并對2010年的人均消費(fèi)進(jìn)行了固定增長率的推演預(yù)測。數(shù)據(jù)描述可以看出近10年來中國的消費(fèi)水平大幅提高，前后翻了三番。

SZZS和SZCZ代表上證指數(shù)和深圳成分指數(shù)的月收益率，數(shù)據(jù)來自RESSET金融數(shù)據(jù)庫。這是模型的兩個工具變量，均已進(jìn)行滯后兩期處理。

PREMIUM3和PREMIUM5代表3年期國債和5年期國債與同期定期存款利率的利率差，數(shù)據(jù)來自于財(cái)政局網(wǎng)站及中國人民銀行網(wǎng)站。這兩個變量同樣作為模型的工具變量出現(xiàn)，代表的是一種風(fēng)險溢價的信息。數(shù)據(jù)中有一個較為驚人的發(fā)現(xiàn)，即溢價在某段區(qū)間內(nèi)出現(xiàn)負(fù)值，即同期存款利率比國債利率高，我們認(rèn)為這種現(xiàn)在來自于利息稅的作用，但作為一種市場信息的反映，僅需要反映其相關(guān)關(guān)系，我們認(rèn)為并不需要加以調(diào)整。

(三)估計(jì)結(jié)果

由于我們使用的是Newton-Raphson的方法進(jìn)行迭代估計(jì)①若需要具體估計(jì)的代碼，請向作者索取。，而(9)式的凸凹性比較復(fù)雜，一般迭代只能得到滿足(10)、(11)式的局部穩(wěn)定點(diǎn)。為得到(9)式的(偽)全局最小值點(diǎn)，我們選取了［-10，10］×［-10，10］內(nèi)均勻分布的41×41組初值進(jìn)行了迭代，首先使用單位矩陣進(jìn)行加權(quán)，在局部穩(wěn)定點(diǎn)中選取其中的最小值點(diǎn)作為參數(shù)的初步估計(jì)值和。其次再以此初步估計(jì)值構(gòu)造最優(yōu)加權(quán)矩陣=，其中為εt+1在^γ和上的取值。最后繼續(xù)以上述41×41組初值進(jìn)行迭代，在此次迭代中選取(偽)全局最小值點(diǎn)作為最優(yōu) GMM 估計(jì)值。我們分別對 RDEC1、RDEC5、RDEC10三組資產(chǎn)以及聯(lián)合這三組資產(chǎn)的資產(chǎn)組合進(jìn)行了上述估計(jì)，每組估計(jì)也分別進(jìn)行了無限制估計(jì)以及限制估計(jì)，結(jié)果如表2所示。

表2 歐拉方程的GMM檢驗(yàn)

從表2中可見，非限制條件下，γ的估值范圍在-21.55 ～15.61，各種情況下都顯著不為零，并且隨著收益率的遞增，γ值逐漸增加，這與收益和風(fēng)險成正比的關(guān)系相一致。λ的估值范圍在1.47～8.76，也都顯著不為零 。對于RDEC5和RDEC10，γ≥1且λ＞0的條件滿足，但是對于收益率最低的那組資產(chǎn)組合，值為-21.55，與另外兩組的值差別很大，出現(xiàn)這個異常值，我們猜測與交易收益率最低資產(chǎn)組合的投資人行為有關(guān)。因?yàn)橥顿Y這組資產(chǎn)組合的行為人可能有很強(qiáng)的風(fēng)險偏好，屬于偏好投機(jī)的類型，所以才會出現(xiàn)很低的值。

在3組資產(chǎn)組合的估計(jì)中，JT，U值都超過χ2臨界值，過度識別假設(shè)都被拒絕。在限制條件下，～JT值相比較JT，U有較大變化，說明限制條件被拒絕，非限制條件下股價波動能被更好解釋。綜合來看，單個資產(chǎn)組合的估計(jì)結(jié)果支持“資本偏好”存在的假說。

由于對這3組資產(chǎn)的資產(chǎn)組合的過度識別限制Sargan檢驗(yàn)沒有通過，顯示我們對包含整個資產(chǎn)組合的歐拉方程所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)模型設(shè)置錯誤。同時我們嘗試去掉 2個信息工具變量 (PREMIUM3，PREMIUM5)后再次進(jìn)行估計(jì)，但仍通不過Sargan檢驗(yàn)。我們猜測，并非是我們選取的信息工具變量的問題，而是個人持有整個資本市場的所有資產(chǎn)作為投資的資產(chǎn)組合的理論假設(shè)在中國是不成立的?？赡艿慕忉屖牵煌袊顿Y者的風(fēng)險偏好具有異質(zhì)性，投資者不愿意投資一籃子資產(chǎn)組合，而更傾向于某類收益——風(fēng)險組合的資產(chǎn)。如此，分別以各類資產(chǎn)(即 RDEC1、RDEC5、RDEC10這三類資產(chǎn))為基礎(chǔ)的Sargan檢驗(yàn)可以通過，而以所有資產(chǎn)作為資產(chǎn)組合的Sargan檢驗(yàn)無法通過。

四、結(jié) 論

本文通過在標(biāo)準(zhǔn)的新古典模型效用函數(shù)中加入行為人對財(cái)富的追逐效應(yīng)，考察了“資本偏好”的存在對股票價格波動的影響，進(jìn)而印證了經(jīng)濟(jì)行為人有“資本偏好”的假說。而該結(jié)果為理解當(dāng)下中國高投資低消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)格局提供一種新的視角，如果高投資是由存有“資本偏好”的投資者對財(cái)富的追逐造成的，那對于中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的悲觀預(yù)測或許應(yīng)該再謹(jǐn)慎一些。

同時，我們上述提出的關(guān)于中國投資者風(fēng)險偏好異質(zhì)性的猜測也是我們下一步的研究方向之一。風(fēng)險偏好由γ表示，我們可以使用隨機(jī)效用模型來表示個人風(fēng)險偏好的異質(zhì)性，在獲取適當(dāng)?shù)拿姘鍞?shù)據(jù)后，我們就可以估計(jì)參數(shù)的方差并檢驗(yàn)我們的這個猜測。

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