金融资产财富效应研究的新视角:基于我国债券市场的实证分析
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摘要:金融资产财富效应问题的研究由来已久,但关注的重点主要集中于股票市场,对债券市场的关注较少。随着我国债券市场的逐步发展壮大,以及国家“扩内需调结构”战略的实施,研究债券市场财富效应的问题意义重大。本文以债券市场为研究对象,对我国2002-2008年的季度数据进行了实证检验,试图为金融资产财富效应问题的研究提供新思路。实证结果显示,我国债券市场的财富效应对消费支出产生了一定程度的负向影响,本文据此提出了相关的政策建议。
关键词:金融资产;债券市场;财富效应;消费支出;协整理论
中图分类号:F820 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2010)05-0004-04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.05.01
一、引言
20世纪50年代,美国经济学家莫Modigliani(1954)最早提出金融资产的财富效应问题,他在其生命周期假设的消费函数中将资产(包括股票、债券、储蓄、遗产等)作为影响消费的第二个因素,与可支配收入共同解释消费支出。[1]国内外学者对金融资产财富效应的研究主要集中在股票市场,对债券市场财富效应的研究很少,且研究都只停留在对单一债券品种,如国债、可转换债券等品种。将债券市场作为一个整体,研究其财富效应对消费支出影响的文献还没有。长期以来“重股轻债”的思想,使学者对债券市场相关问题的研究不够重视,而债券市场是否具有财富效应,即债券市场能否对消费支出产生影响,进而影响到宏观经济,是值得理论研究者、政策制定者和投资者关注的一个重要问题。
目前国内学者对债券市场财富效应的研究主要集中在两方面:一是对我国国债财富效应的研究。郭宏宇等(2006)[2]、王肖艳等(2007)[3]实证研究发现我国国债呈现出较强的财富效应,但这一财富效应与国债存量相关。若公众的信心发生变化,消费需求将迅速下降,这要求国债政策的淡出只能是渐进的,以避免对居民消费造成较大冲击。二是对我国上市公司可转换债券发行的财富效应研究。刘娥平(2005)运用事件研究法,发现可转换债券发行公告具有显著负的财富效应,但明显低于增发股票公告的负效应。我国上市公司可转换债券发行的公告效应,主要由稀释度和负债比率两个影响因素来解释,而公司规模、发行的相对规模、市价账面比、流通股比例等没有说服力。[4]田柯等(2004)通过事件分析法却发现我国上市公司可转换债券的发行不具有明显的财富效应。[5]另外,楚尔鸣等(2008)实证检验发现我国封闭式基金市值与社会消费品零售总额之间不仅存在长期的协整关系,而且短期内也存在弱财富效应①。[6]
当前,我国债券市场正处在蓬勃发展阶段,债券发行数量和品种大幅增加,债券市场交易日趋活跃。中央国债登记公司的数据显示,2003-2009年我国债券市场托管余额分别为3.7、5.16、7.26、9.25、12.33、15.11、17.53万亿元,与GDP的比值分别为:0.27、0.32、0.39、0.44、0.50、0.51、0.53。有学者认为,虽然我国债券市场的发展速度近年来不断加快,但与居民储蓄规模相比(见表1),总体规模仍然偏小,其对消费支出的影响并未充分显现。[5][7]。伴随债券市场规模的壮大、品种的丰富、结构的合理,其对消费支出的拉动作用会日益增强。
二、我国债券市场影响消费支出的实证研究
(一)债券市场作用于消费支出的传导机理
从理论上分析,债券市场对消费支出有正向和负向的双重影响。
其正向作用的传导机理如下:一是持有债券的投资者在债券价格上升后,可以通过卖出债券套现等方式获得实际资产的增加,从而推动消费支出的上升;二是持有债券的投资者可获得稳定的利息收入,收入的增加也将推动消费支出的增加;三是消费者通过持有债券,增大了总体资产水平,从而提升了自己的总体信用水平。于是,消费者可以运用这些债券来通过向银行借贷等方式,支持消费支出的增加。[8]
其负向作用的传导机理如下:一是当居民的储蓄倾向和投资倾向较高时,消费倾向则较低,即使买卖债券获得额外收益,也会用来增加投资或储蓄,反而减少消费;二是当居民消费物价水平的上涨幅度超过居民买卖债券获得的额外收益时,作为理性的经济人,人们通常会将额外收益用于固定资产或其他有价证券投资,并减少个人消费支出;三是当债券市场的规模较小、结构不合理时,居民在债券市场上获得的收益显著减少,从而挫伤居民的消费信心,并通过传染效应在更大范围上直接影响消费支出的增加。
通过上述分析可知,债券市场影响消费支出在理论上既有正向的作用,也有负向的作用。就我国债券市场而言,其影响消费支出的实际作用方向是正向还是负向,需要运用我国的居民消费支出、可支配收入、通货膨胀率、债券价格等数据进行实证检验,并根据最终检验结果提出适合我国实际情况的政策建议。
(二)我国债券市场影响消费支出的实证检验
1.模型设定及数据来源
(1)模型设定
将考虑债券市场因素的消费函数模型设定为:
Ct=?茁0+?茁1Yt+?茁2Pt+?茁3Bt+?着t(1)
其中,Ct为消费变量,由于我国购买债券的居民主要分布在县及县以上的城市,因此将城镇居民人均消费支出(记为EC)作为消费变量。Yt为收入变量,本文选择城镇居民的人均可支配收入(记为Y),从而与EC相对应。Pt为通货膨胀率,选择居民消费物价指数(记为P)来衡量通货膨胀率。Bt为债券市场代表变量,本文采用中债财富指数(记为ZQ)。
(2)数据来源及处理
本文采用季度时间序列数据进行实证检验,样本区间为2002年1季度-2008年4季度,共28个样本点。①2002年1季度-2008年4季度的城镇居民人均消费支出、城镇居民人均可支配收入等数据均来源于国研网(www.省略)。
消费物价指数的计算以2001年12月为基期,将各月环比CPI连乘得到各月的定基消费价格指数,季度定基消费价格指数由季度内各月定基指数作几何平均。[9]2002年1月-2008年12月的环比CPI指数来源于2002-2008年各期《中国经济景气月报》。将每季度的城镇居民人均消费支出、城镇居民人均可支配收入数据用各季度的定基消费价格指数进行调整以剔除物价因素,调整后的数据为季度实际变量。中债财富指数数据来源于中国债券信息网(www.省略)。
由于季度数据受季节因素影响较大,因此采用X11方法对EC、Y、P进行季节调整,以剔除季节因素的影响;采用二次指数平滑法对ZQ进行指数平滑,以消除明显的趋势变动;并对经过调整后的序列EC、Y、P、ZQ取对数,以降低异方差的影响,分别用LNECSA、LNYSA、LNPSA、LNZQSM表示。
2.单位根ADF检验与VAR模型设定
(1)单位根ADF检验
先对原序列进行单位根检验,以判断是否平稳,如果不平稳,再对1阶差分序列进行单位根检验,以判断是否为I(1)过程,①平稳性检验的结果如表2所示。
从表2可看出,在原始序列(Level)上,所有的检验结果均没有拒绝有单位根的假设,因此它们都是非平稳的时间序列;而所有变量经一阶差分后,都拒绝了有单位根的假设,表明差分变量都是平稳的,因此模型中的所有变量都符合I(1)特征,应采用协整方法进行检验。
(2)VAR模型设定
对LNECSA、LNYSA、LNPSA、LNZQSM估计向量自回归模型(VAR)。通过选择VAR的不同的滞后阶,根据AIC、SC准则确定滞后阶为3。进一步检验VAR(3)所生成的残差序列,Ljung-Box Q统计量和Jarque―Bera统计量表明残差已呈现独立同分布的结构,表明VAR(3)是可行的。
3.确定性协整与随机性协整的判定
原假设H0:协整方程是确定性协整,分别就不含时间趋势与含时间趋势进行Johansen协整检验,对应的特征根(Eigenvalue)分别记为?姿i与?姿*i,检验量:
(2)式中T为样本容量,r为特征根的个数。如果接受原假设,则将协整方程设定为确定性协整,否则应设定为随机性协整。基于VAR(3)作不含时间趋势的Johansen协整检验结果如表3所示。
由表3可知,i(i=1,2,3,4)分别为0.64、0.44、0.41、0.22。基于VAR(3)作含时间趋势的Johansen协整检验结果如表4所示。
由表4可知,与?姿i对应的?姿*i(i=1,2,3,4)分别为0.71、0.46、0.41、0.25。代入(2)式中有:
(3)式的LR检验接受原假设,因此应将协整设定为含截距、但不含时间趋势的确定协整。
由表3可知,在1%的显著性水平下接受协整个数为r=1。由于协整关系度量系统的长期稳定性,因此以上所定义的宏观经济系统是一个稳定系统。第一个协整关系对应了最大的特征根,其正则化估计度量了LNECSA与LNYSA、LNPSA、LNZQSM的长期稳定关系为:
LNECSAt=0.98LNYSAt-0.62LNPSAt-0.34LNZQSMt-4.31+?着1t
(-32.84)(0.37) (3.57)
由(4)式可知,从长期来看,Y(城镇居民可支配收入)对EC(城镇居民消费支出)的弹性约为0.98,ZQ(中债指数)对EC的弹性为-0.34,Y与ZQ系数的显著性表明它们对保持系统的长期稳定性起重要作用,P(消费物价指数)对EC的弹性为-0.62,但P系数并不十分显著。
4.Granger因果关系检验
Granger因果检验结果如表5所示。Y与EC互为Granger因果关系;而P、ZQ的Granger因果检验均未通过。
三、实证分析结论与对策建议
(一)实证分析的结论
一是从(4)式中可看出,当期消费支出对当期可支配收入的弹性为0.98,且t检验值(为-32.84)非常显著。当期消费支出对当期通货膨胀率的弹性为-0.62,且t检验值(为0.37)不太显著。这说明收入增长对消费支出有较强的刺激作用,收入每增加1%,相应的消费支出会上升0.98%。但是,收入增长对消费支出的刺激作用将被通货膨胀率的上升部分抵消。从(4)式中可知,我国城镇居民对消费品价格比较敏感,价格指数每上涨1%会引起消费支出下降0.62%。也就是说,当居民收入和消费价格同时增加1%时,将使居民消费支出增加0.36%。居民面临的收入不确定性和日益增加的支出预期,使消费支出对价格相对敏感,从而削弱了收入增加对消费的刺激作用。
二是当期消费支出对中债指数的弹性为-0.34,且t检验值(为3.57)比较显著,表明在当期关系中债券市场对消费支出产生一定程度的负向影响。这种负向影响比较显著,中债指数每上涨1%会引起消费支出下降0.34%。
三是Granger因果检验表明,在极高的置信度下可支配收入与消费支出互为因果关系,即收入提高带动消费支出的增长,而消费支出的增长通过乘数效应导致收入的提高。通货膨胀率、中债指数与消费支出之间没有任何方向的因果关系。总体而言,刺激我国消费支出增长的主要因素是居民可支配收入。
(二)对策建议
实证研究的结果表明,我国债券市场对消费支出产生了一定程度的负向影响。为抑制债券市场的负向财富效应,增强债券市场的正向财富效应,刺激消费增长,提升消费对经济增长的拉动作用,本文提出以下几点建议。
1.要继续大力促进债券市场的稳定发展,扩大债券市场的规模,丰富债券市场的品种
债券市场的品种包括非金融企业直接债务融资工具、中小企业集合票据、地方债券、私募债券、场外金融衍生产品等等。目前我国债券市场规模还较小,可以从两方面来衡量:一是债券市值占GDP的比例。美国债券市值占GDP的比例自1997年的1.54上升至2005年的1.99;我国债券市场值占GDP的比例自1997年的0.06上升至2007年的0.50,与美国相比差距仍较大。二是居民债券类金融资产占家庭资产的比例。总体来看,我国该比例大约为8%,远远低于美国的40%。①虽然我国债券市场的发展速度近年来在不断加快,但总体规模仍然偏小,品种还不够丰富。
2.要完善债券市场做市商制度
完善债券市场做市商制度,健全债券交易和监管制度,平稳有序、渐进式地推进债券市场的国际化,促进多层次资本市场的建设。通过建立规模大、效率高、结构优的债券市场,提高债券的增值性和流动性。目前我国债券市场结构呈现国债与企业债、短期融资券严重失衡的状况,企业债券市场处于发展的初级阶段,2007年我国企业债占GDP的比重约为2%,而大多数发达国家该比例已达到15%-20%。②且我国债券发行期限结构呈U型,一年以下和1-3年期限较短的债券和7-10年、10年以上的期限较长的债券发行较多,3-5年、5-7年的债券则发行较少,这种不合理的债券结构影响了债券市场的健康发展。
3.要继续完善住房、医疗、教育、养老保险等体制
由于目前我国上述体制尚不健全,社会公众一直保持着较高的储蓄率。1989-2005年期间,除2000-2003年储蓄资产比例在85%以上外,其他年份储蓄资产比例均在90%以上。近年来,我国居民储蓄资产的比例虽有所下降,但基本都维持在60%左右。2007年我国消费占GDP的比例为48.8%,而同期发达国家该比例为72%。消费不足,引致内需疲软,过度依赖投资和出口,已成为我国经济结构调整的掣肘。③继续完善住房、医疗、教育、养老保险等体制,逐步减少甚至消除居民消费的后顾之忧。
4.合理投资,分散风险
投资者应根据市场情况,合理调整股票、债券、房产和现金的比例,分散投资风险,使收入稳步增长,增强消费者的消费能力和意愿,扩大内需,促进经济增长。
参考文献:
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