金融資產財富效應研究的新視角:基于我國債券市場的實證分析

摘要:金融資產財富效應問題的研究由來已久，但關注的重點主要集中于股票市場，對債券市場的關注較少。隨著我國債券市場的逐步發展壯大，以及國家“擴內需調結構”戰略的實施，研究債券市場財富效應的問題意義重大。本文以債券市場為研究對象，對我國2002-2008年的季度數據進行了實證檢驗，試圖為金融資產財富效應問題的研究提供新思路。實證結果顯示，我國債券市場的財富效應對消費支出產生了一定程度的負向影響，本文據此提出了相關的政策建議。

關鍵詞:金融資產;債券市場;財富效應;消費支出;協整理論

中圖分類號:F820 文獻標識碼:A 文章編號:1003-9031(2010)05-0004-04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.05.01

一、引言

20世紀50年代，美國經濟學家莫Modigliani(1954)最早提出金融資產的財富效應問題，他在其生命周期假設的消費函數中將資產(包括股票、債券、儲蓄、遺產等)作為影響消費的第二個因素，與可支配收入共同解釋消費支出。[1]國內外學者對金融資產財富效應的研究主要集中在股票市場，對債券市場財富效應的研究很少，且研究都只停留在對單一債券品種，如國債、可轉換債券等品種。將債券市場作為一個整體，研究其財富效應對消費支出影響的文獻還沒有。長期以來“重股輕債”的思想，使學者對債券市場相關問題的研究不夠重視，而債券市場是否具有財富效應，即債券市場能否對消費支出產生影響，進而影響到宏觀經濟，是值得理論研究者、政策制定者和投資者關注的一個重要問題。

目前國內學者對債券市場財富效應的研究主要集中在兩方面:一是對我國國債財富效應的研究。郭宏宇等(2006)[2]、王肖艷等(2007)[3]實證研究發現我國國債呈現出較強的財富效應，但這一財富效應與國債存量相關。若公眾的信心發生變化，消費需求將迅速下降，這要求國債政策的淡出只能是漸進的，以避免對居民消費造成較大沖擊。二是對我國上市公司可轉換債券發行的財富效應研究。劉娥平(2005)運用事件研究法，發現可轉換債券發行公告具有顯著負的財富效應，但明顯低于增發股票公告的負效應。我國上市公司可轉換債券發行的公告效應，主要由稀釋度和負債比率兩個影響因素來解釋，而公司規模、發行的相對規模、市價賬面比、流通股比例等沒有說服力。[4]田柯等(2004)通過事件分析法卻發現我國上市公司可轉換債券的發行不具有明顯的財富效應。[5]另外，楚爾鳴等(2008)實證檢驗發現我國封閉式基金市值與社會消費品零售總額之間不僅存在長期的協整關系，而且短期內也存在弱財富效應①。[6]

當前，我國債券市場正處在蓬勃發展階段，債券發行數量和品種大幅增加，債券市場交易日趨活躍。中央國債登記公司的數據顯示，2003-2009年我國債券市場托管余額分別為3.7、5.16、7.26、9.25、12.33、15.11、17.53萬億元，與GDP的比值分別為:0.27、0.32、0.39、0.44、0.50、0.51、0.53。有學者認為，雖然我國債券市場的發展速度近年來不斷加快，但與居民儲蓄規模相比(見表1)，總體規模仍然偏小，其對消費支出的影響并未充分顯現。[5][7]。伴隨債券市場規模的壯大、品種的豐富、結構的合理，其對消費支出的拉動作用會日益增強。

二、我國債券市場影響消費支出的實證研究

(一)債券市場作用于消費支出的傳導機理

從理論上分析，債券市場對消費支出有正向和負向的雙重影響。

其正向作用的傳導機理如下:一是持有債券的投資者在債券價格上升后，可以通過賣出債券套現等方式獲得實際資產的增加，從而推動消費支出的上升;二是持有債券的投資者可獲得穩定的利息收入，收入的增加也將推動消費支出的增加;三是消費者通過持有債券，增大了總體資產水平，從而提升了自己的總體信用水平。于是，消費者可以運用這些債券來通過向銀行借貸等方式，支持消費支出的增加。[8]

其負向作用的傳導機理如下:一是當居民的儲蓄傾向和投資傾向較高時，消費傾向則較低，即使買賣債券獲得額外收益，也會用來增加投資或儲蓄，反而減少消費;二是當居民消費物價水平的上漲幅度超過居民買賣債券獲得的額外收益時，作為理性的經濟人，人們通常會將額外收益用于固定資產或其他有價證券投資，并減少個人消費支出;三是當債券市場的規模較小、結構不合理時，居民在債券市場上獲得的收益顯著減少，從而挫傷居民的消費信心，并通過傳染效應在更大范圍上直接影響消費支出的增加。

通過上述分析可知，債券市場影響消費支出在理論上既有正向的作用，也有負向的作用。就我國債券市場而言，其影響消費支出的實際作用方向是正向還是負向，需要運用我國的居民消費支出、可支配收入、通貨膨脹率、債券價格等數據進行實證檢驗，并根據最終檢驗結果提出適合我國實際情況的政策建議。

(二)我國債券市場影響消費支出的實證檢驗

1.模型設定及數據來源

(1)模型設定

將考慮債券市場因素的消費函數模型設定為:

Ct=?茁0+?茁1Yt+?茁2Pt+?茁3Bt+?著t(1)

其中，Ct為消費變量，由于我國購買債券的居民主要分布在縣及縣以上的城市，因此將城鎮居民人均消費支出(記為EC)作為消費變量。Yt為收入變量，本文選擇城鎮居民的人均可支配收入(記為Y)，從而與EC相對應。Pt為通貨膨脹率，選擇居民消費物價指數(記為P)來衡量通貨膨脹率。Bt為債券市場代表變量，本文采用中債財富指數(記為ZQ)。

(2)數據來源及處理

本文采用季度時間序列數據進行實證檢驗，樣本區間為2002年1季度-2008年4季度，共28個樣本點。①2002年1季度-2008年4季度的城鎮居民人均消費支出、城鎮居民人均可支配收入等數據均來源于國研網(http://www.drcnet.com.cn)。

消費物價指數的計算以2001年12月為基期，將各月環比CPI連乘得到各月的定基消費價格指數，季度定基消費價格指數由季度內各月定基指數作幾何平均。[9]2002年1月-2008年12月的環比CPI指數來源于2002-2008年各期《中國經濟景氣月報》。將每季度的城鎮居民人均消費支出、城鎮居民人均可支配收入數據用各季度的定基消費價格指數進行調整以剔除物價因素，調整后的數據為季度實際變量。中債財富指數數據來源于中國債券信息網(www.chinabond.com.cn)。

由于季度數據受季節因素影響較大，因此采用X11方法對EC、Y、P進行季節調整，以剔除季節因素的影響;采用二次指數平滑法對ZQ進行指數平滑，以消除明顯的趨勢變動;并對經過調整后的序列EC、Y、P、ZQ取對數，以降低異方差的影響，分別用LNECSA、LNYSA、LNPSA、LNZQSM表示。

2.單位根ADF檢驗與VAR模型設定

(1)單位根ADF檢驗

先對原序列進行單位根檢驗，以判斷是否平穩，如果不平穩，再對1階差分序列進行單位根檢驗，以判斷是否為I(1)過程，①平穩性檢驗的結果如表2所示。

從表2可看出，在原始序列(Level)上，所有的檢驗結果均沒有拒絕有單位根的假設，因此它們都是非平穩的時間序列;而所有變量經一階差分后，都拒絕了有單位根的假設，表明差分變量都是平穩的，因此模型中的所有變量都符合I(1)特征，應采用協整方法進行檢驗。

(2)VAR模型設定

對LNECSA、LNYSA、LNPSA、LNZQSM估計向量自回歸模型(VAR)。通過選擇VAR的不同的滯后階，根據AIC、SC準則確定滯后階為3。進一步檢驗VAR(3)所生成的殘差序列，Ljung-Box Q統計量和Jarque—Bera統計量表明殘差已呈現獨立同分布的結構，表明VAR(3)是可行的。

3.確定性協整與隨機性協整的判定

原假設H0:協整方程是確定性協整，分別就不含時間趨勢與含時間趨勢進行Johansen協整檢驗，對應的特征根(Eigenvalue)分別記為?姿i與?姿*i，檢驗量:

(2)式中T為樣本容量，r為特征根的個數。如果接受原假設，則將協整方程設定為確定性協整，否則應設定為隨機性協整。基于VAR(3)作不含時間趨勢的Johansen協整檢驗結果如表3所示。

由表3可知，i(i=1，2，3，4)分別為0.64、0.44、0.41、0.22。基于VAR(3)作含時間趨勢的Johansen協整檢驗結果如表4所示。

由表4可知，與?姿i對應的?姿*i(i=1，2，3，4)分別為0.71、0.46、0.41、0.25。代入(2)式中有:

(3)式的LR檢驗接受原假設，因此應將協整設定為含截距、但不含時間趨勢的確定協整。

由表3可知，在1%的顯著性水平下接受協整個數為r=1。由于協整關系度量系統的長期穩定性，因此以上所定義的宏觀經濟系統是一個穩定系統。第一個協整關系對應了最大的特征根，其正則化估計度量了LNECSA與LNYSA、LNPSA、LNZQSM的長期穩定關系為:

LNECSAt=0.98LNYSAt-0.62LNPSAt-0.34LNZQSMt-4.31+?著1t

(-32.84)(0.37) (3.57)

由(4)式可知，從長期來看，Y(城鎮居民可支配收入)對EC(城鎮居民消費支出)的彈性約為0.98，ZQ(中債指數)對EC的彈性為-0.34，Y與ZQ系數的顯著性表明它們對保持系統的長期穩定性起重要作用，P(消費物價指數)對EC的彈性為-0.62，但P系數并不十分顯著。

4.Granger因果關系檢驗

Granger因果檢驗結果如表5所示。Y與EC互為Granger因果關系;而P、ZQ的Granger因果檢驗均未通過。

三、實證分析結論與對策建議

(一)實證分析的結論

一是從(4)式中可看出，當期消費支出對當期可支配收入的彈性為0.98，且t檢驗值(為-32.84)非常顯著。當期消費支出對當期通貨膨脹率的彈性為-0.62，且t檢驗值(為0.37)不太顯著。這說明收入增長對消費支出有較強的刺激作用，收入每增加1%，相應的消費支出會上升0.98%。但是，收入增長對消費支出的刺激作用將被通貨膨脹率的上升部分抵消。從(4)式中可知，我國城鎮居民對消費品價格比較敏感，價格指數每上漲1%會引起消費支出下降0.62%。也就是說，當居民收入和消費價格同時增加1%時，將使居民消費支出增加0.36%。居民面臨的收入不確定性和日益增加的支出預期，使消費支出對價格相對敏感，從而削弱了收入增加對消費的刺激作用。

二是當期消費支出對中債指數的彈性為-0.34，且t檢驗值(為3.57)比較顯著，表明在當期關系中債券市場對消費支出產生一定程度的負向影響。這種負向影響比較顯著，中債指數每上漲1%會引起消費支出下降0.34%。

三是Granger因果檢驗表明，在極高的置信度下可支配收入與消費支出互為因果關系，即收入提高帶動消費支出的增長，而消費支出的增長通過乘數效應導致收入的提高。通貨膨脹率、中債指數與消費支出之間沒有任何方向的因果關系。總體而言，刺激我國消費支出增長的主要因素是居民可支配收入。

(二)對策建議

實證研究的結果表明，我國債券市場對消費支出產生了一定程度的負向影響。為抑制債券市場的負向財富效應，增強債券市場的正向財富效應，刺激消費增長，提升消費對經濟增長的拉動作用，本文提出以下幾點建議。

1.要繼續大力促進債券市場的穩定發展，擴大債券市場的規模，豐富債券市場的品種

債券市場的品種包括非金融企業直接債務融資工具、中小企業集合票據、地方債券、私募債券、場外金融衍生產品等等。目前我國債券市場規模還較小，可以從兩方面來衡量:一是債券市值占GDP的比例。美國債券市值占GDP的比例自1997年的1.54上升至2005年的1.99;我國債券市場值占GDP的比例自1997年的0.06上升至2007年的0.50，與美國相比差距仍較大。二是居民債券類金融資產占家庭資產的比例。總體來看，我國該比例大約為8%，遠遠低于美國的40%。①雖然我國債券市場的發展速度近年來在不斷加快，但總體規模仍然偏小，品種還不夠豐富。

2.要完善債券市場做市商制度

完善債券市場做市商制度，健全債券交易和監管制度，平穩有序、漸進式地推進債券市場的國際化，促進多層次資本市場的建設。通過建立規模大、效率高、結構優的債券市場，提高債券的增值性和流動性。目前我國債券市場結構呈現國債與企業債、短期融資券嚴重失衡的狀況，企業債券市場處于發展的初級階段，2007年我國企業債占GDP的比重約為2%，而大多數發達國家該比例已達到15%-20%。②且我國債券發行期限結構呈U型，一年以下和1-3年期限較短的債券和7-10年、10年以上的期限較長的債券發行較多，3-5年、5-7年的債券則發行較少，這種不合理的債券結構影響了債券市場的健康發展。

3.要繼續完善住房、醫療、教育、養老保險等體制

由于目前我國上述體制尚不健全，社會公眾一直保持著較高的儲蓄率。1989-2005年期間，除2000-2003年儲蓄資產比例在85%以上外，其他年份儲蓄資產比例均在90%以上。近年來，我國居民儲蓄資產的比例雖有所下降，但基本都維持在60%左右。2007年我國消費占GDP的比例為48.8%，而同期發達國家該比例為72%。消費不足，引致內需疲軟，過度依賴投資和出口，已成為我國經濟結構調整的掣肘。③繼續完善住房、醫療、教育、養老保險等體制，逐步減少甚至消除居民消費的后顧之憂。

4.合理投資，分散風險

投資者應根據市場情況，合理調整股票、債券、房產和現金的比例，分散投資風險，使收入穩步增長，增強消費者的消費能力和意愿，擴大內需，促進經濟增長。

參考文獻:

[1] Franco Modigliani. Monetary Policy and Consumption， in Consumer Spending and Money Policy [M]. Federal Reserve Bank of Boston， 1971.

[2]郭宏宇，呂風勇.我國國債的財富效應探析——1985-2002年間我國國債規模對消費需求影響的實證研究[J].財貿研究，2006(1).

[3]王肖艷，袁前進.試析政府公債能否對我國居民具有財富效應——基于李嘉圖等價的實證檢驗[J].集團經濟研究，2007(10).

[4]劉娥平.中國上市公司可轉換債券發行公告財富效應的實證研究[J].金融研究，2005(7).

[5]田柯，勞蘭珺.我國上市公司可轉換債券發行的財富效應研究[J].上海管理科學，2004(6).

[6]楚爾鳴，梁益逢，聶韻.中國封閉式基金財富效應的實證分析——基于協整理論的分析[J].上海金融學院學報，2008(4).

[7]駱祚炎.城鎮居民金融資產與不動產財富效應的比較分析[J].數量經濟技術經濟研究，2007(11).

[8]丁攀，胡宗義.股價與房價波動對居民消費影響的動態研究[J].統計與決策，2008(15).

[9]沈利生.同比價格指數與環比價格指數辨析[J].統計研究，2008(1).