英文名称：Stock Market Trend Analysis Weekly
主管单位：综合开发研究院（中国?深圳）证券研究所
主办单位：综合开发研究院;股份经济与证券市场研究所
出版周期：周刊
出版地址：广东省深圳市
语
种：中文
开
本：16开
国际刊号：1671-0401
国内刊号：44-1524/F
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创刊时间：1990
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联系方式
期刊简介
上海病:两个方向上的矛盾
东方明珠:品牌与股价的严重背离
“月份周期”折射资金运动规律
2012年的三条投资主线
反转只缺催化剂
金融股抗跌业绩预增股开始热身
衡量资本市场不能用西方理论
政策或向保增长转变
不要在拂晓前倒下
2300点决定修正浪
一切等待中央经济工作会议定调
邪恶理论与交易策略
积极参与年报预增股炒作
留意基金“独门”重仓股
“资金为王”的跟庄操作手法
货币进一步放松成共识
弱势下仅有年报预增股可操作
指数新低正收益越来越难
新起点新征程——《股市动态分析》创刊二十周年暨证券投资高峰论坛纪实
蛰伏的三季度波浪理论看下半年走势
戒急用忍,仍以反弹处之
江恩圆循环周期（之七）七月能翻身吗?
主流们,何必过度悲观
把握正确的止赢点(下)
2319未必是底关注农行上市日
中小板:走势开始反映中报业绩预告
市场已临转折期成长唯待新思维
股市动态吧
祁连山:受益于西部大开发的区域龙头
寻找核心驱动产业
农行IPO遇冷带来的机会
百万富翁Ⅲ(20)
下周股权限售股流通统计一览
左手利弗莫尔,右手格雷厄姆
读《雪球·巴菲特传》与LTCM失之交臂
下半年坚决做多
“金融界社区2010年三季度投资策略报告会”圆满结束
熊市制胜策略:波段操作
郑煤机:快速成长的煤机龙头企业
金洲管道:成长性突出的钢管行业强势企业
众业达:市场定位偏低机构趁机抢筹
美尔雅:大宗交易露端倪重组近在咫尺
世纪鼎利:凸显“五高”相貌高送转预期强烈
金地集团谋转型“金融少帅”面临双重考验
低空空域开放在即万亿市场空间广阔
新华基金:短期市场仍将延续震荡筑底过程
最新上市公司传闻求证
行业分析
公司研究
投资问答
机构荐股
市场估值进入底部区域南方小康指数基金来淘金
半年“中考”基金交答卷华夏基金业绩整体抗跌
沪深股市主要指数市盈率一览
解读“民企凶猛”看好精华民企的强势竞争力
下半年坚决做多
“金融界社区2010年三季度投资策略报告会”圆满结束
熊市制胜策略:波段操作
郑煤机:快速成长的煤机龙头企业
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世纪鼎利:凸显“五高”相貌高送转预期强烈
金地集团谋转型“金融少帅”面临双重考验
低空空域开放在即万亿市场空间广阔
新华基金:短期市场仍将延续震荡筑底过程
最新上市公司传闻求证
市场估值进入底部区域南方小康指数基金来淘金
半年“中考”基金交答卷华夏基金业绩整体抗跌
关键词: 股权分置改革; 股权结构; 动态市场效应; 超额收益率; 异常换手率
中图分类号: F830.91 文献标识码: A 文章编号: 1005- 0892 (2007) 05- 0037- 06
收稿日期: 2006- 08- 10
基金项目: “211”工程资助项目( el2003)
作者简介: 奉立城, 对外经贸大学教授, 华盛顿州立大学经济学博士, 主要研究方向为中国股票市场; 张忠永, 辽宁工程技术大学讲师,对外经贸大学博士生, 主要研究方向为中国股票市场; 许伟河, 福州大学讲师, 对外经贸大学博士生, 主要研究方向为中国股票市场。
一、引言
对于信息, 一般可以分为公开信息和私人信息,不管前者还是后者, 一般都具有单一和稳定的市场效应。根据有效市场理论, 市场将对以上两种信息分别做出立即和缓慢的反应。尽管反应速度有所区别, 但是消息的好坏性都是单一的, 市场反应的正负性也是单一的, 只是反应时间从几分钟到几年不等而已。[1- 3]很少有正负性动态变化的信息出现( 也许一般来讲这种信息不能称其为信息) , 故对它的研究也更少见。但是, 中国进行的股权分置改革中却出现了这种特殊的事件信息, 尽管它的正负性不定, 但它确实是非常重大的信息, 所以对市场表现的影响非常明显, 很有必要对之做出特殊而细致的研究。
二、问题的提出
根据中国证监会《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》( 后简称《通知》) , 股权分置改革的基本程序是: 首先, 上市公司非流通股股东提出股权分置问题解决方案, 在得到有关部门批准后, 真实、准确、完整地公布, 并征求流通股股东的意见, 进行沟通, 最终确定股改方案; 其次, 召开临时股东大会,对方案进行表决; 最后, 表决如果通过, 则实施方案( 其间有数次停牌和复牌安排) 。从已经完成的股改公司看, 绝大多数都经历了方案的沟通、修改过程, 而后通过投票表决。但这一过程同时也反映出了一些值得思考的问题。尽管到目前为止, 总体来说非流通股向流通股补偿的观点基本为大家所接受, 但怎样补偿却并没有一个理论或实践的结论。目前, 股改中普遍使用“对价”概念。一般认为, “对价”可以理解为非流通股股东为取得流通权, 向流通股股东支付的相应的代价( 对价) 。但是作为一种权利的代价, 是很难对其进行定价的。当然, 也有不少人提出了对价方案计算公式, [4- 6]不少公司也公布了自己的计算方法。[7]但实际面对股改中的复杂问题时, 这些方法都缺乏牢固的理论基础, 如实践中出现的方案需大幅度修改和流行“送3”或“送2、3、4”模式就是这一问题的反映。肖国元(2005)在其系列文章中就指出了对价依据牵强、参数随意等问题。[8]国资委也出面申明, 对价和上市公司的基本面、市盈率、融资情况、流通股发行价格、国有股东最低持股比例、非流通股股东持股成本等六个方面有关, 而具体什么关系, 并没有一个权威机构能给出。所以, 对价的制定其实是一个讨价还价的博弈过程, 其中涉及股东中不同层次之间的利益关系。由于特殊的投票机制以及利益保护方式的多样性, 即“手”和“脚”的投票方式, 使得各利益集团间的关系变得非常复杂。如非流通股与流通股、大股东与小股东、不同类别的大股东等利益的冲突与一致性并存、博弈与二次博弈同时展开等, 故结果的不确定性是很显然的。这种不确定性也就导致市场效应的不确定性,博弈各方下一阶段的决策往往是以对方对前一阶段博弈结果的反应为依据的, 难以一次性地作出永久性决策, 表现出时而买进, 时而卖出。这样一来市场就在各方的不断调整中不断地波动, 且这一过程在股改初期表现得更加明显。
对于这一波动的研究, 不仅可以揭示市场波动的效应, 同时可以揭示引发这一波动的原因, 分析博弈各方在股改中的作用和地位, 解释一些有关谁操纵、一边倒、谁没代言人等争议性问题以及拉票、索贿等现象。
三、方法论及文献综述
对于公开信息, 可以用事件研究法进行研究; 对于私人信息, 由于研究较少, 方法也不统一; 而对于第三类不定或动态信息, 根据其动态性, 笔者认为应将事件研究法的思路向动态多截面扩展, 同时结合t 和经过相关系数调整的BMP- t 检验分析, 这样才能揭示其变化特征。同时为了对引起波动的原因进行分析,必须对各截面分别进行多因素回归分析。由前面的论述已知各类股东的动态博弈是造成这一特殊过程的核心原因, 所以截面上主要进行股权结构同波动的回归分析。
根据Hotchkiss 和Strickland 等的研究, 股权结构是影响公司股票市场效应的重要因素。[9]Hanery Hansmann研究了股权集中度和股东投资目的及行使股东权力的方式之间的关系。[10]Steven Huddart、Li 和Simerly、SteenThomsen 和Torben Pedersen 对大股东的行为进行了研究。[11- 13]Shleifer 和Vishny 对小股东的搭便车行为做了研究。[14]而对于具体类型的投资者行为及影响的研究有:Charkham对于公司型股东的行为进行了研究, 指出他们的持股目的主要在于获得技术、产业链及进出口等方面; [15]George Karathanassis, Nikolaos Philippas, Efthymios GTsionas 则对基金的短期行为进行了研究。[16]本文主要根据以上文献中对于股权集中度和几种类型投资者行为特征的研究, 分析他们在股改过程中对市场效应的动态影响。
四、样本公司的基本情况
本文从已经结束的两批试点和前五批股改公司中,按照股改方案类型, 选择其中只发行A 股、股改方案为纯送股, 并且两个事件点之间的交易日超过5 天的120 家公司为研究对象。这样可以避免投资者因为对不同方案的偏好和不同方案之间换算心理误差所引起的市场效应的不同, 同时可以研究方案公布到实施期间市场效应的时间特征。
五、股权结构的市场效应分析
( 一) 股权分置改革的市场效应本文借鉴事件研究法来分析股改的市场效应, 主
要有两个方面: 一是超额收益率; 另一是异常换手率。并选择两个事件点来分析: 一个为股改方案公布后首个复牌日, 讨论市场对股改信息的反应; 另一个为股改方案通过, 具体实施的G 股首个复牌日, 讨论市场对股改方案的反应。
由于第一个事件点和第二个事件点具有很强的内在关系, 所以选择相同的估计窗口, 即以第一个事件点为0 时刻( 单位为天) , 估计窗口选为- 190~- 11 天;同时, 由于期间的两次停牌, 第一个事件窗口选为- 10~- 1 天, 以及方案宣布后首个复牌日到第5 天; 第二个事件窗口从成为G 股后首个复牌日, 即支付对价日到复牌后5 天。
1. 超额收益率的统计检验。因超额收益率是用市场模型求得, 故用经调整的BMP- t 检验方法: [17- 18]
由表1 统计结果可以看出, CAR- 10、AR0、AR4、CAR5 及GAR0 在1% 的显著性水平下显著不为0,GAR3、CGAR5 在5%的显著性水平上不等于0, 可见股改方案公布的市场效应表现强烈; 而G 股方案实施时,由于从方案公布到实施之间存在交易日, 各方的利益都经过了一定的调整。但GAR0、GAR5 和CGAR5 的标准差显然较大, G 股复牌后超额收益率的标准差大于G股前进行单侧t 检验, 其显著性水平为15%。这说明股改后各股的收益差别又呈扩大趋势, 股改方案实施过程不同于简单的分红送股, 短期的市场自然除权并不能熨平股改方案制定偏差对投资者和市场的影响。不同投资者对于G 股复牌收益的看法各异, 使得交易活跃, 股价波动加大。这一点也反映在对于股改实施日股价或收益计算问题在理论上也存在着争议上。[19] 这样一来, 不同投资类型的投资者都依据自己的投资策略, 充分利用对价方案的长期效应和短期效应之间的差异进行投资,使得股价波动变大, 且这种变动和股权结构之间的关系是内在的。
2. 异常换手率的计算。
其中, TRit 为i 股票t 时刻的换手率, ATRit 为异常换手率。累积异常换手率是对异常换手率( CATR) 进行时间的加总。在对G 股支付方案后的换手率GATRit 进行计算时, 基数采用原流通股获得支付后的流通股, 未包括原非流通股。
由于异常换手率直接由历史数据统计而成, 故使用常规t 检验, 结果见表2。
由表2 可以看出, 异常换手率和超额收益率的统计结果对比非常明显, 所有交易日的异常换手率都显著不为0, 而且G 股的超额换手率大于G 股以前的异常换手率进行的单侧t 检验, 显著性水平为3%, 说明股改后的换手率效应非常显著。结合上面超额收益统计结果:G 股的超额收益大多体现出不显著非0, 说明活跃的交易是以供需同时变大为基础的。这再次表明不同的投资者对G 股认识的差异, 也从另一个侧面表明送股比例的非客观性, 或者对流通权价之度量的主观性, 这就成为股权结构可能对对价方案产生重大影响的客观依据之一。
注: GAR 代表G 股复牌后超额收益率; 10%、5%和1%的临界值分别为1.658、1.980 和2.省略info.省略); 股票交易数据来源于大智慧。
( 二) 市场效应的股权结构分析
1. 基本原理
根据《通知》中的股改程序, 股权分置改革的过程实际为各种不同类型的股东之间的一个利益冲突和多重动态博弈过程。大体划分, 有以下三个博弈同时发生。博弈1: 流通股和非流通股的博弈。这是最为核心的一个博弈过程。其特点是: 流通股部分参与; 参与者( 主要为大股东) 要面对非流通股为流通股争取尽量多的利益, 但同时要考虑自己的特殊利益以及方案公布后中小股东可能的反应, 以保证自己的特殊利益。非流通股股东则充分利用流通股股东的内部分歧, 争取较低的股改成本; 但同时也要面对送股比例过低被否定时, 再次修改方案可能带来的多方面损失的风险。博弈2: 大流通股股东和小流通股股东的博弈。LaPorta 指出, 现在世界上大多数大企业的委托问题主要是大小股东之间的委托问题; [20]Dyck、Zingales也指出, 公司的资源和收益并不能在大小股东间按照控股比例进行分配, 大股东可以攫取小股东的利益。[21]在股改过程中, 大小流通股股东利益基本是一致的。但大股东具有表决优势, 可选的获利方式也较多, 所以他既可以顾及小流通股股东的利益, 也可以安排其它获利方式而牺牲小股东; 小股东也有一定的决策影响力, 他可以在用“手”和“脚”投票之间选择, 进而对投票结果和股价走向产生影响, 给大股东的获利意图带来不确定性。
博弈3: 不同类型的大股东之间的博弈。大股东有长期投资、短期投资之分, 同时也有抗风险能力高低之分, 他们都是股改方案的核心影响力量。根据自身的投资策略, 他们可能选择彼此合作, 也可能选择以我为主的策略; 而且, 参与的积极程度和目的也可能出现差异。
以上三种博弈是同时发生的。首先是大股东的决策; 然后小股东根据市场反应对大股东的策略进行推测, 并作出自己的决策; 接着大股东又根据市场反应,观察小股东和其他大股东的策略, 并作出第二阶段的决策。依次类推, 不断进行着动态博弈; 但随着时间的推移, 各方的策略变得明显和稳定, 市场波动减弱。
2. 模型设定及结果分析
根据以上原理, 本文选择流通股比例、第一流通股比例、十大流通股占流通股比例、十大流通股中第一流通股比例、流通股中非投资公司股东比例、投资公司股东比例和个人股比例作为解释变量, 来分别反映流通股和非流通股的力量对比、流通股集中度、大流通股东集中度和流通股结构; 选择CAR- 10~- 1、AR0~AR5、CAR5 和CATR- 10~- 1、ATR0~ATR5、CATR5 为被解释变量, 反映市场对股改方案的反应; 选择GAR0~GAR5、CGAR1~5 和GATR0~GATR5、CGATR1~5 为另一组被解释变量, 反映市场对股改方案实施的反应。由于多重共线性的存在, 建立以下两类模型:
y=α+βx+ε (7)
其中: y 可为CAR- 10~- 1、AR0~AR5、CAR5 和CATR- 10~- 1、ATR0~ATR5、CATR1~5 和GAR0~GAR5、CGAR1~5 和GATR0~GATR5、CGATR1~5; x 为流通股比例( 模型1) 、
第一流通股比例( 模型2) 、十大流通股占流通股比例( 模型3) 、十大流通股中第一流通股比例( 模型4) 。
y=a1x1+a2x2+a3x3+ε ( 8)
为模型5。其中: y 同上, x1、x2、x3 分别为流通股中非投资公司股东比例、投资公司股东比例和个人股比例。首先研究股改方案公布的市场效应。对模型1~5分别回归, 结果整理见表3- 4。
从表3- 4 可以看出, 对于事前预期CAR- 10~- 1 显著的因素有流通股比例、十大流通股和投资公司股东;对于CATR- 10~- 1 显著的因素增加了自然人股东。因为流通股股东越多, 小股东可能越多, 大股东控制局面的自信心越弱, 所以从股改中获利的把握性较低; 而小股东处于博弈的后发方, 不会轻易提前做出肯定的判断, 所以流通股比例和收益表现出负相关。而十大流通股则正好相反。其它解释变量, 比如第一流通股,很难预期它一定能在博弈中获胜, 所以大多不显著。特别要注意自然人股东, 虽然他们是大股东, 但是和其他两类大股东相比, 其抗风险能力最弱, 所以调整最为积极; 但对于收益率影响不明显, 可能是进进出出不断调整造成的。这说明大家对于股改并没有形成一致的观点, 只有那些在博弈中处于控制地位的参与者才表现出乐观态度。
股改方案公布, 即T=0, 为该事件的最重要的时刻; 但并非所有因素的显著性影响都出现在这一天,反而在后续的第3、4 天才表现出来。总体来看, 方案经调整并复牌后, 大股东市场效应总体趋势为由大变小, 其中基金的效应时间最短, 自然人效应时间最长、波动最大; 小股东反应迟缓, 效应趋势为钟形曲线,后面可能波动。这是因为, 从事前的表现可见, 大股东对方案的把握较准确, 所以快速地进行对应的交易,特别是方案沟通的主要对象―――基金, 既有信息优势,又有专业优势, 所以交易更果断。而自然人大股东抗风险能力弱, 又不能轻易地退出, 所以格外小心, 不断地调整。小股东对对价方案的理解只能从复牌后的市场表现来判断, 因为十大股东以外的股东比例平均为87.7%, 而参与投票的流通股平均为30.6%, 也就是说, 如果十大流通股股东都参与投票, 那么, 十大流通股东以外的小股东有79.1%不参与投票。他们在和大股东博弈时, 只能根据大股东参与的结果, 进行投资策略选择, 所以不会立即决策, 感觉差不多时才积极参与; 然后再度观望, 等待进一步的消息, 故表现出时正时负的边际效应波动特征。
这种动态博弈的结果便表现出市场反应的反转,最终对CAR1~5、CATR1~5 大都不显著。
以上波动效应也可以从参与者的决策动机方面进行分析。模型2 和模型3 反映了流通股的集中程度。如果大股东和小股东的利益达成一致, 或大股东考虑小股东的利益, 则股权集中将有利于流通股利益的统一, 增强方案沟通阶段和表决过程中流通股整体的议价能力, 得到更多的超额收益。但是从表3- 4 的回归结果看, 这两个因素都不显著。结合模型4, 可见特别是最有发言权的第一流通股, 不管是占流通股的比例还是占十大流通股的比例, 都不显著, 说明他们尚且不敢对其他大股东的策略作出肯定的预期, 只能等结果出来再做进一步选择; 对AR3、AR4 表现出负显著,说明其他大股东未必和他合作, 即大股东并没有简单地选择流通股的一致利益, 而是充分利用其影响力来实现自己的意图; 进而可能选择其它获利方式, 比如短期投机、安排低价等, 以便全流通后增持控股, 甚至出现拉票、索贿等寻租行为。
对于参与程度最深的大股东, 因为类型不同, 价值取向也不同。这三类大股东的性质有很大差异, 决定了在整个过程中的表现也迥异, 其中自然人投资者秉性和小投资者最为接近。他们投资组合单一, 抗风险力差, 趋向于短期投资。对于非投资公司法人股东,他们的持股目的不简单是获得一般投资收益, 还可能有获得技术、市场和产业链等目标, [15]所以一般以长期持有为特点; 从长远利益出发, 他们一般趋向于争取最高对价, 态度较坚决, 这一点和小股东类似。最为复杂的是基金等机构投资者。他们好像和小投资者一样, 只为投资收益; 但是他们资金雄厚, 投资组合复杂, 不仅能分化大多数风险, 而且操作灵活, 对具体股票的收益和风险并不十分在意, [13]所以他们表现出积极争取、灵活处理的特点。这从流通股的投票率( RV)分析中可以看出:
RV=0.22RLN+0.39RLI+0.21RLP R2=86.0% (9)
(0.00) (0.00) (0.00)
其中: RLN、RLI 和RLP 分别代表流通股非投资公司法人股、投资公司法人股和自然人股。由( 9) 式可以看出, 基金投票的积极性最高, 另外两类大致相当。但对于对价方案的影响却如式( 10) 所示:
r=3.80RLN+3.20RLI+3.52RLP R2=96.7% (10)
(0.00) (0.00) (0.00)
基金的贡献却最小, 非投资公司股东最大, 自然人次之。这充分说明了三者的特性, 而基金的复杂性使其在股改中表现出过多的短期套利行为。
其次研究股权分置改革方案实施时的市场效应。方案实施的多截面回归结果见表5- 6。
从表5- 6 可以看出, G 股实施时, 股权结构的各因素的市场反应表现出以下特征: (1)方案实施日大多数因素对收益率表现出不显著, 而第4、5 天左右却大多表现显著, 正负交错变化。(2)换手率对流通股整体以及大股东内部各因素而言, 表现出影响逐渐减弱,而减弱的速度各异; 对第一流通股和十大流通股而言,却表现出钟形特征, 最值出现在第4 天。(3)投资公司股东的收益率市场效应同表3 相反。(4)换手率和收益率之间的对应关系变得模糊。
从以上表现可以看出, 小股东根据方案公布复牌时间段的观察结果, 在G 股复牌日进行积极交易; 但大股东整体则经过前期调整后, 表现出静观小股东反应的特征, 三天后才大量交易。从大股东内部来看,基金作为最具主动性的成分, 前后两阶段都积极交易。而G 股阶段效应时间更长, 且效应相反, 说明前后两阶段的策略可能是相反的; 后者第一阶段就利用其信息优势和影响力, 对后阶段的交易策略作出了安排。这样在后续的市场表现中, 可能会带来小股东的再次波动。换手率的这种钟形变化及大股东内部个别成分的交易变化, 并没有得到收益率的相应体现, 说明大小股东对方案的理解存在差异, 同时可能有新的资金
介入, 使得大股东对整体局势的把握能力也有所降低。所以相对于方案公布而言, 大股东表现出更长的效应时间和波动性。
六、结论与建议
从以上分析中可以得出结论: 股权分置改革方案形成及实施的过程是一个各类股东多方动态博弈的结果, 其人为因素对事件的市场反应有很大影响。股改前, 博弈的相对主动方( 主要为大股东) 的影响力越大( 比如集中度越高) , 正效应越明显。方案宣布并经调整复牌后, 大股东市场效应总体趋势为由大变小,其中基金的效应时间最短, 自然人效应时间最长、波动最大; 小股东反应迟缓, 效应趋势为钟形曲线, 后边可能波动。方案实施后, 大小股东的行为及效应有同第一阶段相反的趋势。G 股实施阶段的换手率同收益率之间的关系复杂化。
根据以上结论, 笔者提出以下建议: 由于造成以上市场波动的核心原因是对价评估理论的缺失以及大小股东的关系, 因此, 为了尽量减少股改过程中的市场波动, 促进股改的顺利进行, 监管部门应对上述两方面加强管理。首先, 要求股改公司尽量详细地公布对价方案的制定依据和修改依据, 尽管没有权威的理论, 但这也能使投资者对方案背后的投资价值有所了解, 最起码能起到比照作用, 加强市场的经验学习能力。其次, 加强对机构投资者, 特别是基金的引导, 增强它们对股改顺利实现的预期, 从而使它们尽量保持自己应该的长期投资的特性, 而不是把股改当成一次前途未卜的博弈。这样, 大小股东的利益会最大程度的一致, 从而弥补了中小股东的信息劣势和参与惰性, 二次博弈的强度就会降低, 市场就会表现出更多的对信息的正常反应特征, 增强市场的稳定性,从而减少股改过程中的市场风险。
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中恒集团，公司主要产品“血栓通”是心脑血管用药的大品种，在样本医院统计中是终端销售规模最大的品种，随着新的农村合作医疗的拓展，血栓通在基层医院的销售大幅放量。血栓通产能将在2014年下半年开始逐步释放。中恒集团是中国人口老龄化受益的确定性品种。
宜华木业，公司原来以出口为主，随着美国房地产市场好转，公司产品出口受益；现在公司积极开拓内销业务，分享国内消费升级红利。公司拥有500万亩林地资源，掌握上游资源，实现一体化经营，有助于公司充分获得全产业链的利润。
洪都航空，公司主要生产教练机，主要品种是L-15高级教练机和K8中级教练机，随着L-15高级教练机的陆续交付，公司迎来业绩恢复增长。目前中航装备旗下仅有成飞集成和洪都航空两个资本运作平台，随着成飞集成的停牌资产注入，洪都航空也有望未来进行资产整合。
国光电器，公司原来业务是音箱、扬声器等的生产和销售，目前公司切入锂电池产业链，另外公司在花都区有1200亩土地，公司面临业绩反转和土地价值重估的双重机遇。
国电南瑞，公司是中国电力自动化领域的技术领先企业，在高端电力二次设备市场占有率高达50%以上，在省电网调度高端自动化市场占有率达75%。资产重组完成后将北京科东、电研华源、国电富通、南瑞太阳能等收入麾下，国电南瑞在配网自动化市场地位更加稳固。同时公司积极培育新的增长点，在轨道交通、新能源领域进展顺利。
威远生化，新奥控股入主威远集团后，通过2010年和2013年两次资产重组，分别注入了二甲醚资产和煤炭/煤化工资产，公司转型为清洁能源供应商；公司现有甲醇产能60万吨，在建产能60万吨，公司的煤制甲醇具备成本优势和规模优势。
【关键词】股价指数 Granger因果检验 ohansen协整检验 VEC模型 脉冲响应
一、引言
资本市场主要指的是债券市场和股票市场。在发达国家经济中，证券市场对宏观经济的发展起着举足轻重的作用，证券市场的结构合理、功能完备则社会资源利用率就高，经济效率就高。股票市场的存在、发展与宏观经济的关系密切，受到宏观经济的制约和影响。
论文选取亚洲的中国香港股票市场、北美洲的美国股票市场以及欧洲的英国股票市场为研究对象，中国香港、美国和英国三个国家和地区的经济较为发达，股票市场较为成熟。更为重要的是，他们之间的经济密切联系，宏观经济和股票市场的信息能够得到迅速传递、充分反映，可以通过分析三者的动态关联性来说明在股票市场上分散投资的长期效果。
二、文献回顾
在高度全球化的金融市场，国际股市之间往往存在不同程度的波动性和关联性。国内外许多学者都就此问题展开了研究。在国外的研究中，Hung 和Cheung（1995）研究发现，东南亚5 个新兴股票市场的股指相互之间存在显著的Granger 因果关系和协整效应，因此未能达到区域内的市场有效性。Leong 和Felmingham（2003）也证实，亚洲金融危机后中国香港与中国台湾、新加坡与韩国、日本与韩国、以及新加坡与中国香港之间的股票指数均存在不同程度的双向Granger因果关系。
在国内研究方面，骆振心（2008）基于VAR 的Johansen 多元协整检验对中国金融开放和股权分置改革前后的股票市场与美、英、德、日、中国香港等五国（地区）股市之间的关联性分析。吴英杰（2010）对金融危机前和危机期间六个主要国家（地区）的股市进行联动性实证分析，发现危机期间股市联动性加强。
三、实证分析
（一）数据选取
论文选取了美国、英国和中国香港三个国家和地区的主要股票市场指数：美国的道·琼斯工业平均指数（DJIA），英国的金融时报指数（FTSE100），香港的恒生成分股指数（HSI）。样本数据为2006年1月4日到2011年6月10日的日收盘数据，观察值为1340个数据。我们对这三个指数数据进行取对数和对数差分处理。可以得出的结论是，中国香港、美国和英国三个国家和地区的主要股票市场指数变动趋势大致相同。
（二）实证模型
（1）单位根检验。首先对股票指数的对数序列以及差分序列进行单位根检验，确定各时间序列的单整阶数。
检验结果表明，对数序列均接受存在单位根的原假设，对数差分序列（即收益率序列）进一步进行平稳性检验，则显著拒绝存在单位根的原假设，这说明它们的差分序列是平稳的，由此可以推断对数指数序列是非平稳的，都是I（1）过程，收益率序列是I（0）过程。
（2）Granger因果关系检验。Granger 因果关系检验的检验结果对滞后阶数的选取十分敏感，如果回归模型包含的滞后变量不足，很可能得到不显著的结果，反之，滞后变量过多又会降低估计结果的无偏性由于股票市场对数指数序列都是一阶差分平稳过程，都是齐次非平稳时间序列。从Granger 因果关系检验的结果来看，对于对数指数序列，三个股票市场之间相互影响，各股票市场的发展趋势和波动相互传导，使得主要股票市场具有显著的联动特征。
（3）VEC模型。通过协整检验可以得出，中国香港、美国和英国股票市场价格指数之间存在协整关系，三个股票市场之间并不是相互独立的，而是具有一定的动态关联性。
长期的看，美国和英国的股票市场指数是同向变动的关系，长期趋势相同，并且相互影响程度较大，这也与美国与英国的经济紧密联系表现相一致。而美国和中国香港的股票市场指数之间也是同向变动关系。说明他们的动态变化由共同的随机项决定，这个共同随机项对这三个变量产生长期影响。虽然各国和地区经济政治体制也存在差异，经济发展程度不同，股票市场的规模、环境不尽相同，但各国股市指数受共同随机项决定，形成一个稳定的整体。
四、结论
通过实证分析，我们得到以下结论：
通过对中国香港股市、美国股市和英国股价指数对数序列的单位根检验，说明它们的差分序列是平稳的，由此可以推断对数指数序列都是I（1）过程，收益率序列是I（0）过程。对三个市场的股价指数对数序列做Granger因果关系检验，结果显示三个股票市场之间相互影响，各股票市场的发展趋势和波动相互传导，使得主要股票市场具有显著的联动特征。对三个变量的Johansen协整检验，建立协整关系和VEC模型，三者均具有显著的同向变动关系。长期的看，美国和英国的股票市场指数是同向变动的关系，长期趋势相同，并且相互影响程度较大，这也与美国与英国的经济紧密联系表现相一致。
综上所述，美国、英国和中国香港三个国家和地区的主要股票市场指数的对数序列均是一阶单整过程且三者存在一个协整关系。而且从脉冲响应分析结果来看，各市场对其他市场的影响都是持久的，这意味着投资者通过投资分散化获益的可能性不是很大。
参考文献：
[1]高铁梅等.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例 [M].北京：清华大学出版社，2009.
[2]沃尔特.恩德斯.应用计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2006.
[3]古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京：中国人民大学出版社，2000.
关键词：货币政策；股市；动态效应；SVAR
中图分类号：F832.5 文献标识码：A doi：10.3969／j.issn.1672-3309(x).2011.01.27 文章编号：1672-3309(2011)01-68-03
一、引言
金融危机以来，我国宏观经济政策在经历了持续的扩张期之后进入紧缩期，货币政策在2008年经历了5次降息之后，于2010年步入加息和存款准备金提高阶段。作为经济晴雨表的股市，同期也出现了几轮明显涨跌。并相应地出现一定时期的涨跌趋势。对经济现象的观察发现货币政策和股市之间存在联动。货币政策与资产价格之间的关系问题一直是金融领域研究的热点，这一方面是由于资本市场的存在对货币政策的传导机制产生了影响，使货币当局对货币政策的把握能力受到了削弱，另一方面，货币政策作为调控经济的重要手段，对宏观经济进而对股市能产生重大影响，以逐利为目的的投资者自然对货币政策的股市效应产生强烈的兴趣。本文正是基于对经济现象的观察和对理论意义的分析提出了货币政策的股市效应这一研究主题，试图回答如下问题：货币政策的哪些指标对我国股市产生影响?影响性质和效力又如何?效力的动态性如何度量?
二、理论阐述与文献回顾
货币政策与股市的关系，各主流经济学派都有相关的理论阐述。费雪的货币数量论认为，在其它条件不变的前提下价格水平(包括实物商品和金融资产)与货币流通量成正比。凯恩斯的流动性偏好理论认为。利率是影响投机动机的决定性因素。弗里德曼认为金融资产预期收益会通过持币的机会成本影响货币需求，同时货币需求又反过来影响资产选择。理性预期学派认为预期到的货币政策对经济是中性的，只有未预期到的货币政策才对经济产生影响。同时，有效市场理论把理性预期的思想应用到了资本市场中，认为只有弱式有效市场中货币政策才对股市形成动态影响。上述各派理论存在分歧，货币数量说、凯恩斯学派和货币主义肯定这种关系，而理性预期学派和有效市场理论却否定这种关系。为调和矛盾Cooper(1974)提出了SO-EM模型，该模型的重要特点是加入了预期因素，从而一方面肯定了货币供应量是资本收益率的一个重要决定因素，另一方面指出收益变化可以领先于货币变化。
理论阐明了货币政策对资产价格影响的存在性和作用的机制，但各派理论考察的角度差异很大，且不同市场、不同历史条件下市场对这种关系的表现也各不相同，这就需要实证分析进行检验。所以，中国这个尚未成熟且处于转型期的资本市场对货币政策的冲击会产生一个怎样的反应便成为我国学者研究的一个问题。谢平等(2002)从理论上论证了我国货币数量不再简单地与物价和收入呈比例关系，而与经济体系中所有需货币媒介的交易有重要相关性，并用多元回归方法进行定量和实证分析。瞿强(2001)就政策操作层面上对资产价格与货币政策的关系进行了总结，指出货币政策对资产价格要“关注”，但不要“钉住”。易纲、王召(2002)通过建立货币政策的股市传导机制理论模型，推导发现货币政策对资产价格有影响，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，还取决于股市。孙华妤、马跃(2003)在提出综合理论框架基础上运用动态滚动式VAR方法对货币政策与股市的关系进行分析，印证了货币政策对股市的影响。陆蓉(2003)通过向量误差修正模型(VECM)研究了不同货币政策控制方式下各货币政策变量对股市的冲击，发现在货币政策的直接调控方式下，贷款限额管理对股票市场的影响较大，间接调控方式下，货币市场利率对股票市场的影响逐渐显现。刘松(2004)用趋势分析、协整和granger因果检验对货币政策与股市的关系进行研究，发现用年度数据存在影响作用而月度数据不存在。崔畅(2007)通过SVAR模型分析股市在低迷和高涨阶段对货币政策冲击的不同反应，结果表明货币政策对资产价格的作用在低迷和高涨阶段都具有有效性。
对文献的梳理发现，我国学者已经从理论上阐明了我国货币供应量对我国股市的影响，并且股市的波动也得到了货币政策的关注，同时，股市对货币政策影响的实证研究也得到了足够的重视，并取得了初步成果，但由于使用的实证研究方法不甚完善并且变量的选取和处理严谨性不高，使得实证结果的可靠性很难令人满意。本研究基于SVAR和更严谨的变量选择与处理来研究我国股市的货币政策动态效应。
三、股市对货币政策动态效应的实证研究
(一)变量选取与处理
本研究选取的变量包括四类：宏观经济变量、物价变量、货币政策变量、股票市场变量。使用月度数据，研究期为2000年1月至2010年8月。考虑到数据的可得性和替代的科学性，四类变量的变量选择如下：宏观经济的变量为工业增加值，物价的变量为定基居民消费价格指数(基期为2000年1月，基期值为1)。货币政策的变量为M0、金融机构人民币贷款余额、银行间7天同业拆借利率，股市的变量是上证综指。数据来源是中国人民银行网站、中国统计局网站和国泰君安大智慧软件数据库。本文所有数据处理都由计量软件E-views5.1完成。
货币政策变量的选择逻辑是：货币政策的中介目标分总量目标和价格目标，我国利率体系中只有银行间同业拆借市场已放开，使得货币供求价格能通过市场的力量形成，而很多机构投资者都已成为拆借市场的主体，这样拆借市场利率能够很好地体现资金投资股市的机会成本，所以选择了交易量最大的七天期同业拆借利率作为货币政策价格目标的指标。总量目标的变量，我们选择了M0和金融机构人民币贷款余额。理由是：我国学者研究发现我国的货币供给体现了一定的内生性，对于宽口径的M2的控制难度越来越大。央行只能通过公开市场业务和央行票据业务影响M0，此外，我国货币政策调控方式虽然从1998年开始放弃贷款控制的直接方式而转向货币总量的间接控制，但央行的新增贷款计划却每年还在做，各商业银行的贷款数量受到央行的紧密追踪，贷款仍受到计划贷款总量的约束，可见金融机构贷款仍然是货币政策关注的重要指标。
对这6个变量的月度数据分别做如下处理：先用X-11乘法季节调整对M0、金融机构贷款余额和工业增加值进行平滑以消除季节趋势，再除以定基消费价格指数消除通胀影响，然后取对数消除异方差，处理后的数据分别用inmO、indky和Ingvz表示。对银行间7天同业拆借利率减通胀率取实际值。用t11表示。对上证综指取对数，用
insz表示，上证综指取对数后，对数差就表示对数收益率。定基消费价格指数用wjzs表示。
(二)扩展(Lag-Auented)VAIL模型的建立
SVAR模型和VAR模型对变量的单整性协整性要求不同。对于无约束的VAR模型，若变量平稳，则可直接用水平数据建立模型，此时的模型估计是有效的：若变量非平稳但协整，则可对数据进行差分建立具有协整约束的VAR模型，以获得有效的模型估计。可见，变量平稳性及协整关系对VAR模型是非常重要的，但SVAR模型中变量的平稳性及协整性已有文献并无深入、系统的探讨。大多直接采用变量的水平值进行估计。但这样建模对模型滞后阶数的选择与通常的做法有差异。Todaand Yamamoto(1995)研究表明，采用扩展(Lag-Augmented)VAR模型方法可以不考虑变量单位根个数及协整关系。这种方法采用P+K一作为模型内生变量的滞后阶数，其中KMmax为变量时间序列的最大单整数，P为根据通常判定准则确定的VAR模型的滞后阶数。这种方法的优点在于能避免以协整为依据所建立的VAR模型可能存在的严重事前检验误差而得出有偏的实证结论，且简单易行。本研究将以此方法建模。
SVAR模型是在VAR模型基础上对其误差项进行结构分解得到的。于是先建立包含4个内生变量(Idkv、InmO、tll和Insz)和两个外生变量(Ingyz和wjzs)的VAR模型，区分内生和外生的原因是：作为研究货币政策对股市冲击的系统，为尽可能准确地估计出冲击的直接作用，必须把影响股市的两大宏观要素工业增加值与物价水平包含在分析系统中，但内生变量的增加会造成模型待估参数以所增加内生变量数目的倍数增多，待估参数的增加会造成自由度的损失并直接影响到模型参数估计的精度，权衡利弊我们把Ingyz和wizs作为模型的外生变量来处理。其次确定扩展(Lag-Augmented)VAR模型的滞后阶数，需确定模型内生变量的最大单整阶数以及无约束VAR模型的滞后阶数。对Indky、InmO、tll和Insz进行ADF检验(检验的方程都含趋势项与截距项，方程的滞后阶数都为12)最大单整阶数为1，即kmax=1。对无约束VAR模型的滞后阶数的检验发现5个判定准则中有4个在5％的显著水平下判定模型的最优滞后阶数为2，另一个判定为l，所以无约束VAR模型的滞后阶数p=2。所以，我们建立的VAR模型的滞后阶数为3。
VAR模型的脉冲响应分析和方差分解分析只有模型是平稳时才有意义，SVAR模型对平稳性有同样的要求。VAR模型平稳的充要条件是模型系数行列式的所有特征值都在单位圆以内。对所建立的VAR(3)进行平稳性检验发现条件满足，可进行脉冲分析和方差分解。同时。残差的LM自相关检验表明残差序列不存在自相关，但进一步分析表明，各随机冲击之间存在较强的相关性，有必要识别结构式冲击，
(三)对SVAR模型同期相关关系矩阵的约束及矩阵的估计
要识别出机构式冲击需求出同期相关关系矩阵，而求同期相关关系矩阵需施加k(k-1)／2个短期约束(高铁梅，2003)。于是，对本文4个内生变量和2个外生变量的SVAR(3)需施加6个短期约束，本文施加的是零约束，表明一个变量对另一个变量随机冲击没有当期反应，分别是：InmO对来自Insz的冲击为零；Indky对来自Insz的冲击为零tll对来自Insz的冲击为零；lnm0对来自tll的冲击为零：Indky对来自tll的冲击为零；Indky对来自InmO的冲击为零。上述约束的理论依据是：我国货币政策没有把资产价格作为货币政策的调控目标，所以有了前3个约束：我国现金流通量Mo主要受到巨额外汇储备的影响。具有被动吸收外汇的特征，所以第4个约束也可行；我国央行每年都有信贷计划，商业银行普遍存在惜贷现象，且中小企业长年受融资难困扰，使得贷款对利率不敏感，可见第五和第六个零约束也成立。在施加了6个零约束之后，SVAR模型正好可识别，此时根据变量顺序Ind，kv、InmO、tll和Insz估计出结构因子矩阵A、B。
(四)SVAP，脉冲响应函数分析
用结构因子矩阵A、B对VAR的误差项进行分解，可得同期独立的随机干扰项，据此得出脉冲响应函数就不再含有其它内生变量的交叉冲击。从而能更精确度量出变量冲击对系统的影响，这是SVAR脉冲响应函数的优点。本研究探讨股市对货币政策冲击的动态效应，所以仅给出股市对一单位标准差货币政策变量结构新息冲击的响应轨迹(如下图所示)，滞后长度为12期，图中横坐标表示冲击发生后的时间间隔(单位：月)，纵坐标表示对冲击的反应程度(单位：百分数)。图中实线部分表示脉冲响应轨迹。虚线部分表示5％的置信水平。
由上图可知：金融机构贷款余额对股市的冲击作用是负向的且非常微弱，出现负向冲击与我们的经验是相反的，这种冲击到第三期才开始显现，到第十期冲击作用趋于消失。在第五、六、七期这种影响达到最大，此时达到0I01％左右。基础货币供应量M0对股市的冲击作用为正向且较显著，这种冲击从当期显现且冲击作用稳步上升，到第六期达到较高水平，之后一直保持在该水平而无明显下降，说明基础货币供应量对股市的冲击作用较明显且持久。货币市场利率对股市的冲击效力较小，整体上是负向的且持续期较短，第八期之后影响就趋于零了，滞后三、四、五、六期的影响相对较明显，但在第二期却出现了令人费解的正向冲击。
整体上看，货币政策对股市的冲击主要体现在基础货币上，货币市场利率对股市虽有影响，但很微弱。金融机构贷款余额对股市的影响却是出乎意料的负向，影响力也很微弱。
四、结论
本文用2000年1月至2010年8月的月度数据，建立4个内生变量(Indky、InmO、tll和Insz)和2个外生变量(Ingyz和州zs)滞后三阶的SVAR(3)模型，并求出正交化的脉冲响应函数以分析该时期货币政策对股市的动态影响效力，得出以下结论：
第一，我国货币政策对股市的影响途径主要是基础货币供应量M0，这种影响途径较显著且持久，影响的最大值在六个月后出现。基础货币对股市的追逐，说明了我国投资渠道的匮乏，现金持有者只能通过投资高风险的股市来实现金钱的时间价值。但现金的高流动需求一方面使得投资股市蒙受较大的风险，另一方面也加剧了股市的波动。不利于金融稳定。
第二。我国货币市场利率对股市的影响很小。虽然我国当前有一定数量的券商和基金参与了货币市场的交易，但是从数据的检验结果看股市对货币市场利率还不敏感，这说明了机构投资者在稳定股市方面的作用尚未显现，我国股市的投机氛围依然浓重。
第三，我国金融机构贷款余额对股市的影响呈微弱负向关系。这与经验相反，本文认为这与我国商业银行贷款结构与企业投资效率有关。如果企业对商业银行形成一种倒逼，那么贷款的增加未必表明企业生产效率的提高，所以未必对公司的股票有正向影响。如果企业的投资效率不高，根据财务管理原理，项目的净现值可能为负。此时贷款的增加却可能对公司股价形成负向影响。
参考文献：
[1]瞿强，资产价格与货币政策[J]，经济研究，200l,(07)。
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[3]易纲、王召，货币政策与金融资产价格[J]，经济研究，2002,(03)。
[4]孙华妤、马跃，中国货币政策与股票市场的关系[J]，经济研究,2003,(07)。
[5]陆蓉，股票市场的货币政策效应的度量[J]统计研究，2003,(08)。
[6]刘松，中国货币供应量与股市价格的实证研究[J]，管理世界,2004,(02)。
[7]崔畅，货币政策工具对资产价格动态冲击的识别检验[J]，财经研究,2007,(07)。
[8]楚尔鸣、鲁旭，基于SVAR模型的政府投资挤出效应研究[J]，宏观经济研究,2008,(08)。
Li Xiaojie
（Ningbo Institute of Development and Planning，Ningbo 315000，China）
摘要：本文利用2002―2008年的月度数据，利用协整分析、误差修正模型等现代计量经济方法和状态空间模型研究了中国股市财富效应问题。研究结果认为：从长期均衡关系看，我国股市财富效应是显著存在；从短期动态关系看，我国股市财富波动对全社会消费支出波动具有负影响但不显著；从股市财富的边际消费倾向的动态过程看，我国股市财富效应始终存在，但挤出效应同样显著。
Abstract: The paper focuses on the stock market wealth effect from 2002 to 2008 through the co-integration analysis, ECM model and state space model. The results indicate that China's stock market wealth effect is significantly existed from the long-run equilibrium relationship; China's stock market wealth change has a negative impact for consumption change, but not significantly; from the dynamic process of the MPC of the stock market wealth, the wealth effect and crowding-out effect of stock market is significantly existed.
关键词：股市财富效应协整分析状态空间模型
Key words: stock market；wealth effect；co-integration analysis；state space model
中图分类号：F83 文献标识码：A文章编号：1006-4311（2011）19-0126-02
0引言
股市财富效应是指股市证券资产价格的涨跌，引发证券资产所有者财富的变化，进而导致消费增长或下降的一种现象。国外学者关于股市财富效应的主流观点大致可以归纳为三类：①股市财富效应显著；②股市财富效应有限；③股市无财富效应。[1-2]国内学者普遍认为我国股市存在弱财富效应，其中股市投资者结构及收益分配结构不合理、股市波动幅度过大、股市的“挤出效应”、股市噪声等是抑制股市财富效应发挥的主要因素。[3-5]综上所述，国内学者关于我国股市财富效应的有关研究已经取得了一些进展，但也存在如下几点不足：第一，由于我国股市发展较晚，样本量较小，并且时间范围较窄，不能很好的反应不同周期股市财富效应特点；第二，研究变量时间序列的非平稳性缺乏考虑，容易造成研究变量之间的“伪回归”现象；第三，研究股市财富效应往往以静态分析为主，而且仅局限于一般因果关系分析。因此，本文试图作以下三方面改进：一是样本选择为2002~2008年的月度数据，该时段刚好经历股市的低迷、上升和下行阶段，克服了以往研究中样本量小和代表性不够的问题；二是采用协整分析、误差修正模型等现代计量经济方法、克服非平稳性时间序列研究变量的之间的“伪回归”现象；三是采用状态空间模型研究了股市财富效应问题。
1模型设计和数据说明
借鉴国内外关于股市财富效应的研究成果，本文在持久收入理论、生命周期理论和LC-PIH模型框架下设定如下固定参数实证检验模型：conspt=α+βincpt+γsipt-1+εt（1）
其中时间t=1，2，…，T。在方程（1）中各变量的意义如下：consp为全社会消费支出总额，本文用全社会消费品零售总额作为变量；incp为城乡公众收入总额，本文用城镇居民可支配收入总额加上农村居民纯收入总额作为变量；sip为股市财富总额，本文用沪深股市股票市值总额作为变量；α和ε分别为实证检验方程的截距项和随机项；β和γ分别为收入和股市财富的边际消费倾向。由于我国市场化进程和股市等处于不断深化完善过程中，因此，收入和股市财富的边际消费倾向呈现明显的动态特征。为了进一步分析收入和股市财富的边际消费倾向动态特征，本文利用状态空间模型，设定如下时变参数实证检验模型：
量测方程conspt=α+βtincpt+γtsipt-1+ε1t（2）
状态方程βt=μ+λβt-1+ε2t（3）
γt=ω+ργt-1+ε3t（4）在方程（2）、（3）和（4）中各变量的意义如下：μ和ω为方程（3）和（4）的截距项，λ和ρ为方程（3）和（4）的系数项，ε1t、ε2t和ε3t为方程（2）、（3）和（4）的随机项，下标t表示时间。
本文所选用的数据为2002~2008年的月度数据，主要来源于《中国经济景气月报》、中国人民银行官方网站和中国经济信息网。实证研究的consp、incp和sip数据是经过X-12方法和以2002年为1的居民消费价格指数调整而得。
2实证结果及分析
2.1 基于固定参数模型的实证结果及分析作为时间序列数据处理的必要步骤，本文首先对所使用变量的平稳性进行检验。经检验，所使用的变量consp、incp和sip都具有单位根，是I（1）过程。然后本文用恩格尔―格兰杰两阶段法进行协整检验，发现变量consp、incp和sip之间具有协整关系。本文进而将协整分析和误差修正模型结合起来研究变量之间长期均衡关系和短期动态关系。协整方程为：conspt=428+0.725incpt+0.00239sipt-1R2=0.965D.W.=2.068
（0.35） （0.00） （0.00）
从变量之间长期均衡关系研究结果看，首先，从拟合结果看，R2为0.965函数拟合情况很好，说明从长期看城乡公众收入和股市财富对全社会消费支出解释能力较好。第二，城乡公众收入的边际消费倾向为0.725，P值接近为零，说明长期来说城乡公众收入总额对全社会消费支出总额影响大且显著性高。第三，股市财富的边际消费倾向为0.00239，P值接近为零，说明股市财富效应是显著存在的。
误差修正方程为：
Δconspt=20.1+0.596Δincpt-0.0003Δsipt-1-0.0126emct-1
（0.064）（0.00） （0.65）（0.67）
R2=0.271D.W.=2.003
从变量之间短期动态关系研究结果看，首先，从拟合结果看，R2为0.271函数拟合情况一般，说明短期影响Δconsp的因素除了城乡公众收入波动和股市财富波动外还有其他因素的存在，比较复杂。第二，城乡公众收入总额一阶差分的系数为0.596，P值接近为零说明系数显著程度非常高，说明短期内城乡公众收入总额波动对全社会消费支出总额波动影响相对较大。第三，股市财富一阶差分的系数为-0.0003，P值为0.65，说明短期内股市财富波动对全社会消费支出总额波动具有负影响但不显著。第四，误差修正项emc的系数为-0.0126，P值为0.67，说明误差修正项对偏离长期均衡的修正是存在的但显著性不高。
2.2 基于时变参数模型的实证结果及分析本文利用状态空间模型研究了收入和股市财富的边际消费倾向动态特征。研究结果详见如下量测方程和状态方程、图1和图2。
量测方程为：conspt=420+βtincpt+γtsipt-1；
状态方程为：βt=0.057+0.898βt-1，γt=0.004+0.134γt-1。
（0.97）（0.00） （0.99） （0.00）
从收入的边际消费倾向动态检验结果看，城乡公众收入边际消费倾向βt-1系数为0.898，P值接近为零，说明前一期的收入边际消费倾向βt-1对后一期的收入边际消费倾向βt影响显著较大，意味着城乡公众收入边际消费倾向β动态过程相对会比较平稳，这一点可以从图1得到印证；2002-2008年收入边际消费倾向β动态过程主要分四个特征阶段：一是2002年1月-2003年12月为平稳阶段，保持在[0.56，0.58]的区间内；二是2004年1月-2006年6月为上升阶段，这一阶段主要是由于总体宏观经济形势趋好，改善了居民的收入预期，提高了收入的边际消费倾向；三是2006年7月-2008年1月为下行阶段，这一阶段很大程度上是由于中国股市的走强，居民减少了消费，增加了投资，从而降低了收入的边际消费倾向，充分说明股市“挤出效应”的存在；四是2008年2月-2008年12月为恢复上行阶段，这一阶段很大程度上是由于中国股市的走弱，广大居民从股市获利回撤，居民恢复性的增加了消费，从而导致收入的边际消费倾向的上升，也从另一个侧面说明股市“挤出效应”的存在。
从股市财富的边际消费倾向γ动态检验结果看，股市财富的边际消费倾向始终为正，充分说明2002-2008年中国股市财富效应存在；股市财富的边际消费倾向γt-1系数为0.134，P值接近为零，说明前一期的股市财富的边际消费倾向γt-1对后一期的股市财富的边际消费倾向γt影响虽然显著但影响程度较小，意味着股市财富的边际消费倾向γ动态过程会相对不平稳，这一点可以从图2得到印证；2002-2008年股市财富的边际消费倾向γ动态过程主要分四个特征阶段：一是2002年1月-2003年12月为宽幅振荡阶段，保持在[0.0034，0.0099]的区间内宽幅振荡；二是2004年1月-2005年12月为窄幅振荡阶段上升阶段，这一阶段很大程度上是由于股权分置等股市制度的完善，改善了居民对股市的预期，提高了股市财富的边际消费倾向，降低了股市财富的边际消费倾向振荡程度；三是2006年1月-2007年12月为下行阶段，这一阶段很大程度上是由于中国股市的走强，居民减少了消费，增加了投资，从而降低了股市财富的边际消费倾向，充分说明股市“挤出效应”的存在；四是2008年1月-2008年12月为恢复上行阶段，这一阶段很大程度上是由于中国股市的走弱，广大居民从股市获利回撤，居民恢复性的增加了消费，从而导致股市财富的边际消费倾向呈现上升态势，也从另一个侧面说明股市“挤出效应”的存在。
3基本结论
本文利用2002-2008年的月度数据，利用协整分析、误差修正模型等现代计量经济方法和状态空间模型研究了中国股市财富效应问题。本文得出以下结论：一是从协整分析的结果看，城乡公众收入和股市财富显著是影响全社会消费支出的关键因素，股市财富效应是显著存在。二是从误差修正模型研究结果看，短期影响Δconsp的因素除了城乡公众收入波动和股市财富波动外还有其他因素的存在，比较复杂；短期内股市财富波动对全社会消费支出波动具有负影响但不显著；误差修正项对偏离长期均衡的修正是存在的但不显著。三是从时变参数的状态空间模型研究结果看，中国股市财富效应和挤出效应都是存在的，同时股市制度的完善对股市财富效应稳定发挥至关重要。因此，我们要重视股市财富效应，加强股市制度建设，提高城乡公众持久收入水平，从而提高消费对经济增长的支撑作用，实现中国经济增长以投资和出口拉动为主向投资、出口和消费三者协调拉动的转型。
参考文献：
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