習(xí)慣_風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與資產(chǎn)價(jià)格_基于廣義矩法的分析

1、習(xí)慣_風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與資產(chǎn)價(jià)格_基于廣義矩法的分析2010年7月山 東 經(jīng) 濟(jì)Jul ,2010總159期 第4期SHANDONGECONOMYGen 159 No 4習(xí)慣、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與資產(chǎn)價(jià)格* 基于廣義矩法的分析王立平(山東經(jīng)濟(jì)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與城市管理學(xué)院,山東濟(jì)南 250014) 摘 要 本文利用具有柯布 道格拉斯形式的效用函數(shù)在傳統(tǒng)的代表性經(jīng)濟(jì)人模型中引入了習(xí)慣。該模型突破了傳統(tǒng)的跨時(shí)分離的效用函數(shù)假設(shè),代之以跨時(shí)依賴的效用函數(shù),從而比傳統(tǒng)的代表性經(jīng)濟(jì)人模型更為貼近現(xiàn)實(shí)。廣義矩法研究結(jié)果具有混合性,對資產(chǎn)收益率、工具變量的滯后期數(shù)以及樣本區(qū)間的選擇比較敏感。大部分檢驗(yàn)結(jié)果通過了對模型的過度識別約束檢

2、驗(yàn),結(jié)果無法否定習(xí)慣因素對于資產(chǎn)價(jià)格的影響。關(guān)鍵詞 習(xí)慣;風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度;資產(chǎn)價(jià)格中圖分類號F063 2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼A 文章編號1000-971X(2010)04-0062-07 一、引言在Mehra和Prescott(1985)使用的冪效用函數(shù)自M1ehra和Prescott(1985)提出股票溢價(jià)之中,第t-1期的消費(fèi)并不影響第t期消費(fèi)的邊際效謎以來,經(jīng)濟(jì)學(xué)家一直研究能否在用代表性經(jīng)濟(jì)人用。而實(shí)際上,在第t-1期進(jìn)行高消費(fèi)的消費(fèi)者將模型解釋股票市場行為時(shí)避免高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。習(xí)慣于這種消費(fèi)水平,在第t期他會有更強(qiáng)愿望進(jìn)如果將相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)限定在10以下,時(shí)間偏好行消費(fèi),也就是說消費(fèi)者在第t期消

3、費(fèi)的邊際效用率在0至1之間,采用冪效用函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)代表性經(jīng)是第t-1期消費(fèi)的增函數(shù)。第t-1期消費(fèi)對于第t濟(jì)人模型顯然無法解釋1947至1995年美國股票市期消費(fèi)邊際效用的正面影響被稱為習(xí)慣形成78。場上7%的年風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)(C910ampbellandCochrane,Constantinides(1990)和Sundaresan(1989)認(rèn)21999)。為習(xí)慣形成是理解股票溢價(jià)的重要因素。許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為代表性經(jīng)濟(jì)人模型對經(jīng)濟(jì)人外在習(xí)慣模型對Mehra和Prescott(1985)的效效用函數(shù)的定義過于簡單是其無法解釋某些金融數(shù)用函數(shù)所作的修訂為消費(fèi)者不僅從自身消費(fèi)中獲得據(jù)的原因34。該模型沒

4、有真正理解居民的現(xiàn)實(shí)選效用,而且還會從社會平均消費(fèi)水平中獲得效用。擇行為,它在簡單的效用函數(shù)基礎(chǔ)上構(gòu)造出的消因而,消費(fèi)者的投資決策既會受到其對自身消費(fèi)風(fēng)費(fèi) 投資組合模型并不能正確刻畫出居民在不確定險(xiǎn)態(tài)度的影響又會受到其對社會消費(fèi)水平波動(dòng)態(tài)度情況下進(jìn)行跨時(shí)消費(fèi)選擇的最優(yōu)行為,這樣該模型的影響。也就是說,在外在習(xí)慣模型中,習(xí)慣依賴于最終會錯(cuò)誤地度量消費(fèi)者的相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。為不受任何經(jīng)濟(jì)人決策影響的總消費(fèi)11,Abel(1990)此,他們試圖通過修正代表性經(jīng)濟(jì)人的偏好來對代稱之為 和瓊斯一家人比較 (KeepingUpWithThe表性經(jīng)濟(jì)人模型作出修補(bǔ)和改進(jìn)。將習(xí)慣形成納入Joneses),有時(shí)

5、也被稱為 相對消費(fèi) 。效用函數(shù)是對該模型的重要發(fā)展56。代表性經(jīng)濟(jì)人的習(xí)慣偏好是復(fù)雜的,Kocherla *本文是國家社會科學(xué)基金青年項(xiàng)目 消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)與資產(chǎn)收益研究 以中國資本市場為例 (項(xiàng)目編號:07CJL013)和教育部人文社會科學(xué)青年項(xiàng)目 中國居民消費(fèi)、偏好與資產(chǎn)收益研究 (項(xiàng)目編號:06JC790026)的階段性成果。 作者簡介王立平(1974- ),女,山東諸城人,山東經(jīng)濟(jì)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與城市管理學(xué)院副教授、博士。主要研究方向:西方經(jīng)濟(jì)學(xué)、消費(fèi)理論與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。 62 12kota(1996)認(rèn)為Abel(1990)的外在習(xí)慣模型可hra和Prescott(1985)的研究,CRRA的合理取

6、值應(yīng)以進(jìn)一步拓展以提高模型的解釋力。Smoluk和在0至10之間。 2為習(xí)慣參數(shù)。X代表了對廣義V13anderLinden(2004)提出利用柯布 道格拉斯商品X的支出。令X等于上期消費(fèi)支出,即Xt-1=形式的效用函數(shù)來研究股票溢價(jià),該效用函數(shù)具有Ct-1,那么,邊際效用為:許多良好的特性。它既保留了許多冪效用函數(shù)的重U C(Ct,Ct-1)=C1- 1tC 2t-1(5)t用性質(zhì),又將過去消費(fèi)納入到當(dāng)期效用之中,從而拓這表明經(jīng)濟(jì)人在當(dāng)期獲得的邊際效用為當(dāng)期消展了習(xí)慣模型1415。費(fèi)和過去消費(fèi)的函數(shù),其過去的消費(fèi)會對今天的效盡管中國證券市場發(fā)展歷程較短,但中國股市用施加影響,消費(fèi)者表現(xiàn)出了習(xí)

7、慣偏好。消費(fèi)者本也呈現(xiàn)出類似于國外股市的行為模式1617。作為期消費(fèi)的邊際效用與其本期消費(fèi)和上期消費(fèi)之間存一個(gè)從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)和高度集權(quán)經(jīng)濟(jì)體系中脫胎而出的在相關(guān)性,消費(fèi)者表現(xiàn)出相對消費(fèi)的特征。新興市場,我國的證券市場還不夠完善,存在著許多經(jīng)濟(jì)人從當(dāng)期消費(fèi)所獲的邊際效用與過去消費(fèi)問題。自上海證券交易所和深圳證券交易所成立以的跨期關(guān)聯(lián)關(guān)系可以為正相關(guān),也可以為負(fù)相關(guān)。來,兩個(gè)市場都經(jīng)歷過大的牛市和熊市,股指總是處本文采用總量消費(fèi)數(shù)據(jù),因而,代表性經(jīng)濟(jì)人當(dāng)期消于頻繁波動(dòng)之中,整個(gè)股票市場呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)性突變費(fèi)的邊際效用受到了普通居民過去消費(fèi)支出的影特征18。本文在此背景下,利用具有柯布 道格拉響。如果當(dāng)期消

8、費(fèi)的邊際效用與過去消費(fèi)呈正相斯形式效用函數(shù)的代表性經(jīng)濟(jì)人模型考察了習(xí)慣對關(guān),那么,消費(fèi)者是 樂觀 的,這是因?yàn)楫?dāng)周圍人的于資產(chǎn)價(jià)格的影響。全文分五部分:第二部分設(shè)定消費(fèi)水平提高時(shí),他的感覺會更好。如果當(dāng)期消費(fèi)了理論模型,第三部分對廣義矩法作了說明,第四部的邊際效用與過去消費(fèi)呈負(fù)相關(guān),那么,消費(fèi)者是分是樣本數(shù)據(jù)的選擇與分析,第五部分是實(shí)證分析 嫉妒 的,這是因?yàn)楫?dāng)周圍人的消費(fèi)水平提高時(shí),結(jié)果,最后是結(jié)論,并對未來的研究方向提出展望。他的感覺卻變糟了。根據(jù)上式,如果 2大于零,它二、理論模型就代表了經(jīng)濟(jì)人的樂觀程度。如果小于零,它就代假設(shè)代表性經(jīng)濟(jì)人對其一生中的各期消費(fèi)與證表了經(jīng)濟(jì)人嫉妒的程度。券

9、投資比例進(jìn)行規(guī)劃以實(shí)現(xiàn)終生效用的最大化:將(5)式代入(3)式,代表性經(jīng)濟(jì)人達(dá)到期望效 MaxE用最大化的一階條件可以表示為:t jU(Ct+j)(1)j=0E為期望符號Ct+1, 為時(shí)間偏好率,U(Ct)為效用E Ct1 2t(1+Rt+1) (C)(=1(6)函數(shù)。為了達(dá)到期望效用最大化,經(jīng)濟(jì)人的最優(yōu)消tC)t-1費(fèi)和證券投資決策為上式即為具有柯布 道格拉斯形式效用函數(shù)的:本期邊際減少一個(gè)消費(fèi)量的效用成本等于將其用于證券投資所得效用收益的貼代表性經(jīng)濟(jì)人模型的歐拉方程。可以利用廣義矩法現(xiàn)值。即經(jīng)濟(jì)人達(dá)到期望效用最大化的一階條件對歐拉方程(6)進(jìn)行估計(jì)。為三、廣義矩法:廣義矩法(GMM)是由H

10、19ansen(1982)提出U (Ct)= Et(1+Rt+1)U (Ct+1)(2)其中的,該方法不需要隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)分布的確切信息,因而,Rt+1為投資收益率。對該式進(jìn)行整理,得到在應(yīng)用時(shí)不需要假設(shè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的具體分布,也不:U需要考慮數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。從該意義上,GMM估計(jì)量是穩(wěn) (Ct+1)1=Et(1+Rt+1) U (C(3)健性的20。鑒于此,GMM方法在宏觀經(jīng)濟(jì)以及金t)假設(shè)經(jīng)濟(jì)人具有柯布 道格拉斯形式的效用函融研究領(lǐng)域得到較廣的應(yīng)用。數(shù)在GMM方法中,參數(shù)估計(jì)值應(yīng)該滿足參數(shù)函,即:1(C1- 數(shù)與工具變量之間的正交條件21。令 表示所估tX 2Ut-1)-1=t1- (4)1計(jì)的參數(shù),

11、f( )為參數(shù)的函數(shù),Z為一組工具變量, 1為常相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)(CRRA),根據(jù)Me 那么,該正交條件為:Ef( ) Z=0。 63 根據(jù)歐拉方程(6),進(jìn)行GMM估計(jì),得到如下本文采用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行GMM估計(jì)。樣本區(qū)間為正交條件:1991年7月至2009年5月。根據(jù)股票指數(shù)的波動(dòng),C將1991年7月至2009年5月這個(gè)大的樣本區(qū)間劃Et+1 C1t 2t(1+Rt+1) ()()-1Zt=0CtCt-1分為五個(gè)子樣本區(qū)間:1991 7-1995 12、1996 1-(7)2001 5、2001 6-2005 4、2005 5-2007 9、2007 10時(shí)間偏好率 在經(jīng)濟(jì)上的合理取值應(yīng)小于1

12、,-2009 5。本文采用上海證券指數(shù)來計(jì)算股票收益Kocherlakota(1996)在實(shí)證分析中假設(shè) 等于率,上海證券指數(shù)來自于上海證券交易所網(wǎng)址,銀行0 99。本文假設(shè) 等于0 985進(jìn)行分析,這與代表存款利率來自于中國人民銀行網(wǎng)址。性經(jīng)濟(jì)人模型的研究文獻(xiàn)是一致的,表明消費(fèi)者偏由于沒有官方統(tǒng)計(jì)的月度最終消費(fèi)數(shù)據(jù),利用好在當(dāng)期消費(fèi)。Zt為工具變量。待估計(jì)的參數(shù)向社會商品零售總額數(shù)據(jù)來代表最終消費(fèi)數(shù)據(jù)。以量 =( 1, 2) 。GMM方法利用樣本矩來替代上1990年1月商品零售價(jià)格指數(shù)為100,對商品零售式中的期望,通過最小化以下目標(biāo)函數(shù)來估計(jì)模型價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整,得到定基比的商品零售價(jià)格

13、的參數(shù)向量 :指數(shù)數(shù)據(jù)。居民的實(shí)際消費(fèi)支出為月商品零售總額J( )=g( -1) STg( )(8)除以商品零售價(jià)格指數(shù)(以1990年1月為100)的其中,g( )代表(7)式的樣本均值-1,ST為最小數(shù)值。社會商品零售總額數(shù)據(jù)和商品零售價(jià)格指數(shù)化J( )的最優(yōu)加權(quán)矩陣。J( )乘以觀測個(gè)數(shù)服從來自中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。2 分布,自由度為(N1-N2)。N1是正交條件個(gè)數(shù),按照幾何平均法將三月期定期存款利率折算成N2為待估計(jì)的參數(shù)個(gè)數(shù)。如果正交條件個(gè)數(shù)大于月利率。實(shí)際利率為月存款利率減去當(dāng)月通貨膨脹待估計(jì)的參數(shù)個(gè)數(shù),就要進(jìn)行過度識別檢驗(yàn),J( )率的數(shù)值。實(shí)際月股票指數(shù)收益率為月名義股票指就代表

14、了檢驗(yàn)過度識別約束的統(tǒng)計(jì)量。數(shù)收益率減去當(dāng)月通貨膨脹率的數(shù)值。其中,通貨四、數(shù)據(jù)說明膨脹率以商品零售價(jià)格指數(shù)(以上月為100)表示。本文所涉及的樣本數(shù)據(jù)包括股票收益率、銀行為了避免偽回歸,需要對實(shí)際消費(fèi)增長率、實(shí)際存款利率和消費(fèi)增長率。利用股票收益率代表風(fēng)險(xiǎn)利率、實(shí)際股票收益率進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對這三個(gè)資產(chǎn)收益率,銀行存款利率代表無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率。時(shí)間序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果列在表1中。由于我國證券市場發(fā)展時(shí)間較短,年度數(shù)據(jù)比較少,ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明在各樣本期間,實(shí)際消費(fèi)增長 表1ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2

15、005 42005 5-2007 92007 10-2009 5實(shí)際消費(fèi)增長率-8 1731*-8 2454*-7 6507*-7 1785*-6 8425*-3 6230*實(shí)際利率-4 9398*-7 6262*-6 1561*-4 7166*-4 0197*-6 5029*實(shí)際股票收益率-7 5458*-5 2790*-5 1546*-4 2494*-4 8635*-2 2173* 注:對消費(fèi)增長率和利率的ADF檢驗(yàn)具有常數(shù)項(xiàng)與趨勢項(xiàng)。對實(shí)際股票收益率的ADF檢驗(yàn)不具有常數(shù)項(xiàng)與趨勢項(xiàng)。滯后期的選擇以AIC值和SC值最小為準(zhǔn)則。上標(biāo) * 、 * 與 * 分別表示在1%、5%和10%顯著水平上

16、拒絕零假設(shè)。率、實(shí)際利率、實(shí)際股票收益率在5%顯著水平上都為正數(shù),表明經(jīng)濟(jì)人是樂觀的,當(dāng)周圍居民的消費(fèi)增拒絕了有單位根零假設(shè),這些時(shí)間序列都是零階單長率提高時(shí),他會覺得自己的境況變好。在前三個(gè)整的,是平穩(wěn)序列。樣本區(qū)間,J統(tǒng)計(jì)量拒絕了模型。而在后三個(gè)樣本五、GMM估計(jì)結(jié)果區(qū)間,模型通過了過度識別約束檢驗(yàn)。利用利率與消費(fèi)對(6)式的GMM估計(jì)結(jié)果列當(dāng)工具變量滯后期數(shù)為2時(shí),只有三個(gè)樣本區(qū)在表2中。當(dāng)工具變量滯后1期時(shí),CRRA估計(jì)值間的CRRA估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上顯著,都為負(fù)數(shù)。習(xí)慣都為負(fù)數(shù),在5%水平上都顯著,表明經(jīng)濟(jì)人偏好風(fēng)參數(shù)估計(jì)值在5%水平上都顯著,都大于零,表明經(jīng)險(xiǎn)。大部分習(xí)慣參數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)

17、計(jì)上顯著,并且都濟(jì)人具有樂觀態(tài)度。只有后三個(gè)樣本區(qū)間的J統(tǒng)計(jì) 64 表2利用利率與消費(fèi)對(6)式的GMM估計(jì)結(jié)果1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2005 42005 5-2007 92007 10-2009 5滯后期數(shù)=1 1-1 1537*-2 0015*-1 3540*-1 1492*-0 9219*-0 6391*(0 1607)(0 8027)(0 2315)(0 2452)(0 2619)(0 2961) 20 4273*0 5637*0 19170 3462*0 3143*0 3334*0 0614)(0 2257)(0

18、 1538)(0 0921)(0 0690)(0 1118)J(1)7 37764 01208 76950 12840 18540 15300 00660 04520 00310 72010 66680 6957滯后期數(shù)=2 1-0 8312*-0 0382-0 2686-0 6397*-0 2176-0 3440*(0 0992)(0 1305)(0 1613)(0 0840)(0 1503)(0 0420) 20 4017*0 7699*1 0956*0 4532*0 4890*0 2783*(0 0445)(0 1234)(0 2064)(0 0584)(0 0861)(0 0478)J

19、(3)16 850410 0316 8 98514 56226 29913 12140 00080 01830 02950 20680 09790 3733滯后期數(shù)=4 1-0 9228*-0 0630-0 6082*-0 5832*-0 2763*-0 3946*(0 0989)(0 1068)(0 1133)(0 0758)(0 0769)(0 0173) 20 4266*0 6751*0 6134*0 5200*0 38250 0162(0 0445)(0 0912)(0 0974)(0 0646)(0 0577)(0 0155)J(7)17 775810 678810 71825 52

20、926 84414 42010 01300 15330 15140 59570 44530 7303 注:工具變量為常數(shù)、滯后利率、滯后消費(fèi)增長率。圓括號中為標(biāo)準(zhǔn)差,J統(tǒng)計(jì)量的顯著水平列在方括號中。 * 表示在10%水平上顯著, * 表示在5%水平上顯著。量沒有拒絕對模型的過度識別約束檢驗(yàn)。當(dāng)工具變這兩個(gè)樣本區(qū)間,CRRA估計(jì)值大于零,在統(tǒng)計(jì)上顯量的滯后期數(shù)為4時(shí),多數(shù)CRRA估計(jì)值和習(xí)慣參著,在經(jīng)濟(jì)上是合理的。習(xí)慣參數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上顯著,CRRA估計(jì)值都為負(fù)數(shù),在顯著,為負(fù)數(shù),表明經(jīng)濟(jì)人是嫉妒的。結(jié)果在10%經(jīng)濟(jì)上不合理。習(xí)慣參數(shù)估計(jì)值都大于零。大多數(shù)水平上都通過了對模型的過

21、度識別約束檢驗(yàn)。結(jié)果通過了對模型的過度識別約束檢驗(yàn)。將利率和股票收益率分別代入(6)式,組成聯(lián)利用股票收益率與消費(fèi)對(6)式的GMM估計(jì)立方程進(jìn)行GMM估計(jì),結(jié)果列在表4中。當(dāng)工具結(jié)果列在表3中。當(dāng)工具變量滯后1期以及滯后期變量滯后1期以及滯后期數(shù)為2時(shí),大多數(shù)CRRA數(shù)為2時(shí),習(xí)慣參數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上都不顯著,表明估計(jì)值為負(fù)數(shù),在5%水平上顯著,表明經(jīng)濟(jì)人偏好經(jīng)濟(jì)人對周圍居民的消費(fèi)增長率變動(dòng)狀況漠不關(guān)風(fēng)險(xiǎn),這在理論上是不合理的。習(xí)慣參數(shù)估計(jì)值都心。只有三個(gè)區(qū)間的CRRA估計(jì)值在5%水平上顯大于零,大多數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著,表明經(jīng)濟(jì)人是樂觀著,但它們的符號不一致。結(jié)果都通過了對模型的的。大多數(shù)結(jié)果在5

22、%水平上通過了對模型的過度過度識別約束檢驗(yàn)。當(dāng)工具變量的滯后期數(shù)為4識別約束檢驗(yàn)。當(dāng)滯后期數(shù)為4時(shí),在前四個(gè)樣本時(shí),多數(shù)CRRA估計(jì)值和習(xí)慣參數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上區(qū)間,CRRA估計(jì)值都小于零,習(xí)慣參數(shù)估計(jì)值都大顯著。在1991 7-2009 5期間,CRRA估計(jì)值為正于零,大多在統(tǒng)計(jì)上顯著。對模型的過度識別約束數(shù),在10%水平上顯著,表明經(jīng)濟(jì)人厭惡風(fēng)險(xiǎn),習(xí)慣檢驗(yàn)都沒被拒絕。參數(shù)估計(jì)值大于零,表明經(jīng)濟(jì)人是樂觀的,結(jié)果通過六、結(jié)論與展望了對模型的過度識別約束檢驗(yàn),該GMM結(jié)果是符傳統(tǒng)的代表性經(jīng)濟(jì)人模型通常假設(shè)經(jīng)濟(jì)人的效合模型的。在2005 5-2007 9和2007 10-2009 5用函數(shù)是跨時(shí)可加

23、的,在時(shí)間上具有可分離性,即經(jīng) 65 表3利用利率與消費(fèi)對(6)式的GMM估計(jì)結(jié)果1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2005 42005 5-2007 92007 10-2009 5滯后期數(shù)=11 0830-17 50061 1321-2 2962*3 7490-1 7688(1 6643)(20 9695)(1 0806)(0 4993)(3 0321)(1 4193) 20 58167 05950 05110 2961-0 32400 9734(0 3542)(6 3183)(0 4745)(0 2371)(0 3895)(0 6

24、335)J(1)0 65281 45320 30950 23250 11450 29450 41910 22800 57800 62960 73500 5874滯后期數(shù)=2 12 2173*2 98051 1972-2 06832 4485*0 7990(1 3172)(2 4696)(0 8498)(3 1776)(1 1428)(0 5018) 20 51791 0288-0 01301 40970 1053-0 0428(0 3760)(1 1937)(0 5170)(3 5573)(0 2872)(0 4271)J(3)1 86861 35490 46274 30583 43873 6

25、7910 60010 71610 92700 23030 32880 2983滯后期數(shù)=4 10 8943*-0 19241 1632-0 7928*1 0321*1 0015*(0 5309)(0 8039)(0 7680)(0 4209)(0 4940)(0 2497) 20 5382*1 9463*0 26391 8519*-0 7571*-0 6700*(0 2883)(0 7328)(0 4485)(0 4301)(0 3323)(0 1890)J(7)4 25124 54543 44307 23464 83813 74660 75040 71520 84120 40490 6797

26、0 8085 注:工具變量為常數(shù)、滯后股票收益率、滯后消費(fèi)增長率。圓括號中為標(biāo)準(zhǔn)差,J統(tǒng)計(jì)量的顯著水平列在方括號中。 * 表示在10%水平上顯著, * 表示在5%水平上顯著。 表4對聯(lián)立方程的GMM估計(jì)結(jié)果1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2005 42005 5-2007 92007 10-2009 5滯后期數(shù)=1 1-1 0804*-1 7993*-1 1937*-1 6093*0 65410 6541(0 1439)(0 6467)(0 2025)(0 2530)(0 6994)(0 6994) 20 4164*0 6376*0

27、 2427*0 3875*2 3224*2 3224*(0 0544)(0 1858)(0 0916)(0 1054)(0 5727)(0 5727)J(6)10 77965 901211 18186 15105 81745 31770 09540 43430 08290 40650 01590 5038滯后期數(shù)=2 1-0 8356*-0 0446-0 3957*-0 8510*-0 3539*-0 3539*(0 0956)(0 1128)(0 1161)(0 0746)(0 0520)(010520)C2013378017697*019269*013619*015857*015857*(

28、010385)(010960)(011193)(010526)(010660)(010660)J(12)201142110153071214575919971715414513817010644015695014097016162010565019440滯后期數(shù)=4C1-019656*-010822-013657*-013568*-(010911)(010538)(010560)(010317)-C2012991*016164*014337*013797*-(010409)(010394)(010540)(010251)-J(24)2513886111984014196021019462-01

29、3849019801019220019894- 注:工具變量為常數(shù)、滯后利率、滯后股票收益率、滯后消費(fèi)增長率。圓括號中為標(biāo)準(zhǔn)差,J統(tǒng)計(jì)量的顯著水平列在方括號中。當(dāng)工具變量的滯后期數(shù)為4時(shí),在200515-200719和2007110-200915期間,GMM殘差平方和與系數(shù)估計(jì)值都不收斂,因而在表中未給出具體的GMM估計(jì)結(jié)果。/*0表示在10%水平上顯著,/*0表示在5%水平上顯著。#66#濟(jì)人的效用僅僅受到當(dāng)期消費(fèi)的影響,其效用水平效用理論在應(yīng)用中會產(chǎn)生矛盾現(xiàn)象。鑒于此,應(yīng)用僅僅是其當(dāng)期消費(fèi)的函數(shù)。過去的消費(fèi)不會影響到心理模型來考察習(xí)慣與資產(chǎn)定價(jià)之間的關(guān)系將為我當(dāng)前的效用水平。本文利用具有柯

30、布)道格拉斯形們理解金融市場提供一個(gè)新的視角。式的效用函數(shù)在傳統(tǒng)的代表性經(jīng)濟(jì)人模型中引入了習(xí)慣,假設(shè)經(jīng)濟(jì)人的效用水平既與當(dāng)期的消費(fèi)狀況參考文獻(xiàn):相關(guān)1Mehra,RajnishandPrescott,Edward1TheEquity,而且還要受到歷史消費(fèi)水平的影響。該模型突破了傳統(tǒng)的跨時(shí)分離的效用函數(shù)假設(shè),代之以跨Premium:APuzzleJ1JournalofMonetaryEconomics,1985,時(shí)依賴的效用函數(shù),從而比傳統(tǒng)的代表性經(jīng)濟(jì)人模15,(2),145-1611型更為貼近現(xiàn)實(shí)。2Campbel,lJ1Y1,Cochrane,J1H11ByForceofHab2研究結(jié)果具有

31、混合性it:Consumption-basedExplanationofaggregateStockMarket,對資產(chǎn)收益率、工具變量的滯后期數(shù)以及樣本區(qū)間的選擇比較敏感,結(jié)果的BehaviorJ1JournalofPoliticalEconomy,1999,(107),205-2411穩(wěn)健性比較差。根據(jù)廣義矩法檢驗(yàn)結(jié)果,有些參數(shù)3SmolukandNeveu,1ConsumptionandAssetPrices:估計(jì)值與模型相一致,在經(jīng)濟(jì)上合理并且在統(tǒng)計(jì)上AnAnalysisacrossIncomeGroupsJ1ReviewofFinancialEco2顯著,大多數(shù)結(jié)果通過了對模型的過度

32、識別約束檢nomics,2002,(11),47-621驗(yàn),因此,結(jié)果無法否定習(xí)慣因素對于資產(chǎn)價(jià)格的影4Campbel,lJ1Y11ConsumptionandtheStockMarket:響,居民在作出消費(fèi))投資組合決策時(shí),不僅要考慮InterpretingInternationalExperienceJ1SwedishEconomicPol2自身未來每一期的消費(fèi)水平,還要考慮自己已經(jīng)形icyReview,1996,(3),251-2991成的消費(fèi)習(xí)慣,從而影響了資產(chǎn)的均衡價(jià)格。5Campbel,lJ1Y11Consumption-basedAssetPricing0時(shí)間偏好率是代表性經(jīng)濟(jì)人

33、模型中的重要變M,Chapter13,inHandbookoftheEconomicsofFinance,量2003,Volume1B,NorthHolland1,本文假設(shè)時(shí)間偏好率的值為01985。在今后的研究中,應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)間偏好率的多種取值對資產(chǎn)定價(jià)6LiYuming1ExpectedReturnsandHabitPersistence的影響。本文采用的消費(fèi)數(shù)據(jù)是總量消費(fèi)數(shù)據(jù),沒J1TheReviewofFinancialStudies,2001,(14),861-8991有考慮到居民參與約束對資產(chǎn)收益的影響7Campbel,lJ1Y1,Lo,A1W1,andMacKinlay,22。城A1

34、C11TheEconometricsofFinancialMarketsM1Princeton,鄉(xiāng)分割以及收入差距是我國現(xiàn)階段亟待解決的重要NJ:PrincetonUniversityPress,19971社會問題。由于城鄉(xiāng)分割以及收入差距的存在,許8Cooper,R11RiskPremiumintheFuturesMarketsJ1多消費(fèi)者的跨期分配消費(fèi)能力受到制約,他們?nèi)狈ournalofFuturesMarkets,1992,(13),357-3711直接影響均衡消費(fèi)支出和資產(chǎn)收益率的儲蓄,因而9Constantinides,G11HabitFormation:AResolutiono

35、f利用總量消費(fèi)數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)代表性經(jīng)濟(jì)人模型有可能theEquityPremiumPuzzleJ1JournalofPoliticalEconomy,會導(dǎo)致設(shè)定偏差,在今后的研究中納入?yún)⑴c約束因1990,(98),519-5431素是十分必要的。10Sundaresan,S1M11IntertemporallyDependentPrefer2本文的分析是基于理性預(yù)期理論作出的encesandtheVolatilityofConsumptionandWealthJ1Review,在模型中采用了預(yù)期效用函數(shù)。心理學(xué)家和實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)ofFinancialStudies,1989,(2),73-881家發(fā)現(xiàn)

36、11Abe,lAndrew1AssetPricesunderHabitFormation,人們在實(shí)際生活中的選擇在許多方面與標(biāo)準(zhǔn)的期望效用模型并不一致,因而經(jīng)濟(jì)學(xué)者對傳統(tǒng)andCatchingUpwiththeJonesesJ1AmericanEconomicRe2的現(xiàn)代金融理論進(jìn)行了深刻反思,開始將心理模型viewPapersandProceedings,1990,(80),38-42112Kocherlakota,NarayanaR11TheEquityPremium:應(yīng)用于資產(chǎn)價(jià)格的分析中,他們向傳統(tǒng)的預(yù)期效用It1.sStillaPuzzleJ1JournalofEconomicLit

37、erature,1996,34理論提出挑戰(zhàn),應(yīng)用價(jià)值函數(shù)和概率評價(jià)函數(shù)代替(1),42-711傳統(tǒng)的效用函數(shù)23。盡管預(yù)期效用函數(shù)能對不確13SmolukandVanderLinden1CatchingupwiththeA2定條件下經(jīng)濟(jì)人的理性行為作出精確簡單的描述,mericansJ1ReviewofFinancialEconomics,2004,(13),211但是,現(xiàn)實(shí)中的居民行為并不總是理性的,因而預(yù)期-2291#67#14臧旭恒,王立平1消費(fèi)資本資產(chǎn)定價(jià)理論:回顧與20Hansen,L1P1andSingleton,K1J11StochasticCon2評述J1產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評論12006

38、,(12):14-251sumption,RiskAversion,andtheTemporalBehaviorofStock15WangLiping1ChineseConsumptionandAssetRe2MarketReturns1JournalofPoliticalEconomy,1983,(91),249turns:AnAnalysisacrossIncomeGroupsJ1FrontiersofEco2-2651nomicsinChina,2007,4,23-30121Mankiw,N1G1andZeldes,StephenP11TheCon216ZangXuheng,WangLiping1AnAnalysisoftheCon2sumptionofStockholdersandNon-stockholdersJ1Journalofsumption