基于消費資本資產定價模型的中國居民消費與投資行為研究

[摘要] 從資本資產定價模型的角度分析我國居民消費與投資行為的特征和關系，采用固定風險厭惡效用函數推導出風險收益率、無風險收益率，以及投資者的風險規避系數的求解公式。對2001年6月至2008年5月的數據進行實證檢驗的結果表明CCAPM在我國不成立，這與我國不穩定的股票市場本身和未市場化的利率有著重要關系。相對于穩定增長的消費，在投資方面我國居民具有典型的“厭惡損失實現”和“落袋為安”的心理，投資者在熊市表現為風險偏好，在牛市表現為風險規避。

[關鍵詞] 消費 投資 消費資本資產定價模型 風險規避系數

一、引言

中國擁有一個巨大且潛力無限的消費和投資需求市場，如何把握本國消費者的需求特征，分析我國居民消費與投資的行為特點是進一步推進我國經濟又好又快發展，提升我國經濟實力的重要切入點。本文以消費資本資產定價模型為紐帶，聯系起消費領域和投資領域的研究，把握居民消費與投資行為的特征關系并通過實證檢驗研究其變化，找尋其原因，以期為促進我國資本市場發展和擴大內需提供一個新的討論條件和視角。

二、國內學者研究回顧

消費資本資產定價模型(CCAPM)由Rubinstein(1976)，Lucas(1978)和Breeden (1979)推導出。國內關于CCAPM的實證研究的文獻主要也是集中于對“股票溢價之謎”和“無風險利率之謎”的檢驗和解釋。肖俊喜、王慶石(2004)認為我國股票市場并不存在股權溢價之謎，資產期望收益不僅決定于風險還與換手率和交易成本有關，中國股市經驗上支持理性預期假說，并存在習慣性消費剛性和局部持久性。王立平(2007)將收入約束納入到CCAPM的研究中仍未能解開股票溢價之謎。國內學者對于CCAPM的研究，以理論居少，實證居多，都屬于資本定價研究的范疇，很少有人是從研究消費和投資的行為特征著手。

三、CCAPM模型及推演

CCAPM模型的基本思想邏輯是:一個代表性的理性居民對其一生中各期的消費與證券投資比例進行規劃以實現終生效用的最大化。如果采用某種狀態變量(如真實消費水平)進行理論分析，個人的最優消費應該是他的財富、狀態變量和時間的函數，通過把個人最優消費與資產收益聯系在一起，最終推導出任意兩種資產(或資產組合)的超額收益與其收益率與消費增長的協方差呈線性相關關系，該協方差稱為消費beta。用公式表示為：

（1）

對于CCAPM本身的推導本文就不再贅述，本文想從消費資本資產定價模型再往下繼續討論消費、風險收益率以及無風險收益率之間的關系。

首先，根據（1）式求出固定風險規避系數（2）

其次，從CCAPM的推導過程中我們可以得到對數無風險收益率、對數風險收益率以及對數消費增長之間存在著一定的線性關系。

在下文的實證檢驗中，我們就采用中國的數據對由CCAPM推導出來的消費增長、風險收益率以及無風險收益率變量之間的特征關系進行檢驗和分析 。

四、中國居民消費與投資行為實證

1.樣本及數據說明

肖俊喜、王慶石（2004、2005）對于1991年至2003年的數據做了詳實的實證分析，并支持2001.6為轉折點的論斷，本文不再多做重復的工作。因此選擇2001年6月至2008年5月作為檢驗的樣本區間。由每月最后一個交易日的經過除權的收盤指數數據計算出上證綜指月收益率Rss，t+1和深圳成指月收益率Rsz，t+1。將三個月定期存款利率數據按照幾何平均數方法折算月復利利率作為實際相對無風險利率Rf，t+1。因中國股市主要的投資者集中在城鎮，故選取城鎮月零售總額作為總消費水平的描述而得到居民消費增長率。以上數據系列均經過以2001年6月為基月的標準化的CPI數據的調整。

2.實證檢驗及結果分析

研究的三個資產或組合分別是：上證綜指、深圳成指和相對無風險收益率。ADF檢驗結果顯示在樣本期間內各時間序列數據都是平穩的。

(1)居民風險回避系數

根據（2）式我們計算出各年的居民風險規避系數，RdC為股市收益率和消費增長率的相關系數。如下表：

數據顯示股市收益率和消費增長率負相關的年份，居民的風險規避系數也為負。游家興(2005)認為由于中國股市收益率與消費增長率的負相關，所以風險規避系數為負沒有實際意義。但筆者認為，股市收益率上升人們會轉而投資而減少消費增長，從而表現出二者負相關。在2002年到2005年我國處于熊市階段，理性的投資者應該采取規避風險的態度，然而數據恰恰顯示這幾年投資者整體偏向風險，熱情在2004年達到最高。而2006年之后投資者逐步回歸理性。其實該種現象也不難理解，在熊市中大部分散戶投資者都被深深地套牢同時又抱有厭惡損失實現的心理，固執地持倉，表現為對風險的無奈追逐。2006年迎來的牛市行情讓大多數人能夠獲利出場，同時大家對于后市行情持觀望態度，表現出對風險的謹慎處理。

(2)風險收益率與消費增長率

根據由CCAPM推導出來的結果顯示，消費增長與風險收益率存在（3）式的線性關系，我們得到：

模型1：

為了避免隨機解釋變量問題而出現虛假回歸，我們將采用工具變量法（IV）進行檢驗。本文所選取的工具變量分別為滯后一期的無風險收益率和消費增長率。下表是采用OLS法和工具變量（IV）法對模型1的檢驗結果。

總體來說，采用工具變量法進行回歸的結果并不好于直接用OLS回歸的結果。從回歸結果看，消費跨期替代彈性 并不顯著異于零，也就是說在本文的樣本空間和檢驗條件下并不支持CCAPM關于消費增長率與風險收益率之間的關系。這從一定程度上說明，我國投資者在進行跨期消費和投資的行動時是非理性的。在采用滯后一期的消費增長率作為工具變量時對于跨期消費替代彈性的估計值是值得關注的。 為-0.2492，也就是說居民風險規避系數為-4.013，投資者表現為一個合理范圍的風險偏好，但這種風險偏好可能包括主動也包括被動的。

(3)無風險收益率與消費增長率

根據(4)式的結果，建立模型2：

模型2:

下表是采用OLS法和工具變量（IV）法對模型2的檢驗結果。

這里跨期消費替代彈性明顯地不異于零，但其經濟意義不明顯。以無風險收益率作為工具變量時方程顯著性最好。此時跨期消費替代彈性的估計值為-15.95，也就是說在該模型的檢驗條件下，居民風險規避系數為0.063，居民對于風險的偏好是中性的。這個結果跟上文模型1采用滯后一期的消費增長率作為工具變量所得出的結果是不一致的。

筆者認為在承認我國居民投資行為非理性的前提下，尋找模型1和模型2不一致的原因有一定的實際意義。當考察風險收益率對消費增長率的影響的時候，模型估計結果顯示跨期消費替代率為-0.2492，即居民風險規避系數為-4.013，表現為對風險的偏好性，這也是非理性中的合理性。由于“被動風險偏好”，熊市中投資者厭惡損失實現而不能及時止損，就變成了表面對風險的追逐。當考察無風險收益率與消費增長率的關系的時候，居民風險規避系數為0.063，表現為風險偏好中性，這也是可以理解的。因為就我國目前利率尚未市場化的情況下，利率基本長期保持不變，而且在樣本考察期間內我國一直處于加息通道，因此該數據中包含的居民投資行為的風險信息是偏中性的。

五、結語

總體來說，我國2001年6月至2008年5月期間的數據不能支持CCAPM。我國不成熟的股票市場和尚未市場化的利率是主要的客觀原因。我國居民投資者具有典型的“厭惡損失實現”和“落袋為安”的心理。在熊市行情下，雖然已經虧損卻不愿意及時止損，導致深深套牢，屬于“被動風險偏好”。在牛市行情下卻顯得比較保守，盈利“落袋為安”。 居民投資者在進行股票投資之前應該理性思考，制定投資原則并嚴格執行，尤其要能夠及時止損。規范市場秩序，引導股市健康發展則是監管者不變的目標。

參考文獻：

[1]肖俊喜王慶石:交易成本、基于消費的資產定價與股權溢價之謎：來自中國股市的經驗分析[J].管理世界，2004(12)

[2]王慶石肖俊喜:習慣形成、局部持久性和基于消費的資本資產定價——來自中國股市的經驗分析[J].統計研究，2005(5)

[3]王立平:消費、收人約束與股票溢價[J].經濟研究導刊，2007(5)

[4]魯昌:消費、利率與證券市場波動[J].上海財經大學學報，2001(4)

[5]游家興:理性定價、選擇偏差與消費資本資產定價謎團——來自中國證券市場的經驗證據[J].經濟科學，2005(6)