消費金融流動性約束理論

① 預防性儲蓄消費理論

三)預防性儲蓄假說

存在風險時，消費者在決定消費路徑時不僅要考慮持久收入的多少，還要考慮持久收入的變化(風險)。卡貝里羅認為(Caballero,1990)，風險主要體現為勞動收入的變化。如果消費者不在乎風險，那麼他會根據持久收入的變化而決定消費的變化，這時不存在過度平滑性。但如考慮到風險，消費者必須同時進行預防性儲蓄以規避風險，表現出過度平滑性。根據跨期預算約束，過度敏感性也成立。扎德斯(Zeldes,1989b)發現，在CRRA函數下，消費者有明顯的預防性儲蓄動機，特別是金融資產少，勞動收入不穩定的群體。這些消費者明顯對預測到的收入變化反應過敏，而對未預測到的收入反應遲鈍(平滑)。然而，布郎寧和盧薩迪(Browning and Lusardi,1996)指出，就象許多人不受流動性約束影響一樣，許多公眾由於有足夠的資產或由於社會保障制度的完善使得預防性儲蓄動機不那麼重要。

② 金融危機情況下的流動性如何

銀行同業拆借利抄率所導致的流動性問題應該說引起了普遍的關注，從各界地討論來看，對這個問題的認識是眾說紛紜的，商業銀行流動性風險管理，到貨幣政策以及宏觀調控層面都有論述。從目前對於流動性問題的成因和傳導機制分析，應該說還看不出已經形成了有那麼一致性的主流共識。從這個角度來看，流動性問題的產生，根之深，治理難度比較大。這更加要求政府需要重新審視未來的立場。短期內來說，央行比如說通過准備金率、外匯公開市場業務等，以通過實施貨幣供給的策略管理實施操作。但可以看到，近一些年來，應該說我們國家有一種趨勢，貨幣政策操作空間的效果越來越有限了，治理成本也日益加大，如此要有效的控制這個流動性，我個人感覺應該說從總量和價格層面所實施的對沖操作模式，來轉向更加堅決的，結構性調整和治理。
從這個角度來說，不僅僅是一種舒緩流動性的問題，涉及到我們國家發展平衡和經濟的轉型升級，為這種新的增長在集聚力量。

③ 不確定性消費理論在確定性消費理論的基礎上取得了哪些方面的發展

消費函數的建立是基於個體的消費與其收入的比例關系.對消費的研究，主要圍繞消費函數進行。自凱恩斯始，尋找准確描述消費者行為的消費函數形式一直是宏觀經濟學的重要命題，其中主要有凱恩斯的絕對收入假說、杜森貝利的相對收入假說、莫迪利安的生命周期消費理論和弗里德曼的永久收入假說，而霍爾將理性預期因素引入生命周期和永久收入假說，使消費函數具有了現代形式，其共同之處都利用了收入工具來解釋消費的變化，不同的是在對消費行為的外部環境和內在動機的假定上，凱恩斯的開創性貢獻更是直接推翻了薩伊定律，使非自願失業的存在成為可能並得到解釋，也使通過財政政策和貨幣政策來消除非自願失業與經濟蕭條成為可能。中國經濟改革的時間還不長，「摸著石頭過河」的漸進式改革明顯具有中國特色，雙軌制使市場軌與計劃軌長期並存，市場經濟發育不完善，消費者沒有足夠時間形成完全市場決定下的消費行為。農村的相對封閉性更造就了農戶自給自足的小農經濟特徵，其消費行為受到傳統儒家文化的深遠影響，既不同於城鎮居民，更不同於西方國家居民，在消費者行為的外部環境（預算約束、流動性約束等）和內在動機（理性主體、效用最大化等）設定上，這些新古典消費函數對中國農戶並不具有普適性，關於農戶消費行為的各種理論假說還有待進一步檢驗。故除了消費函數外，多元統計方法在消費研究領域中也得到越來越普遍的應用，本文就是在偏相關分析的基礎上，通過建立中國農戶消費—收入的典型相關模型，用收入變數解釋消費支出，定量判別各變數之間的關聯和作用程度來分析農戶消費—收入的結構特點。二．指標選擇與樣本數據凱恩斯認為「無論從先驗的人性看，或從經驗中的具體事實看，有一個基本的心理法則，我們可以確信不疑。一般而論，當所得增加時，人們將增加其消費，但消費之增加，不若其所得增加之甚……」①，過去對消費函數所做的大量理論和經驗研究都沒有損害凱恩斯的中心觀點：即消費（和儲蓄）受當前收入的影響而不是獨立於當前的收入，本文在變數選擇上仍以凱恩斯的假定為基本依據。但樣本數據採用橫截面數據，因為將同一時期有關收入差別的資料應用到不同時期收入變動並不合適，會面臨兩個問題：（1）總合問題：只有在各收入家庭的邊際消費傾向非常接近時，才可以忽略總合問題；（2）即使不考慮總合問題，把橫截面家庭預算資料收入的差別情況應用到時間序列收入的變動中，問題更大。②從計量經濟學的角度來看，時間序列數據存在序列相關和非平穩性，同一總體的截面數據除了能保證資料的同質性外，還克服了上述缺陷。基於以上原因，選取4個反映純收入來源的指標作為「影響組」：X1—工資性收入，X2—家庭經營純收入，X3—財產性收入，X4—轉移性收入；8個反映家庭生活消費支出的指標作為「支出組」：Y1—食品，Y2—衣著，Y3—居住，Y4—家庭設備及服務，Y5—醫療保健，Y6—交通和通訊，Y7—文教、娛樂用品及服務，Y8—其它商品及服務。具體以2002年中國大陸的省際截面數據作為樣本（即大陸的31個省市，不包括港澳台地區），樣本均來自《2003年中國統計年鑒》。三．建立模型（一）偏相關分析偏相關系數是在對其他變數進行控制的條件下，衡量多個變數中某兩個變數之間的線性相關程度的指標，實質上是控制變數而言的剩餘離差之間的相關。在多變數的場合，他除掉了變數隨其他變數變化而變化的因素，可能與簡單相關系數在數值上存在極大差異，甚至符號相反，但用偏相關系數來刻畫兩個經濟變數之間的內在聯系更可靠。根據樣本數據，計算出X與Y兩組變數相互間一對一的偏相關系數如下。表1偏相關系數分析表Y1Y2Y3Y4Y5Y6Y7Y8X10.14640.4820***0.0599***-0.1358-0.1502-0.07260.4159**0.0587X20.06450.3205*0.1975-0.3747**0.11240.0228-0.07520.5352***X3-0.2572-0.00220.04160.3776**0.4605***-0.4120**-0.28090.5155***X4-0.0611-0.2181-0.18170.4814***-0.06130.0379-0.27780.1660註：******分別表示在0.15、0.10、0.05水平下顯著。上表整體相關水平都不高，主要是因為較多的變數使得偏相關過程中被控制的因素有點多，而被控制的因素之間會存在錯綜復雜的關系，所以可適當降低顯著性水平，這同時也正好驗證了消費函數應用於中國農戶消費的局限性。可以看出農戶工資性收入與衣著和文教、娛樂用品及服務、財產性收入與醫療保健支出、轉移性收入與家庭設備及服務支出的相關性比較強，那些沒有被包括進來的其他商品和服務也扮演了重要角色，表明除了分類出來的7種消費支出外，農戶消費支出中仍存在其他重要支出變數與收入水平高度相關。(二)典型相關模型的建立典型相關模型揭示出兩組多元變數之間的關系，即在兩組變數中分別提出各自第一個典型變數，並使這對典型變數具有最大相關系數r1，稱為第一組典型變數；後在各組變數中分別提出第二個典型變數，使他們反映的相關成分r2僅次於r1……如此下去，直到最後一組典型變數的相關系數rp達到最小時為止，稱為最後一組典型變數。其將原來兩組變數之間的相關轉化為研究各組中提出的幾個典型變數之間的相關，通過減少變數的個數來簡化分析，從而得到廣泛應用。通常典型變數的對數愈少愈容易解釋，這主要通過對典型相關系數作顯著性檢驗來判斷。根據樣本數據，得到X與Y兩組變數提出的典型相關系數及檢驗如下。表2典型相關系數及其誤差序號典型相關系數（r）r2標准誤特徵值10.98220.96480.006527.306220.83300.69390.05592.266730.76310.58220.07631.3938可以看出，第一對和第二對典型變數解釋能力較強，r2數據表明，「支出組」中分別有96.48%、69.39%和58.22%的信息可由相應「影響組」變數予以解釋，三個典型相關系數值都比較高，表明相應典型變數之間密切相關，但要確定典型變數相關性的顯著程度，尚需進行典型相關系數的檢驗，結果如下。表3典型相關系數檢驗表序號自由度計算值的臨界值（）顯著性132140.976645.91***22159.758332.67***31231.651121.03***可以看出這三對典型變數均通過了統計量檢驗，表明相應典型變數之間相關關系顯著，能夠用「影響組」來解釋「支出組」。鑒於原始變數的可比性，採用標准化的典型相關系數來建立典型相關模型如下。表4典型相關模型序號典型相關模型123（三）典型相關分析根據典型變數重要程度及系數大小，從建立的典型相關模型可看出，中國農戶消費支出情況受收入各因素變動的作用程度可用三對典型相關變數予以綜合描述。第一對典型變數將家庭設備及服務、其他商品及服務從其他類型支出中分離出來（典型載荷分別為0.3398和0.3937），與工資性收入呈現最大相關（相應典型載荷為0.6530）。第二對典型變數將各種消費支出中的其他商品及服務與文教、娛樂用品及服務和醫療保健分離出來（典型載荷分別為1.7973、-1.4119和1.0168），「影響組」中與之相對應的解釋變數主要是工資性收入和財產性收入（典型載荷分別為-1.2662和1.0385）。第三對典型變數主要將家庭設備及服務和衣著支出從其他支出中分離出來（典型載荷分別為3.8816和-1.0975），所呈現的最大相關是工資性收入和轉移性收入（典型載荷為-1.4338和1.1614）。四．結論與建議（一）我國農村消費結構正在轉型,應當加快農村基礎設施建設。從農戶的生活消費支出與純收入的典型相關模型來看，主要包括彩電、電冰箱、洗衣機在內的家庭設備用品及服務支出與農戶的工資性收入關系最為密切，這說明農戶平常獲得的工資性收入（勞動報酬）主要用於購置家庭設備用品及服務。依據馬斯洛的需求層次理論，農戶家庭設備用品及服務支出與工資性收入的密切關系表明我國農村目前正逐步跨入小康社會，農民對包括彩電、電冰箱、洗衣機在內的主要耐用消費品需求正在增加，農村整體消費結構正處於轉型階段。林毅夫認為，「不是收入水平，而是基礎設施不足限制著廣大農村地區居民實現其消費意願的主要原因」、「要從根本上緩解我國當前國民經濟中生產能力普遍過剩問題，加快農村基礎設施建設是正確的政策選擇」③，無疑是有根據的，文章實證分析結果支撐了這一觀點。因此，全面建設農村小康社會的重要任務，是通過調整農村公共支出結構，加大對基礎設施建設和農村工業品的投資力度，優化農民生活消費支出結構，提高農村整體消費水平。（二）農戶「外生性」消費在增長，應當加快農村社會保障體系的構建。農戶生活消費支出中具有較高層次的文教、娛樂用品及服務和醫療保健支出與農戶的工資性收入（勞動報酬）和財產性收入（資本利得）的相關關系特別強，許多實際可支配收入被用於這些高層次的消費，顯然中國農民實際收入水平還沒有達到這一需求層次，馬斯洛需求層次規律明顯被嚴重扭曲。從模型可看出，文教、娛樂用品及服務支出與工資性收入的典型載荷同時為負，實際上表現出一種正相關，工資性收入減少直接帶來的後果就是農戶對文教、娛樂用品及服務支出的迅速減少。馬斯洛需求層次規律被扭曲的唯一解釋就是中國農戶消費存在「非自願性」與「外生性」，他是外界環境強加的一種「強制性」消費。實際上，由於受制度變遷（特別是教育體制改革）的影響，農民負擔的教育成本在增加，這主要來自學費和其他教育支出的增長，全國1.9億接受義務教育的學生70%在農村，這些教育經費絕大部分（佔到98%）由縣鄉兩級財政（28%）和農民自己（70%）負擔，但鄉財政用於義務教育的經費又幾乎全部來自農民交納的稅費，所以義務教育的投入幾乎全由農民負擔。高等教育就更加不用說了，許多地區就曾發生子女考上大學由喜事化為悲劇的不幸，農民不得不縮減其他方面的開支來滿足子女上學的需要，強制性地致使馬斯洛需求規律扭曲。另外，計劃經濟時代傳統的農村公共醫療衛生體制解體以後，農民的醫療保健支出主要由自己承擔，這就反映在農戶對醫療保健的支出迅速增加，農戶增加的工資性和財產性收入主要用於醫療支出。高昂的醫療費用往往使農民陷入「脫貧—返貧」怪圈，「小病等，大病熬，重病等死」成為農村之一怪現狀，制度變遷強制性誘致農戶消費支出增長的負作用已逐步顯現，醫療保健支出與收入呈現出負相關關系，農民「有病沒錢負債也得治」的兩難境地在模型中得到體現。全面建設農村小康社會、統籌城鄉經濟發展就應該加快建設包括農村醫療保健和教育支持體系在內的社會保障體系。SARs疫情以後，醫療保健體系在農村正在加緊建設，但教育支持體系的建設亟需加強，構建針對農村特別是農村中低收入階層的教育支持體系已刻不容緩，否則農村真的會要變成李昌平所描述的「農民真苦，農村真窮，農業真危險」的境地。（三）食品支出的份額在下降，但農村整體消費仍然低迷。第三組典型相關變數的r2並不高，「影響組」解釋能力不是很強，說明該組消費支出除了受收入水平影響外還受其他因素的影響比較大。但仍可看出食品支出的重要性正在下降，這與改革開放以來農村居民恩格爾系數持續下降相吻合。但是居住和衣著等一些基本生活消費支出地位依然突出，他們與一些收入類型的典型載荷同時為負，再次說明雖然中國農戶的整體消費結構正處於轉型階段，消費結構不斷改善，但是尚未發生根本性變化，原因仍然在於收入的低水平和不確定性（這主要表現在家庭經營純收入的低迷和工資性收入的不穩定，導致其典型載荷均小於0）。這充分表明了促進農民增收和刺激農村消費的工作仍然任重而道遠。總之，就中國農戶消費而言，為居住、教育、醫療而儲蓄的動機強烈，其中教育所佔的比例最大，由於這些動機根本就與生息無關，因此降低儲蓄利率與徵收利息稅對農戶消費不會產生任何影響，這已經在央行的歷次降息行為中得到有力證明。其中的根源在於農民的收入水平過低和「外生性」支出過高，在如此雙層壓力下，農民為教育、醫療而儲蓄的動機強烈，通常通過節衣縮食、省吃儉用來變相增加收入，從而限制了現期消費。因此解決問題的根本出路一方面仍在於提高農民的收入水平、促進農民增收；另一方面要盡快建立針對農村地區特別是中低收入階層的教育支持體系和醫療保健體系，通過增加政府投入提供低息、貼息教育信貸，完善農村社會保障體系，矯正由於制度變遷而帶來的那些「強制性」消費支出，特別是那些經濟欠發達地區的土地流轉制度改革應該慎行，土地對當地農民無疑提供了一道天然保障，不可輕動。

④ 我國對西方股利理論的借鑒

上市公司管理當局在制定股利分配政策時，要遵循一定的原則，並充分考慮影響股利分配政策的相關因素與市場反應，使公司的收益分配規范化。

研究背景

股利分配政策是上市公司對盈利進行分配或留存用於再投資的決策問題，在公司經營中起著至關重要的作用，關繫到公司未來的長遠發展、股東對投資回報的要求和資本結構的合理性。合理的股利分配政策一方面可以為企業規模擴張提供資金來源，另一方面可以為企業樹立良好形象，吸引潛在的投資者和債權人，實現公司價值即股東財富最大化。因此，上市公司非常重視股利分配政策的制定，通常會在綜合考慮各種相關因素後，對各種不同的股利分配政策進行比較，最終選擇一種符合本公司特點與需要的股利分配政策予以實施。

股利分配政策的發布也會對市場產生重要影響。既然股利分配政策與公司價值有很強的相關性，那麼其中必然傳遞著某些價值信息。「信號傳遞」理論認為，公司股利分配政策不僅是一種分配方案，同時還是一種有效的信號傳遞工具。股利分配政策的變化往往是公司經營狀況發生變化的信號，這些信號有積極的也有消極的市場影響。資本市場的效率性越強，這種傳遞方式越有效、成本越低。因為，投資者相信，作為內部人的管理層擁有公司目前最真實全面的經營發展信息，他們會通過發放股利向投資者證明其經營能力 .投資者由於具有不同的股利偏好特性，會選擇在適合自己股利偏好的上市公司群落周圍積聚。因此，公司可能通過設計和修改股利分配政策、在股利分配政策中包含更豐富的信息來吸引投資者。

國外成熟資本市場上，上市公司股利政策一般可以分為現金股利、股票股利、財產股利、負債股利四種方式，其中現金股利方式運用最普遍。在中國股票市場上，公司常見的股利分配方式一般有三種：派發現金股利、送紅股、公積金轉增股。再考慮到上述幾種方式混合使用，全部股利分配政策可分為八種：不分配、派現、送紅、轉增、派現加送紅、派現加轉增、送紅加轉增、派現加送紅加轉增。本文希望在國外研究方法與中國證券市場的具體情況相結合的基礎上，通過2002年上市公司數據檢驗中國上市公司制定股利政策相關因素和市場反應。

文獻綜述

在國外類似研究中，經過驗證的會對上市公司管理當局制定股利分配政策產生影響的因素有很多。Julie Ann Elston在一項關於美國上市公司股利分配政策影響因素的研究——「Dividend Policy and Investment：Theory and Evidence from US Panel Data」中，檢驗了股利分配政策與流動性約束、公司投資機會之間的關系。結果證實這種聯系在不完善的資本市場上是很有可能的，當公司現金狀況不佳或者投資機會較多時，通常會考慮停止或削減股利分配。Michael與Anjan研究發展了股利政策選擇與投資者偏好理論。盡管資本利得具有稅收優惠，但是實證結果表明大多數個人投資者還是希望少發放現金股利，保留未來潛在的增長機會，或者通過資本市場回購實現大額回報。Sudipto在研究中作出外部投資者關於公司盈利狀況具有不充分信息、現金股利稅負高於資本利得的假設，檢驗了股利函數的若干相關因素，結論顯示股利函數受到預期現金流量的顯著影響。

股利分配政策作為上市公司期末分配收益的政策，在二級市場上也通常引起股票價格的波動。國外對股利分配政策與股價關系的研究較多。Miller 和Modigliani於1961年提出的MM定理認為，在完全資本市場條件下，公司股利增減引起股票股價的變動，原因在於股利分配政策所包含的有關企業未來運作的信息。Lintner1956年對其進行實證研究，結論支持MM定理；而且證實公司管理當局不願意因為利潤的短期波動而改變每年的股利支付水平，而努力在未來相當長的時期內保持一個穩定增長的股利支付水平。Aigbe與Stephen針對保險公司樣本的研究表明，保險公司通過調整股利分配政策來創造獨特的信號機制。這項研究使用事件研究方法和對照樣本組，檢驗了股利增加後股票價格相應的變動，結果表明價格顯著正向變動，橫斷面分析表明股價變動與公司特性和主營業務無關。

國內對這方面的研究較少，主要包括趙小華《不完全市場與我國上市公司的股利政策》（1997），廖志剛、華榮暉《我國上市公司的股利政策研究》 （1997） ，陳曉、陳小悅《我國上市公司首次股利信號傳遞效應的實證研究》（1998）等，分別從證券市場成熟性、股權治理結構、盈利性等方面探討了股利政策相關因素與市場反應。

本文在借鑒西方股利政策理論中相關因素模式的基礎上，使用2002年的數據定量研究中國上市公司股利分配政策的相關因素與市場反應。

研究設計

一、股利分配政策相關因素分析

1.公司規模。公司規模是實力的象徵，代表公司的資產金額、歷年積累盈利和可供支配的資源，因此會影響到股利分配政策的類型。可選指標為凈資產金額。

2.公司盈利能力。盈利能力是某個特定期間內公司利用擁有資源創造利潤的能力，直接影響當期利潤分配。可選指標為每股收益和凈資產收益率。

3.現金狀況。上市公司股利分配政策與其現金狀況有密切關系，當利潤增長、現金流充沛時，公司派現的意願通常比較強烈。可選指標為貨幣資金、經營活動產生的現金流入。

4.企業資產的流動性。資產的流動性是指公司資產轉化為現金的難易程度。公司資產整體流動性越好，支付現金股利的能力就強。如果公司將大部分資金投放在固定資產和永久性營運資金上，流動性會大大降低，不會優先選擇支付現金股利而是傾向於股票股利。可選指標為流動比率和速動比率。

5.公司的成長性。每個公司應依據自身所處的發展階段和財務狀況制定相應的分紅方案。一般來說，那些正處於成長階段、資金需求較大的企業，其股利分配政策傾向於保留利潤；而已進入成熟階段、業績穩定、成長緩慢的公司完全可以給股東以穩定的現金股利。可選指標為「主營業務利潤增長率」

6.公司的再投資能力。股利分配政策在很大程度上受公司再投資能力所左右。如果公司有較多的有利可圖的投資機會，往往採用低股利、高留存利潤的政策；反之，如果投資機會較少，就可能採用高股利分配政策。當然，在採用低股利分配政策時，公司管理層必須向股東充分披露以留存利潤投資於盈利高的項目，以取得股東的信任和支持。選取指標時，由於一個企業要擴大生產規模，長期資產必須增加，反映在資產負債表中的長期投資與現金流量表中的投資活動中的現金流出量就會大幅度提高。同時，通過查閱當年公司披露的投資活動公告，可以計算每家公司披露的全年投資項目總金額，與行業平均水平相比較後，可以設定一個虛擬變數為「投資機會」。如果高於行業平均水平，取值為1，否則取值為0.

7.公司的治理結構。我國大多數上市公司是原國有企業改制過來的，國家股 「一股獨大」造成了公司股利分配政策往往只考慮了大股東的利益，其他股東根本不能影響公司的最終決策。目前在我國絕大部分上市公司的股權結構中，非流通的國家股和法人股仍佔多數，處於控股地位，而流通股只佔很小比例，而且兩者的持有成本相差懸殊。如果採取派現政策，非流通股股東分得的現金遠高於流通股股東。這些大股東的利益要求無疑是影響企業分配政策的重要因素。

8.公司所屬的行業。股利分配政策具有明顯的行業特徵。一般說來，成熟產業的股利支付的意願和比例高於新興產業，比如公用事業公司的股利支付率高於其他行業公司。

二、股利分配政策的市場反應

公司制定了相應的股利分配政策後，在年報中披露，會得到不同的市場反應。股利分配政策制定應當結合上市公司長期發展戰略，這樣廣大公眾投資者才能通過股利分配獲得合理回報。如果支付過高的股利，將使公司留存利潤減少，或者影響公司未來發展，或者因舉債、增發新股而增加資本成本，最終影響公司未來收益；如果支付股利過低，雖然公司可以保留較多的發展資金，但與公司股東的願望相違背，會導致股票價格下降，公司形象受損。

同時需要考慮的一個重要因素是投資者對股利政策的偏好。由於中國股市的不成熟性，長期以來投資者缺乏價值投資意識，最關心的不是公司派發的現金紅利，而是公司股本的不斷擴張以及二級市場形成的填權效應，因此普通投資者對股票股利的偏好不斷強化。細分到八種股利分配政策類型，可以通過實證研究考察不同類型分配政策市場反應的差異。

三、樣本選擇

深滬兩市2002年4月30日前公布年報的上市公司共有1153家。由於新上市公司股價變動因素太大，剔除上市時間一年以內的新上市公司32 家，以及數據不完整公司（資產負債表、利潤表、現金流量表數據不全或不一致，投資項目公告披露不完全等） 242家，最終抽樣確定樣本450家。所有財務指標、公告數據等來源於中國上市公司信息網、全景網路、新股資訊網、中國股票市場交易資料庫查詢系統V2.0.

四、研究方法

1.股利分配政策八種類型的相關因素分析。

本部分設定的待檢因變數是Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8 「上市公司是否採取不分配、派現、送紅、轉增、派現加送紅、派現加轉增、送紅加轉增、派現加送紅加轉增的股利分配政策」，回歸方程共有8個。自變數則選取規模、盈利能力、現金狀況、流動性、成長性、再投資能力、法人治理結構、行業八類共26個指標。對於分類數據的回歸問題，由於正態誤差不對應於一個「0—1」類別，因而不適合使用正態線性模型，在此情況下，logistic逐步回歸是可用的一個重要方法。

Logistic逐步回歸的參數檢驗可選擇似然比檢驗、比分檢驗和Wald檢驗。三種方法中，似然比檢驗最可靠，Wald檢驗未考慮各因素間的綜合作用，在因素間有共線性時結果不如其他兩者可靠。對數似然函數形式為：lnL=∑（ln P）=ln P1+ln P2+…+ln Pn.通過比較兩個包含不同參數的LnL值，對新加入模型的參數進行無效假設檢驗。所用統計量為似然比較統計量（G），即G=2（LnLi+1-LnLi），因服從自由度為1的卡方分布，在α=0.05水平上，若G≥3.84則該因素有顯著性。將有顯著意義的因素選入回歸方程，按OR求各影響因素發生概率增加一級的相對危險度。回歸分析方法有強迫法、前進法、後退法和逐步法。為研究方便，本文採取前進法。

2.股利分配政策八種類型的市場反應分析。

本部分設定的待檢因變數是Z 「上市公司公布股利分配政策後第一個交易日股價是否上漲」，上漲取值為1，下降取值為0.自變數則選取八種股利分配政策類型，以及規模、盈利能力、現金狀況、流動性、成長性、再投資能力、法人治理結構、行業九類共34個指標。logistic回歸方法同上。

⑤ 金融發展理論的發展

自1973年以來，羅納德·麥金農和 Shaw的金融深化論在西方經濟學界產生了極大影響，金融發展理論研究不斷掀起研究的新高潮。許多經濟學家紛紛提出他們對金融發展問題的新見解。 第一代麥金農、肖學派盛行於70年代中期到80年代中期，代表人物包括卡普, Mathieson, 加爾比斯和弗賴伊等，他們主要的研究工作是對金融深化論的實證和擴充。
1、卡普的觀點卡普研究了勞動力過剩且固定資本閑置的欠發達封閉經濟中金融深化問題，他認為固定資本與流動資本之間總是保持著固定比例關系，在固定資本閑置的條件下，企業能獲得多少流動資金便成為決定產出的關鍵因素。卡普接受麥金農的觀點，認為實際通貨膨脹率除受其他因素影響之外，還受通貨膨脹預期的影響。同時，卡普又放棄了麥金農著重內源融資的觀點，認為流動資本的凈投資部分一般完全通過銀行籌集，商業銀行對實際經濟的影響主要就是通過提供流動資本而實現的。能提供的流動資本量取決於實質貨幣需求、貨幣擴張率與貸款占貨幣的比率。
2、唐納德·馬西森的觀點
唐納德·馬西森與觀點與卡普相似，也是從投資數量的角度討論金融深化的影響。但他在設立假設時，有兩點不同與卡普的假設。首先,唐納德·馬西森假設所有的固定資本都被充分利用，即在現實生活中並不存在卡普所說的閑置的固定資本。第二,唐納德·馬西森假設企業通過向銀行借款籌集的是所用的全部資本的固定比率，即不僅需要向銀行借入部分流動資本，而且需要向銀行借入部分固定資本。他還指出經濟增長歸根結底是受銀行貸款供給的制約，而銀行貸款的供給又在很大程度上要受到存款的實際利率的影響。為使經濟得以穩定增長，就必須使實際利率達到其均衡水平。因此，必須取消利率管制，實行金融自由化。
3、維森特·加爾比斯的觀點與馬西森一樣，維森特·加爾比斯也是基於發展中國家經濟的分割性假定，認為發展中國家的經濟具有某種特性，這種特性是因為低效部門佔用的資源無法向高效部門轉移，使不同部門投資收益率長期不一致，從而導致資源的低效配置。他提出，金融資產實際利率過低是金融壓制的主要表現，是阻礙經濟發展的重要因素。為了克服金融壓制，充分發揮金融中介在促進經濟增長和發展中的積極作用，必須把金融資產的實際利率提高到其均衡水平，即提高到使可投資資源的實際供給與需求相平衡的水平。
4、韋爾·J·弗賴伊的觀點
韋爾·J·弗賴伊認為，投資的規模與投資的效率是經濟增長的決定因素，而在發展中國家，這兩者又都在很大程度上受貨幣金融因素的影響。他認為，在靜態均衡的條件下，實際增長率必等於正常增長率。但是在動態經濟中，二者卻未必相等。這是因為，實際增長率由兩部分構成，即正常增長率和周期性增長率。Fry還把時滯因素引入其模型中，從而能更准確地反映儲蓄與投資的變化對經濟增長的實際影響。 第二代麥金農、肖學派盛行於80年代末90年代中期，代表人物有中本斯維格，史密斯，列文， 盧卡斯， 格林·伍德等。這一時期的金融發展理論對金融機構與金融市場形成機制的解釋是從效用函數人手，建立了各種具有微觀基礎的模型、引人了諸如不確定性（流動性沖擊、偏好沖擊）、不對稱信息（逆向選擇、道德風險）和監督成本之類的與完全競爭相悖的因素，在比較研究的基礎上對金融機構和金融市場的形成做了規范性的解釋。
1、金融體系的形成
具有代表性的內生金融機構模型解釋包括：在本斯維格和史密斯（1991）的模型中，當事人隨機的或不可預料的流動性需要導致了金融機構的形成，金融機構的作用是提供流動性，而不是克服信息摩擦；在 斯科萊福特和Smith（1998）模型中，空間分離和有限溝通導致了金融機構的形成。在該模型中，當事人面臨著遷移的風險，因為在遷移發生時，當事人需要變現其資產，從而面臨遷移風險。為了規避這一風險，當事人需要通過金融機構提供服務；在Dutta和Kapur（1998）模型中，當事人的流動性偏好和流動性約束導致了金融機構的形成。金融機構的存在使當事人可以持有金融機構存款，作為流動資產的金融機構存款與其它公共債務和法定貨幣相比，在提供流動性服務方面效率性高，可以緩解流動性約束對消費行為的不利影響。
具有代表性的內生金融市場模型有：Boot和Thakor模型，格林·伍德和史密斯模型。這些模型在給出金融市場的形成機制的同時也給出了金融機構的形成機制。Boot和Thakor（1997）從經濟的生產方面考察，認為組成金融市場的當事人把錢存入金融機構，金融機構再把所吸收的存款貸放出去，從而為生產者提供資金，在金融機構中，當事人進行合作並協調其針對生產者的行動。格林·伍德和史密斯（1997）在模型中指出，金融市場的固定運行成本或參與成本導致了金融市場的內生形成，即在金融市場的形成上存在著門檻效應(threshold effect)，只有當經濟發展到一定水平以後，有能力支付參與成本的人數才較多，交易次數才較多，金融市場才得以形成。
2、金融體系的發展金融機構和金融市場形成之後，其發展水平會隨該國內外條件的變化而變化，一些經濟學家從理論上對這個動態發展過程進行了解釋。格林·伍德和史密斯，以及 Levine在各自的模型中引入了固定的進入費或固定的交易成本，藉以說明金融機構和金融市場是如何隨著人均收入和人均財富的增加而發展的。在經濟發展的早期階段，人均收入和人均財富很低，由於缺乏對金融服務的需求，金融服務的供給無從產生，金融機構和金融市場也就不存在。但是，當經濟發展到一定階段以後，一部分先富裕起來的人由於其收入和財富達到上述的臨界值，所以有激勵去利用金融機構和金融市場，亦即有激勵去支付固定的進入費。這樣，金融機構和金融市場就得以建立起來。隨著時間的推移和經濟的進一步發展，由於收入和財富達到臨界值的人越來越多，利用金融機構和金融市場的人也越來越多，這意味著金融機構和金融市場不斷發展。

⑥ 精通韓文的達人幫我翻譯一下！拜託啦

居民的邊際消費傾向β是指居民的當期收入中用於當期消費的比例，居民的邊際消費傾向受居民以前的消費歷史、周圍居民的消費水平、居民所在經濟體的社會文化、居民所在經濟體的消費政策等因素的影響。
【주민들의 한계소비 경향β는 주민의 당기 수입중에서 당기 소비를 할 수 있는 비율이다.주민들의 한계 소비경향은 이전의 소비역사에 따라 일정한 영향을 받고 있으며 주위 주민들의 소비 수준.주민들이 살고있는 경제의 사회적문화.주민의 살고있는 경재채계의 소비정책 요소의 영향을 받고 있다.】
同固定消費支出一樣，居民的邊際消費傾向在…定程度上也受到居民對未來收入不確定性程度的預期、對消費信貸的可獲得性的流動性約束的影響。同時，居民的邊際消費傾向還受到社會交易費用的影響，這包括消費信息獲取的便利程度、商品退貨換機制的完善程度、攜帶大量現金進行消費的安全程度等。
【고정 소비 지출과 마찬가지로 주민들의 한계소비 성향에 있다...일정 수준하에서 주민들은 미래의 소득에 대해 불확정의 예견과 소비 신용대출의 확실성과 유동성이 가져다 주는 제한성 영향을 받는다. 동시에 주민들은 한계 소비성향은 사회 거래 비용의 영향을 받는다.여기에는 소비정보의 이용과 편리성 그리고 상품환불 제도의 완벽한 개선.대량의 현금 휴대시 안전성 여부에도 많은 영향을 받는다.】
如果居民對未來的收入具有一個確定性的預期，居民在日常生活中對貸款具有一個較好的可獲得性，那麼居民將根據其對自己一生收入的現性預期，在不同的時期內將自己的收入與消費進行跨時期的平滑配置。
【만약 주민들이 미래의 소득에 확정성 예견이 구비 되고 주민들이 일상 생활속에서 대출 획득성이 구비된 다면 주민들은 자신들의 일생 수입의 현실성 예견에 따라 부동한 시기에 자신들의 수입과 지출에 미래에 대하여 계획적이고 온정한 배치를 할 것이다.】
例如，當居民年輕時，雖然居民的收入水平較低，但是居民預期到其未來收入會有較大提高，所以在年輕的時候，居民具有一個較大的邊際消費傾向。居民通過進行借貸的方式，使得其在其生命中各時期的消費保持在一個相對穩定的狀態，從而獲得一個最大的一生消費的總效用。
【예를 들어 주민들이 젊었을 때는 비록 주민 수입 수준이 낮지만 주민들이 예견했던 미래의 소득은 비교적 높게 재고해 잡을 것이기 때문에 젊었을 때 비교적 높은 소비성향을 가질것이다.주민들은 대출등 방법을 통해 일생의 각시기에 필요한 소비를 비교적 온정한 상태로 보정하고 그속에서 일생에서 가장 큰 소비 총효익을 얻을 것이다. 】
居民的這種消費方式已經在米爾頓·弗恩德曼的持久收入理論和莫迪利安尼的生命周期理論中得到了較好的分析。
【주민의 이런 소비 방식은 벌써 밀턴 프리드먼의 영구적인 수입 이론과 모딜리아니의 생명주기 이론중에서 비교적 좋은 분석을 얻고 있다.】
在居民進行跨時期消費時受到的最大約束是對消費貸款的可獲得性以及有關消費的交易費用。【주민들이 시기를 뛰어 넘는 소비중에서 가장 큰 제한을 받는 것은 소비대출의 확실성과 소비거래의 비용문제 이다.】
如果制約居民對消費所需貸款的流動性約束能夠適當放鬆，那麼居民將更有能力去進行跨時期消費，通過跨時期的資金調配增大即期消費從而增大了其邊際消費傾向.如果有關消費的交易費用能夠降低，居民進行消費的成本也就隨之降低，居民也就更有意願進行即期消費增大其邊際消費傾向。
【만약 주민들의 소비에 필요한 대출과 유동성 제한이 적당한 범위내에서 활약성을 풀어준다면 주민들은 곧 시기를 뛰어 넘는 소비에 힘을 얻게 되고 이것을 통해 자금 조절이 잘 돼고 소비가 증가가 되므로 한계 소비가 증가하는 성향이 늘어날 것이다.만약 소비 거래비용을 낮춘다면 주민들은 소비 지출의 원가가 따라서 낮아질 것이고 주민들은 더욱더 소비를 증가할 것이고 한계소비도 늘어날 것이다..】
信用卡交易的便捷性和安全性能夠在部分程度上降低了居民進行消費時的交易費用，信用卡的循環消費信貸功能可以在一定程度上提高居民對貸款的可獲得性，降低流動性約束對居民消費的影響。所以，在目前我國信用卡行業所面臨的現實背景之下，信用卡的使用將增大我國居民的邊際消費傾向。
【신용카드를 이용하는데 편의성과 안전성이 부분적이나마 소비 거래 비용을 줄일 것이고 신용카드 소비대출 기능이 일정한 상황하에서 주민들이 대출 심리를 제고할 것이며 주민들이 유동성 재한으로 주는 영향을 줄일 것이다.그래서 현제 우리나라 신용카드 업계가 당면한 현실 배경하에 신용카를 이용한 주민의 한계 소비성향이 증가할 것이다.】
綜上所述，本文認為信用卡的使用通過提高居民自發消費總量和增大居民的邊際消費傾向，能夠提高我國居民的消費總量.在消費的"乘數效應"的作用之下，信用卡的使用將促進社會總產出和居民收入水平的增加。
【위의 상술한 본문에서 신용카드 이용르 통하여 주민들의 자발적인 소비총량과 주민의 한계소비경향을 늘이고 우리나라의 전반에서 주민 총량을 제고하고 이런 소비의 승수효과의 영향아래 신용카 이용으로 인한 사회총산출과 주민의 수입을 증가하는데 촉진작용을 할 것이다.】

⑦ 資金流動性如何影響居民的消費

宏觀經濟的繁榮或疲弱常常成為居民在金融市場借貸難易程度的關鍵因素。當宏觀經濟繁榮時，居民（消費者）不僅當期工作機會相對增加，而且金融機構也預期居民未來還款能力將隨之增加，這樣資金放貸行為將趨於寬松，居民比較容易從金融機構貸到消費所需要的足夠資金；反之，當宏觀經濟疲弱時，金融機構擔心經濟緊縮將影響居民的還款能力，為了避免不良債務的增加，放貸行為將趨於保守，從而增加居民資金借貸的困難性。故宏觀經濟的繁榮或疲弱除了決定居民暫時性收入的高低外，其對居民借貸行為的不同約束也會影響消費決策。

⑧ 生命周期消費理論的公式表示

考慮到更多的現實因素後，生命周期消費理論可以用公式表示為：
C=βw*Wr+βyw*yw
c仍然為年消費額，βw為財富的消費傾向即每年消費的財富的比例，Wr為實際財富，βyw為工作收入的消費傾向即每年消費的工作收入的比例，yW為年工作收入。
生命周期消費理論還得出另外一個結論：整個社會不同年齡段人群的比例會影響總消費與總儲蓄。比如，社會中的年輕人與老年人所佔比例大，則社會的消費傾向就較高、儲蓄傾向就較低；中年人比例大，則社會的儲蓄傾向較高、消費傾向較低。
生命周期消費理論也分析了其他一些影響消費與儲蓄的因素，比如高遺產稅率會促使人們減少欲留給後代的遺產從而增加消費，而低的遺產稅率則對人們的儲蓄產生激勵、對消費產生抑制，健全的社會保障體系等會使儲蓄減少，等等。
顯然，生命周期消費理論與凱恩斯的消費理論是有一定相同點，但也有一定差距。生命周期消費理論強調或注重長時期甚至是一生的生活消費，人們對自己一生的消費作出計劃，以達到整個生命周期的最大滿足；凱恩斯的消費理論則把一定時期的消費與該時期的可支配收入聯系起來，是短期分析。
缺陷：由於流動性約束（流動性約束是指經濟活動主體（企業與居民）因其貨幣與資金量不足，且難以從外部（如銀行）得到，從而難以實現其預想的消費和投資量），人們往往難以實現一生中有計劃地均勻消費，所以，生命周期消費理論跟其他消費理論一樣有缺陷。

⑨ 消費函數理論的新進展

自從凱恩斯《通論》出版以來，消費函數，即消費和收入之間的關系，已經在宏觀經濟研究中起了核心作用，消費函數理論研究和實證研究的進展層出不窮，其中佔主導地位的有兩個消費模型：生命周期假說和永久性收入假說。霍爾（RobertE.Hall）的隨機遊走假說（random-walkhypothesis）則是對這兩個模型的進一步發展，這一假說及其後的進展成為西方消費函數理論的最新研究成果。一、霍爾的隨機遊走假說
事實上，霍爾的設想直接來源於對生命周期假說和永久性收入假說研究的不滿意。為了迴避前者測量財富市場價格時遇到的實際性數據問題，同時避開後者即弗里德曼的後顧的或稱適應性預期的永久性收入估算的問題，霍爾提出的取代辦法是：把消費的變化經驗地模擬為通過「新信息」（News）來確定。具體地說，霍爾認為，如果財富或永久性收入的估計和今後的消費都以理性預期為基礎，那麼，由消費或收入過去的變化反映出來的過時信息對現期的消費變化不應有任何影響。霍爾是從作為生命周期假說和永久性收入假說之基礎的跨時最優化消費模型中敏銳地覺察到這一點的。
跨時最優化消費模型是現代消費者行為最優化分析的基本框架。假定正處在時期O的某個消費者預期能活到T。在O期即現在，該消費者會在其現期收入、預期收入和現期財富的條件下選擇一個現期消費水平，以使其現期和未來各期的預期效用最大化。為簡便起見，又假定沒有人願意給後代留下遺產，從而每個人都試圖到其生命結束時用光所有財富和收入（當個人遺產數量固定時也可得出相同結論）。再假定基本效用函數為對數形式，即u（c）=lnc.該函數滿足邊際效用為正值（u'（c）=1/c>0）且遞減（u″（c）=-1/c[2]<0）的一般特徵。假定效用函數是時際加性可分離（additivelyseparableovertime），也就是說，每個時期的邊際效用都與所有其它時期的消費無關。假定未來效用的主觀貼現率為δ，且暫不考慮不確定性以避免復雜的預期形式。於是，消費者面臨的問題是：
消費函數理論
用拉格朗日乘數法求解可得
消費函數理論
又由u（c）=lnc從而u'（c）=1/c得到其邊際效用聯系為：
消費函數理論
這意味著，每相鄰兩期的消費的邊際效用之比等於市場利率與消費者主觀貼現率之比。具體地說，當r>δ時，消費路徑將是隨時間不斷上升的，這有利於推遲消費（儲蓄）；反之，當r<δ時，消費路徑將是下降的，這時有利於消費更多而不是推遲消費。
霍爾從跨時最優化消費模型中觀察到，如果知道C[,t]，就可利用
消費函數理論
預測C[,t 1]。如果消費者在t期處於最優消費路徑之上，亦即利用了其擁有的關於未來收入前景的所有信息，就可以用C[,t]預測C[,t 1]。因為C[,t]已經包含了所有信息，所以預測時不再需要任何其他變數。此時預測的誤差就是在t和t+1期之間所接受到的任何關於未來收入流的「新信息」。霍爾在他的原始論文中指出，作為近似，消費應服從漂移的隨機遊走。他沿著永久性收入假說的思路對此作了進一步的說明。他認為永久性收入假說意味著，當消費者決定現期消費時，他已經把永久性收入的最佳估計納入決策之中。於是，消費的預測值將是永久性消費，即
消費函數理論
而暫時性消費則是圍繞它波動的隨機變數，從而總消費為
消費函數理論取對數值，經過近似後可得到一個更為簡便的表達式：lnC[,t 1]=lnC[,t]+g+V[,t 1]
式中g為正或負取決於r是大於還是小於δ，更新項V[,t 1]類似於C[,t 1][t]，在t期的期望值為零，上式表明，如果實際消費的現值的確以一種無偏的方式納入了消費者對永久性收入的最佳估計的話，那麼，消費者對永久性收入的預期就是理性預期。換言之，在缺乏「新信息」的情況下，消費將以g的速度穩定地增加或減少。因此在t期或更早的時期，消費者對「新信息」一無所知，因而應該有一個變數代表消費變化率由於「新信息」的出現而偏離常量均值幅度的預測。這一結論就常常被稱作消費的「隨機遊走」，因而霍爾的消費函數理論就被稱為「隨機遊走假說」。
霍爾的結論大大拓展了消費函數概念，因為通常認為，消費函數就是指消費和收入之間的關系；而霍爾函數卻顯然排除了對收入的任何考慮。一般說來，當經常性收入包含了關於其自身價值或收入的未來價值的新信息時，收入就可在隨機項V[,t 1]上反映出來。可見，霍爾模型並不表明：消費不會對經常性收入做出反應，而是表明：在考慮了滯後消費的前提下，過去收入或收入的變化與消費的現期變化無關。在經濟計量檢驗上，這意味著：（1）利用消費的時間序列數據對弗里德曼提出的永久性消費關系式，即
消費函數理論
進行回歸將產生「隨機殘差」（randomresials）。（2）當考慮滯後一期消費時，沒有任何其他滯後變數會增加回歸中的解釋力（或重要性）。霍爾在其原始論文中出人意料地發現，他的模型很好地擬合了美國非耐用消費品和服務的消費總量季度數據。消費水平的確依賴其滯後值，而且加進滯後多期的消費變數或者滯後一期或多期的收入變數並不能顯著地增強模型的解釋力。不過，霍爾在考察其它幾個滯後變數的作用時，卻發現滯後的股票市場價格對消費的變動有解釋力。
無論如何，霍爾所做研究的影響是巨大的，至少對預期來說是這樣，霍爾的結論完全走向了傳統消費理論的反面，以至於據說在他最初遞交那篇原始論文時，一位傑出的宏觀經濟學家說他一定是「中了邪了」（ondrugs）。傳統的消費理論意味著，當產出下降時，消費也下降但卻被預期會得到恢復，從而暗示存在著可預測的消費變動。恰恰相反，霍爾對永久性收入假說的擴展卻斷言，當產出發生沒有預期到的下降時，消費僅僅以永久性收入的下降量而下降並且不會被預期會得以恢復。正是由於這種不同，對霍爾模型的檢驗就顯得意義重大。
二、隨機遊走假說的新進展
隨機遊走假說意味著，消費的變化是不可預期的，因而沒有任何在t－1期可獲得的信息能被用來預測消費從t－1期到t期的變化。從這個意義上說，霍爾通過消費與滯後一期變數的回歸來檢驗其假說的辦法是無可厚非的。然而，這種辦法的缺陷在於，其結果難以解釋。比如說，霍爾關於滯後收入對消費沒有顯著解釋力的結論之所以成立可能不是因為收入的可預測變化沒有產生消費的可預測變化，而是因為滯後收入值對預測收入變動作用不大。類似地，也很難衡量利用股票價格數據拒絕該假說的重要性。
應當承認，霍爾的檢驗程序是富有吸引力的，因為它沒有依賴於收入過程的性質，而僅僅著重考察消費及其滯後。但是，由於其缺陷，隨後的研究卻突出注意了消費和實際收入的聯合考察。弗萊文（M.Flavin）和哈牙什（F.Hayashi）都發現，對於美國的數據，消費對可預期的收入變動的反應是很敏感的。這一現象被稱為消費的「過度敏感」（excesssensitivity），其主要原因在於，大多數消費者都希望以未來收入作抵押來借款，可事實上他們做不到這一點，因為銀行乃至消費者自己都對消費者的未來收入沒有所握，從而對其未來的償付能力缺乏足夠的信心。於是，那些受流動性約束的消費者就指望花費掉其手中的所有收入。換言之，一旦收入增加，無論這種增加是預期收入還是非預期收入，消費都將隨之增加。稍後，霍爾和米什金（FredericS.Mishkin）又發現了與過度敏感性相對應的結果：從數據上看，消費變動和滯後收入變動之間存在著很強的負相關。由於其數據中收入變動隨時間推移呈負相關，所以上述結果就可以被理解為消費變動和實際收入變動之間存在正相關，正象流動性約束下的消費行為一樣。霍爾和米什金得出的結論是，在美國大約有1/5的人不能按其願望想借多少錢就借多少錢，亦即受著流動性約束。這與哈牙什在1982年論文中的估計完全一致。在另一項研究中哈牙什發現，受流動性約束的家庭比例在年輕家庭中較高而在年老家庭中較低。據他估計，流動性約束使消費水平比生命周期理論預測值要降低約5.5%。總之，大量研究表明流動性約束使消費水平比生命周期理論預測值要降低約5.5%。總之，大量研究表明流動性約束有助於解釋過度敏感性，而且低收入居民確實受到了流動性約束。
基於上述研究成果，坎貝爾（JohnY.Campbell）和曼丘（N.GregoryMankiw）試圖運用工具變數法（instrumentalvariables）檢驗霍爾假說以克服霍爾檢驗的缺陷。在他們看來，一部分消費者僅僅花費其現期收入，而其餘部分的消費者則按霍爾理論行事。於是如果用λ來表示前者消費的比重，那麼總消費的變化就為：
C[,t]－C[,t-1]=λ（Y[,t]－Y[,t-1]）+（1－λ）e[,t]
=λZ[,t]+V[,t]
式中e[,t]表示消費者從t－1期到t期的永久性收入估計值的變化。Z[,t]和V[,t]幾乎肯定是相關的，因為收入增加巨大之時常常也是消費者收到關於其生命周期收入的有用新信息之時，這意味著，上式右邊的變數與誤差項正相關，因此OLS估計上式將導致λ的估計值向上偏倚。解決辦法是使用工具變數法而不用OLS。需要找出的「工具」是那些與上式右邊相關但卻與殘差不相關的變數。一旦有了這樣的「工具」，就可進行第一階段的回歸，即對Z[,t]與工具變數的回歸，得出Z[,t]的估計值Z[,t]。第二階段的回歸則是對C[,t]－C[,t－1]與Z[,t]進行回歸，亦即估計：
C[,t]－C[,t-1]=λZ[,t]+λ（Z[,t]－Z[,t]）+V[,t]
=λZ[,t]+V[,t]
式中殘差V[,t]包括V[,t]和λ（Z[,t]－Z[,t]）兩項。依據假定，用於導出Z[,t]的工具變數系統上與V[,t]無關，從而Z[,t]與該回歸的殘差即Z[,t]－Z[,t]無關。這樣，上式的回歸就可產生一個有效的λ估計值。
通常的問題在於發現有效的「工具」，因為常常很難找到可以確信與殘差不相關的變數。然而隨機遊走假說表明，當殘差反映的是t－1期與t期之間的新信息時，任何已知的t－1期的變數都與殘差無關，因而候選的工具變數就有許多。這樣，坎貝爾和曼丘的檢驗就成為可能。在他們1989年的一篇論文中，他們以消費者人均非耐用品和服務的實際購買量衡量消費，以人均實際可支配收入來衡量收入，選取美國1953—1986年的季度數據作為樣本，檢驗了霍爾假說。他們考察了許多不同系列的工具變數並發現，收入的滯後變化對未來變化幾乎沒有預測力。這意味著，霍爾沒有發現滯後收入變動對消費的預測力並不能成為反對傳統消費理論的有力證據。於是，他們用消費變化的滯後值作為工具變數並得出相應的結果：當使用3個滯後值時，λ的估計值為0.42，標准誤差為0.16；當使用5個滯後值時，λ的估計值為0.52，標准誤差為0.13。其他情況也得出了類似的結果。這意味著，在美國，大約有一半的消費是由那些僅僅花費掉其現期收入的人們所進行的，而另一半消費則是由那些按霍爾理論行事的人們所進行的。換言之，坎貝爾和曼丘的估計在數量上大大地並在統計上意義重大地偏離了隨機遊走模型的預測，亦即當預期收入增加1美元時，消費對此的反應似乎是增加大約50美分。這樣，認為消費對預期收入的變動將不作任何反應的假說就被強有力地駁倒了。與此同時，λ的估計值又遠低於1，從而上述結果又意味著永久性收入假說對理解消費是重要的。
雪亞（JohnShea）的檢驗則是從另一角度進行的。雪亞和許多研究者一樣，由於注意到利用總量數據檢驗隨機遊走假說的一些缺陷，改而利用單個家庭數據檢測消費行為。這些缺陷主要表現在：（1）觀測量或者說樣本長度明顯太小；（2）很難找到對收入變化有很大預測力的變數，因而難以檢驗隨機遊走假說的關鍵性論斷即收入的可預期變化與消費的可預期變化不相關；（3）該理論是關於個人消費的，其模型預測應用於總量數據時需要附加的假定；因為即使對每個單個家庭都成立的預測也可能在總量上不成立。基於上述考慮，雪亞在1995年的論文中採用了密執安收入動態固定樣本研究（thePanelStudyofIncomeDynamics，通常簡稱PSID）的數據並特別注意區分收入的可預期變化。他注意到，對PSID中那些在長期工會合同保護下的工薪階層家庭來說，合同中規定的工資增長和基本生活費用使得其收入增長有了一個重要的可預測因素。他選取了647個觀測戶作樣本，這些觀測戶的工會合同提供了關於其家庭未來所得的明確信息。他把事實上的實際工資增長與從工會合同中導出的估計值和一些控制變數進行回歸，得出的結論是：導出的估計量的系數為0.86，標准誤差0.20。因此，工會合同對所得的變化有著重要的預測力。他又把消費的增長與上述的預期工資增長進行回歸，按永久性收入假說後者的系數應為零，而事實上估計的系數為0.89，標准誤差為0.46。這樣，雪亞的估計也在數量上大大地（雖則僅在增量統計上意義重大地）偏離隨機遊走假說的預測。
由於這種偏離的一個可能的原因是流動性約束，雪亞又以兩種方式對流動性約束進行了檢驗。首先，他按照澤爾斯（StephenP.Zeldes）等人的方法，把家庭按其是否擁有流動性資產（liquidassets）分為兩類。擁有流動性資產的家庭可以通過減少其流動性資產而不是通過借錢來使其消費平滑化。因此，如果流動性約束確是可預期的工資變化影響消費增長的原因的話，那麼，永久性收入假說（從而隨機遊走假說）的預測值將僅對沒有任何資產的家庭來說是無效的。然而，雪亞卻發現，估計出來的預期工資增長對消費的影響實質上在兩組家庭中都是相同的。其次，按照阿爾通吉（JosephG.Altonji）和錫歐（AloysiusSiow）的方法，雪亞把低財富樣本按其實際工資的預期變化是正值還是負值分為兩類。面臨收入預期會下降的家庭需要進行儲蓄而不是借錢以使其消費平滑化。於是，如果流動性約束確實至關重要的話，那麼，可預期的工資增加會導致預期消費增加；而預期的工資減少卻不會導致預期消費減少。然而，雪亞的發現卻恰恰與此相反：對於那些預期收入增加的家庭來說，估計出來的實際工資的預期變化對消費增長的影響僅為0.06，標准誤差為0.79；而對於那些預期收入下降的家庭來說，估計出來的影響卻達2.24，標准誤差為0.95。因此，沒有任何證據表明，流動性約束是導致雪亞的結果發生偏離的原因。
總之，隨機遊走假說和生命周期假說、永久性收入假說一樣，其出發點都是：現期消費依賴於全部未來收入流的現值；其基本分析框架都是跨時最優化消費模型。然而，關於理性預期的作用卻尚無定論。因此，霍爾假說的弱點恰恰就在於把理性預期應用於消費者用以估計永久性收入的過程。上述檢驗就是對這一弱點的一些不同側面的反映。