消费金融流动性约束理论

① 预防性储蓄消费理论

三)预防性储蓄假说

存在风险时，消费者在决定消费路径时不仅要考虑持久收入的多少，还要考虑持久收入的变化(风险)。卡贝里罗认为(Caballero,1990)，风险主要体现为劳动收入的变化。如果消费者不在乎风险，那么他会根据持久收入的变化而决定消费的变化，这时不存在过度平滑性。但如考虑到风险，消费者必须同时进行预防性储蓄以规避风险，表现出过度平滑性。根据跨期预算约束，过度敏感性也成立。扎德斯(Zeldes,1989b)发现，在CRRA函数下，消费者有明显的预防性储蓄动机，特别是金融资产少，劳动收入不稳定的群体。这些消费者明显对预测到的收入变化反应过敏，而对未预测到的收入反应迟钝(平滑)。然而，布郎宁和卢萨迪(Browning and Lusardi,1996)指出，就象许多人不受流动性约束影响一样，许多公众由于有足够的资产或由于社会保障制度的完善使得预防性储蓄动机不那么重要。

② 金融危机情况下的流动性如何

银行同业拆借利抄率所导致的流动性问题应该说引起了普遍的关注，从各界地讨论来看，对这个问题的认识是众说纷纭的，商业银行流动性风险管理，到货币政策以及宏观调控层面都有论述。从目前对于流动性问题的成因和传导机制分析，应该说还看不出已经形成了有那么一致性的主流共识。从这个角度来看，流动性问题的产生，根之深，治理难度比较大。这更加要求政府需要重新审视未来的立场。短期内来说，央行比如说通过准备金率、外汇公开市场业务等，以通过实施货币供给的策略管理实施操作。但可以看到，近一些年来，应该说我们国家有一种趋势，货币政策操作空间的效果越来越有限了，治理成本也日益加大，如此要有效的控制这个流动性，我个人感觉应该说从总量和价格层面所实施的对冲操作模式，来转向更加坚决的，结构性调整和治理。
从这个角度来说，不仅仅是一种舒缓流动性的问题，涉及到我们国家发展平衡和经济的转型升级，为这种新的增长在集聚力量。

③ 不确定性消费理论在确定性消费理论的基础上取得了哪些方面的发展

消费函数的建立是基于个体的消费与其收入的比例关系.对消费的研究，主要围绕消费函数进行。自凯恩斯始，寻找准确描述消费者行为的消费函数形式一直是宏观经济学的重要命题，其中主要有凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝利的相对收入假说、莫迪利安的生命周期消费理论和弗里德曼的永久收入假说，而霍尔将理性预期因素引入生命周期和永久收入假说，使消费函数具有了现代形式，其共同之处都利用了收入工具来解释消费的变化，不同的是在对消费行为的外部环境和内在动机的假定上，凯恩斯的开创性贡献更是直接推翻了萨伊定律，使非自愿失业的存在成为可能并得到解释，也使通过财政政策和货币政策来消除非自愿失业与经济萧条成为可能。中国经济改革的时间还不长，“摸着石头过河”的渐进式改革明显具有中国特色，双轨制使市场轨与计划轨长期并存，市场经济发育不完善，消费者没有足够时间形成完全市场决定下的消费行为。农村的相对封闭性更造就了农户自给自足的小农经济特征，其消费行为受到传统儒家文化的深远影响，既不同于城镇居民，更不同于西方国家居民，在消费者行为的外部环境（预算约束、流动性约束等）和内在动机（理性主体、效用最大化等）设定上，这些新古典消费函数对中国农户并不具有普适性，关于农户消费行为的各种理论假说还有待进一步检验。故除了消费函数外，多元统计方法在消费研究领域中也得到越来越普遍的应用，本文就是在偏相关分析的基础上，通过建立中国农户消费—收入的典型相关模型，用收入变量解释消费支出，定量判别各变量之间的关联和作用程度来分析农户消费—收入的结构特点。二．指标选择与样本数据凯恩斯认为“无论从先验的人性看，或从经验中的具体事实看，有一个基本的心理法则，我们可以确信不疑。一般而论，当所得增加时，人们将增加其消费，但消费之增加，不若其所得增加之甚……”①，过去对消费函数所做的大量理论和经验研究都没有损害凯恩斯的中心观点：即消费（和储蓄）受当前收入的影响而不是独立于当前的收入，本文在变量选择上仍以凯恩斯的假定为基本依据。但样本数据采用横截面数据，因为将同一时期有关收入差别的资料应用到不同时期收入变动并不合适，会面临两个问题：（1）总合问题：只有在各收入家庭的边际消费倾向非常接近时，才可以忽略总合问题；（2）即使不考虑总合问题，把横截面家庭预算资料收入的差别情况应用到时间序列收入的变动中，问题更大。②从计量经济学的角度来看，时间序列数据存在序列相关和非平稳性，同一总体的截面数据除了能保证资料的同质性外，还克服了上述缺陷。基于以上原因，选取4个反映纯收入来源的指标作为“影响组”：X1—工资性收入，X2—家庭经营纯收入，X3—财产性收入，X4—转移性收入；8个反映家庭生活消费支出的指标作为“支出组”：Y1—食品，Y2—衣着，Y3—居住，Y4—家庭设备及服务，Y5—医疗保健，Y6—交通和通讯，Y7—文教、娱乐用品及服务，Y8—其它商品及服务。具体以2002年中国大陆的省际截面数据作为样本（即大陆的31个省市，不包括港澳台地区），样本均来自《2003年中国统计年鉴》。三．建立模型（一）偏相关分析偏相关系数是在对其他变量进行控制的条件下，衡量多个变量中某两个变量之间的线性相关程度的指标，实质上是控制变量而言的剩余离差之间的相关。在多变量的场合，他除掉了变量随其他变量变化而变化的因素，可能与简单相关系数在数值上存在极大差异，甚至符号相反，但用偏相关系数来刻画两个经济变量之间的内在联系更可靠。根据样本数据，计算出X与Y两组变量相互间一对一的偏相关系数如下。表1偏相关系数分析表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注：******分别表示在0.15、0.10、0.05水平下显著。上表整体相关水平都不高，主要是因为较多的变量使得偏相关过程中被控制的因素有点多，而被控制的因素之间会存在错综复杂的关系，所以可适当降低显著性水平，这同时也正好验证了消费函数应用于中国农户消费的局限性。可以看出农户工资性收入与衣着和文教、娱乐用品及服务、财产性收入与医疗保健支出、转移性收入与家庭设备及服务支出的相关性比较强，那些没有被包括进来的其他商品和服务也扮演了重要角色，表明除了分类出来的7种消费支出外，农户消费支出中仍存在其他重要支出变量与收入水平高度相关。(二)典型相关模型的建立典型相关模型揭示出两组多元变量之间的关系，即在两组变量中分别提出各自第一个典型变量，并使这对典型变量具有最大相关系数r1，称为第一组典型变量；后在各组变量中分别提出第二个典型变量，使他们反映的相关成分r2仅次于r1……如此下去，直到最后一组典型变量的相关系数rp达到最小时为止，称为最后一组典型变量。其将原来两组变量之间的相关转化为研究各组中提出的几个典型变量之间的相关，通过减少变量的个数来简化分析，从而得到广泛应用。通常典型变量的对数愈少愈容易解释，这主要通过对典型相关系数作显著性检验来判断。根据样本数据，得到X与Y两组变量提出的典型相关系数及检验如下。表2典型相关系数及其误差序号典型相关系数（r）r2标准误特征值10.98220.96480.006527.306220.83300.69390.05592.266730.76310.58220.07631.3938可以看出，第一对和第二对典型变量解释能力较强，r2数据表明，“支出组”中分别有96.48%、69.39%和58.22%的信息可由相应“影响组”变量予以解释，三个典型相关系数值都比较高，表明相应典型变量之间密切相关，但要确定典型变量相关性的显著程度，尚需进行典型相关系数的检验，结果如下。表3典型相关系数检验表序号自由度计算值的临界值（）显著性132140.976645.91***22159.758332.67***31231.651121.03***可以看出这三对典型变量均通过了统计量检验，表明相应典型变量之间相关关系显著，能够用“影响组”来解释“支出组”。鉴于原始变量的可比性，采用标准化的典型相关系数来建立典型相关模型如下。表4典型相关模型序号典型相关模型123（三）典型相关分析根据典型变量重要程度及系数大小，从建立的典型相关模型可看出，中国农户消费支出情况受收入各因素变动的作用程度可用三对典型相关变量予以综合描述。第一对典型变量将家庭设备及服务、其他商品及服务从其他类型支出中分离出来（典型载荷分别为0.3398和0.3937），与工资性收入呈现最大相关（相应典型载荷为0.6530）。第二对典型变量将各种消费支出中的其他商品及服务与文教、娱乐用品及服务和医疗保健分离出来（典型载荷分别为1.7973、-1.4119和1.0168），“影响组”中与之相对应的解释变量主要是工资性收入和财产性收入（典型载荷分别为-1.2662和1.0385）。第三对典型变量主要将家庭设备及服务和衣着支出从其他支出中分离出来（典型载荷分别为3.8816和-1.0975），所呈现的最大相关是工资性收入和转移性收入（典型载荷为-1.4338和1.1614）。四．结论与建议（一）我国农村消费结构正在转型,应当加快农村基础设施建设。从农户的生活消费支出与纯收入的典型相关模型来看，主要包括彩电、电冰箱、洗衣机在内的家庭设备用品及服务支出与农户的工资性收入关系最为密切，这说明农户平常获得的工资性收入（劳动报酬）主要用于购置家庭设备用品及服务。依据马斯洛的需求层次理论，农户家庭设备用品及服务支出与工资性收入的密切关系表明我国农村目前正逐步跨入小康社会，农民对包括彩电、电冰箱、洗衣机在内的主要耐用消费品需求正在增加，农村整体消费结构正处于转型阶段。林毅夫认为，“不是收入水平，而是基础设施不足限制着广大农村地区居民实现其消费意愿的主要原因”、“要从根本上缓解我国当前国民经济中生产能力普遍过剩问题，加快农村基础设施建设是正确的政策选择”③，无疑是有根据的，文章实证分析结果支撑了这一观点。因此，全面建设农村小康社会的重要任务，是通过调整农村公共支出结构，加大对基础设施建设和农村工业品的投资力度，优化农民生活消费支出结构，提高农村整体消费水平。（二）农户“外生性”消费在增长，应当加快农村社会保障体系的构建。农户生活消费支出中具有较高层次的文教、娱乐用品及服务和医疗保健支出与农户的工资性收入（劳动报酬）和财产性收入（资本利得）的相关关系特别强，许多实际可支配收入被用于这些高层次的消费，显然中国农民实际收入水平还没有达到这一需求层次，马斯洛需求层次规律明显被严重扭曲。从模型可看出，文教、娱乐用品及服务支出与工资性收入的典型载荷同时为负，实际上表现出一种正相关，工资性收入减少直接带来的后果就是农户对文教、娱乐用品及服务支出的迅速减少。马斯洛需求层次规律被扭曲的唯一解释就是中国农户消费存在“非自愿性”与“外生性”，他是外界环境强加的一种“强制性”消费。实际上，由于受制度变迁（特别是教育体制改革）的影响，农民负担的教育成本在增加，这主要来自学费和其他教育支出的增长，全国1.9亿接受义务教育的学生70%在农村，这些教育经费绝大部分（占到98%）由县乡两级财政（28%）和农民自己（70%）负担，但乡财政用于义务教育的经费又几乎全部来自农民交纳的税费，所以义务教育的投入几乎全由农民负担。高等教育就更加不用说了，许多地区就曾发生子女考上大学由喜事化为悲剧的不幸，农民不得不缩减其他方面的开支来满足子女上学的需要，强制性地致使马斯洛需求规律扭曲。另外，计划经济时代传统的农村公共医疗卫生体制解体以后，农民的医疗保健支出主要由自己承担，这就反映在农户对医疗保健的支出迅速增加，农户增加的工资性和财产性收入主要用于医疗支出。高昂的医疗费用往往使农民陷入“脱贫—返贫”怪圈，“小病等，大病熬，重病等死”成为农村之一怪现状，制度变迁强制性诱致农户消费支出增长的负作用已逐步显现，医疗保健支出与收入呈现出负相关关系，农民“有病没钱负债也得治”的两难境地在模型中得到体现。全面建设农村小康社会、统筹城乡经济发展就应该加快建设包括农村医疗保健和教育支持体系在内的社会保障体系。SARs疫情以后，医疗保健体系在农村正在加紧建设，但教育支持体系的建设亟需加强，构建针对农村特别是农村中低收入阶层的教育支持体系已刻不容缓，否则农村真的会要变成李昌平所描述的“农民真苦，农村真穷，农业真危险”的境地。（三）食品支出的份额在下降，但农村整体消费仍然低迷。第三组典型相关变量的r2并不高，“影响组”解释能力不是很强，说明该组消费支出除了受收入水平影响外还受其他因素的影响比较大。但仍可看出食品支出的重要性正在下降，这与改革开放以来农村居民恩格尔系数持续下降相吻合。但是居住和衣着等一些基本生活消费支出地位依然突出，他们与一些收入类型的典型载荷同时为负，再次说明虽然中国农户的整体消费结构正处于转型阶段，消费结构不断改善，但是尚未发生根本性变化，原因仍然在于收入的低水平和不确定性（这主要表现在家庭经营纯收入的低迷和工资性收入的不稳定，导致其典型载荷均小于0）。这充分表明了促进农民增收和刺激农村消费的工作仍然任重而道远。总之，就中国农户消费而言，为居住、教育、医疗而储蓄的动机强烈，其中教育所占的比例最大，由于这些动机根本就与生息无关，因此降低储蓄利率与征收利息税对农户消费不会产生任何影响，这已经在央行的历次降息行为中得到有力证明。其中的根源在于农民的收入水平过低和“外生性”支出过高，在如此双层压力下，农民为教育、医疗而储蓄的动机强烈，通常通过节衣缩食、省吃俭用来变相增加收入，从而限制了现期消费。因此解决问题的根本出路一方面仍在于提高农民的收入水平、促进农民增收；另一方面要尽快建立针对农村地区特别是中低收入阶层的教育支持体系和医疗保健体系，通过增加政府投入提供低息、贴息教育信贷，完善农村社会保障体系，矫正由于制度变迁而带来的那些“强制性”消费支出，特别是那些经济欠发达地区的土地流转制度改革应该慎行，土地对当地农民无疑提供了一道天然保障，不可轻动。

④ 我国对西方股利理论的借鉴

上市公司管理当局在制定股利分配政策时，要遵循一定的原则，并充分考虑影响股利分配政策的相关因素与市场反应，使公司的收益分配规范化。

研究背景

股利分配政策是上市公司对盈利进行分配或留存用于再投资的决策问题，在公司经营中起着至关重要的作用，关系到公司未来的长远发展、股东对投资回报的要求和资本结构的合理性。合理的股利分配政策一方面可以为企业规模扩张提供资金来源，另一方面可以为企业树立良好形象，吸引潜在的投资者和债权人，实现公司价值即股东财富最大化。因此，上市公司非常重视股利分配政策的制定，通常会在综合考虑各种相关因素后，对各种不同的股利分配政策进行比较，最终选择一种符合本公司特点与需要的股利分配政策予以实施。

股利分配政策的发布也会对市场产生重要影响。既然股利分配政策与公司价值有很强的相关性，那么其中必然传递着某些价值信息。“信号传递”理论认为，公司股利分配政策不仅是一种分配方案，同时还是一种有效的信号传递工具。股利分配政策的变化往往是公司经营状况发生变化的信号，这些信号有积极的也有消极的市场影响。资本市场的效率性越强，这种传递方式越有效、成本越低。因为，投资者相信，作为内部人的管理层拥有公司目前最真实全面的经营发展信息，他们会通过发放股利向投资者证明其经营能力 .投资者由于具有不同的股利偏好特性，会选择在适合自己股利偏好的上市公司群落周围积聚。因此，公司可能通过设计和修改股利分配政策、在股利分配政策中包含更丰富的信息来吸引投资者。

国外成熟资本市场上，上市公司股利政策一般可以分为现金股利、股票股利、财产股利、负债股利四种方式，其中现金股利方式运用最普遍。在中国股票市场上，公司常见的股利分配方式一般有三种：派发现金股利、送红股、公积金转增股。再考虑到上述几种方式混合使用，全部股利分配政策可分为八种：不分配、派现、送红、转增、派现加送红、派现加转增、送红加转增、派现加送红加转增。本文希望在国外研究方法与中国证券市场的具体情况相结合的基础上，通过2002年上市公司数据检验中国上市公司制定股利政策相关因素和市场反应。

文献综述

在国外类似研究中，经过验证的会对上市公司管理当局制定股利分配政策产生影响的因素有很多。Julie Ann Elston在一项关于美国上市公司股利分配政策影响因素的研究——“Dividend Policy and Investment：Theory and Evidence from US Panel Data”中，检验了股利分配政策与流动性约束、公司投资机会之间的关系。结果证实这种联系在不完善的资本市场上是很有可能的，当公司现金状况不佳或者投资机会较多时，通常会考虑停止或削减股利分配。Michael与Anjan研究发展了股利政策选择与投资者偏好理论。尽管资本利得具有税收优惠，但是实证结果表明大多数个人投资者还是希望少发放现金股利，保留未来潜在的增长机会，或者通过资本市场回购实现大额回报。Sudipto在研究中作出外部投资者关于公司盈利状况具有不充分信息、现金股利税负高于资本利得的假设，检验了股利函数的若干相关因素，结论显示股利函数受到预期现金流量的显著影响。

股利分配政策作为上市公司期末分配收益的政策，在二级市场上也通常引起股票价格的波动。国外对股利分配政策与股价关系的研究较多。Miller 和Modigliani于1961年提出的MM定理认为，在完全资本市场条件下，公司股利增减引起股票股价的变动，原因在于股利分配政策所包含的有关企业未来运作的信息。Lintner1956年对其进行实证研究，结论支持MM定理；而且证实公司管理当局不愿意因为利润的短期波动而改变每年的股利支付水平，而努力在未来相当长的时期内保持一个稳定增长的股利支付水平。Aigbe与Stephen针对保险公司样本的研究表明，保险公司通过调整股利分配政策来创造独特的信号机制。这项研究使用事件研究方法和对照样本组，检验了股利增加后股票价格相应的变动，结果表明价格显著正向变动，横断面分析表明股价变动与公司特性和主营业务无关。

国内对这方面的研究较少，主要包括赵小华《不完全市场与我国上市公司的股利政策》（1997），廖志刚、华荣晖《我国上市公司的股利政策研究》 （1997） ，陈晓、陈小悦《我国上市公司首次股利信号传递效应的实证研究》（1998）等，分别从证券市场成熟性、股权治理结构、盈利性等方面探讨了股利政策相关因素与市场反应。

本文在借鉴西方股利政策理论中相关因素模式的基础上，使用2002年的数据定量研究中国上市公司股利分配政策的相关因素与市场反应。

研究设计

一、股利分配政策相关因素分析

1.公司规模。公司规模是实力的象征，代表公司的资产金额、历年积累盈利和可供支配的资源，因此会影响到股利分配政策的类型。可选指标为净资产金额。

2.公司盈利能力。盈利能力是某个特定期间内公司利用拥有资源创造利润的能力，直接影响当期利润分配。可选指标为每股收益和净资产收益率。

3.现金状况。上市公司股利分配政策与其现金状况有密切关系，当利润增长、现金流充沛时，公司派现的意愿通常比较强烈。可选指标为货币资金、经营活动产生的现金流入。

4.企业资产的流动性。资产的流动性是指公司资产转化为现金的难易程度。公司资产整体流动性越好，支付现金股利的能力就强。如果公司将大部分资金投放在固定资产和永久性营运资金上，流动性会大大降低，不会优先选择支付现金股利而是倾向于股票股利。可选指标为流动比率和速动比率。

5.公司的成长性。每个公司应依据自身所处的发展阶段和财务状况制定相应的分红方案。一般来说，那些正处于成长阶段、资金需求较大的企业，其股利分配政策倾向于保留利润；而已进入成熟阶段、业绩稳定、成长缓慢的公司完全可以给股东以稳定的现金股利。可选指标为“主营业务利润增长率”

6.公司的再投资能力。股利分配政策在很大程度上受公司再投资能力所左右。如果公司有较多的有利可图的投资机会，往往采用低股利、高留存利润的政策；反之，如果投资机会较少，就可能采用高股利分配政策。当然，在采用低股利分配政策时，公司管理层必须向股东充分披露以留存利润投资于盈利高的项目，以取得股东的信任和支持。选取指标时，由于一个企业要扩大生产规模，长期资产必须增加，反映在资产负债表中的长期投资与现金流量表中的投资活动中的现金流出量就会大幅度提高。同时，通过查阅当年公司披露的投资活动公告，可以计算每家公司披露的全年投资项目总金额，与行业平均水平相比较后，可以设定一个虚拟变量为“投资机会”。如果高于行业平均水平，取值为1，否则取值为0.

7.公司的治理结构。我国大多数上市公司是原国有企业改制过来的，国家股 “一股独大”造成了公司股利分配政策往往只考虑了大股东的利益，其他股东根本不能影响公司的最终决策。目前在我国绝大部分上市公司的股权结构中，非流通的国家股和法人股仍占多数，处于控股地位，而流通股只占很小比例，而且两者的持有成本相差悬殊。如果采取派现政策，非流通股股东分得的现金远高于流通股股东。这些大股东的利益要求无疑是影响企业分配政策的重要因素。

8.公司所属的行业。股利分配政策具有明显的行业特征。一般说来，成熟产业的股利支付的意愿和比例高于新兴产业，比如公用事业公司的股利支付率高于其他行业公司。

二、股利分配政策的市场反应

公司制定了相应的股利分配政策后，在年报中披露，会得到不同的市场反应。股利分配政策制定应当结合上市公司长期发展战略，这样广大公众投资者才能通过股利分配获得合理回报。如果支付过高的股利，将使公司留存利润减少，或者影响公司未来发展，或者因举债、增发新股而增加资本成本，最终影响公司未来收益；如果支付股利过低，虽然公司可以保留较多的发展资金，但与公司股东的愿望相违背，会导致股票价格下降，公司形象受损。

同时需要考虑的一个重要因素是投资者对股利政策的偏好。由于中国股市的不成熟性，长期以来投资者缺乏价值投资意识，最关心的不是公司派发的现金红利，而是公司股本的不断扩张以及二级市场形成的填权效应，因此普通投资者对股票股利的偏好不断强化。细分到八种股利分配政策类型，可以通过实证研究考察不同类型分配政策市场反应的差异。

三、样本选择

深沪两市2002年4月30日前公布年报的上市公司共有1153家。由于新上市公司股价变动因素太大，剔除上市时间一年以内的新上市公司32 家，以及数据不完整公司（资产负债表、利润表、现金流量表数据不全或不一致，投资项目公告披露不完全等） 242家，最终抽样确定样本450家。所有财务指标、公告数据等来源于中国上市公司信息网、全景网络、新股资讯网、中国股票市场交易数据库查询系统V2.0.

四、研究方法

1.股利分配政策八种类型的相关因素分析。

本部分设定的待检因变量是Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8 “上市公司是否采取不分配、派现、送红、转增、派现加送红、派现加转增、送红加转增、派现加送红加转增的股利分配政策”，回归方程共有8个。自变量则选取规模、盈利能力、现金状况、流动性、成长性、再投资能力、法人治理结构、行业八类共26个指标。对于分类数据的回归问题，由于正态误差不对应于一个“0—1”类别，因而不适合使用正态线性模型，在此情况下，logistic逐步回归是可用的一个重要方法。

Logistic逐步回归的参数检验可选择似然比检验、比分检验和Wald检验。三种方法中，似然比检验最可靠，Wald检验未考虑各因素间的综合作用，在因素间有共线性时结果不如其他两者可靠。对数似然函数形式为：lnL=∑（ln P）=ln P1+ln P2+…+ln Pn.通过比较两个包含不同参数的LnL值，对新加入模型的参数进行无效假设检验。所用统计量为似然比较统计量（G），即G=2（LnLi+1-LnLi），因服从自由度为1的卡方分布，在α=0.05水平上，若G≥3.84则该因素有显著性。将有显著意义的因素选入回归方程，按OR求各影响因素发生概率增加一级的相对危险度。回归分析方法有强迫法、前进法、后退法和逐步法。为研究方便，本文采取前进法。

2.股利分配政策八种类型的市场反应分析。

本部分设定的待检因变量是Z “上市公司公布股利分配政策后第一个交易日股价是否上涨”，上涨取值为1，下降取值为0.自变量则选取八种股利分配政策类型，以及规模、盈利能力、现金状况、流动性、成长性、再投资能力、法人治理结构、行业九类共34个指标。logistic回归方法同上。

⑤ 金融发展理论的发展

自1973年以来，罗纳德·麦金农和 Shaw的金融深化论在西方经济学界产生了极大影响，金融发展理论研究不断掀起研究的新高潮。许多经济学家纷纷提出他们对金融发展问题的新见解。 第一代麦金农、肖学派盛行于70年代中期到80年代中期，代表人物包括卡普, Mathieson, 加尔比斯和弗赖伊等，他们主要的研究工作是对金融深化论的实证和扩充。
1、卡普的观点卡普研究了劳动力过剩且固定资本闲置的欠发达封闭经济中金融深化问题，他认为固定资本与流动资本之间总是保持着固定比例关系，在固定资本闲置的条件下，企业能获得多少流动资金便成为决定产出的关键因素。卡普接受麦金农的观点，认为实际通货膨胀率除受其他因素影响之外，还受通货膨胀预期的影响。同时，卡普又放弃了麦金农着重内源融资的观点，认为流动资本的净投资部分一般完全通过银行筹集，商业银行对实际经济的影响主要就是通过提供流动资本而实现的。能提供的流动资本量取决于实质货币需求、货币扩张率与贷款占货币的比率。
2、唐纳德·马西森的观点
唐纳德·马西森与观点与卡普相似，也是从投资数量的角度讨论金融深化的影响。但他在设立假设时，有两点不同与卡普的假设。首先,唐纳德·马西森假设所有的固定资本都被充分利用，即在现实生活中并不存在卡普所说的闲置的固定资本。第二,唐纳德·马西森假设企业通过向银行借款筹集的是所用的全部资本的固定比率，即不仅需要向银行借入部分流动资本，而且需要向银行借入部分固定资本。他还指出经济增长归根结底是受银行贷款供给的制约，而银行贷款的供给又在很大程度上要受到存款的实际利率的影响。为使经济得以稳定增长，就必须使实际利率达到其均衡水平。因此，必须取消利率管制，实行金融自由化。
3、维森特·加尔比斯的观点与马西森一样，维森特·加尔比斯也是基于发展中国家经济的分割性假定，认为发展中国家的经济具有某种特性，这种特性是因为低效部门占用的资源无法向高效部门转移，使不同部门投资收益率长期不一致，从而导致资源的低效配置。他提出，金融资产实际利率过低是金融压制的主要表现，是阻碍经济发展的重要因素。为了克服金融压制，充分发挥金融中介在促进经济增长和发展中的积极作用，必须把金融资产的实际利率提高到其均衡水平，即提高到使可投资资源的实际供给与需求相平衡的水平。
4、韦尔·J·弗赖伊的观点
韦尔·J·弗赖伊认为，投资的规模与投资的效率是经济增长的决定因素，而在发展中国家，这两者又都在很大程度上受货币金融因素的影响。他认为，在静态均衡的条件下，实际增长率必等于正常增长率。但是在动态经济中，二者却未必相等。这是因为，实际增长率由两部分构成，即正常增长率和周期性增长率。Fry还把时滞因素引入其模型中，从而能更准确地反映储蓄与投资的变化对经济增长的实际影响。 第二代麦金农、肖学派盛行于80年代末90年代中期，代表人物有中本斯维格，史密斯，列文， 卢卡斯， 格林·伍德等。这一时期的金融发展理论对金融机构与金融市场形成机制的解释是从效用函数人手，建立了各种具有微观基础的模型、引人了诸如不确定性（流动性冲击、偏好冲击）、不对称信息（逆向选择、道德风险）和监督成本之类的与完全竞争相悖的因素，在比较研究的基础上对金融机构和金融市场的形成做了规范性的解释。
1、金融体系的形成
具有代表性的内生金融机构模型解释包括：在本斯维格和史密斯（1991）的模型中，当事人随机的或不可预料的流动性需要导致了金融机构的形成，金融机构的作用是提供流动性，而不是克服信息摩擦；在 斯科莱福特和Smith（1998）模型中，空间分离和有限沟通导致了金融机构的形成。在该模型中，当事人面临着迁移的风险，因为在迁移发生时，当事人需要变现其资产，从而面临迁移风险。为了规避这一风险，当事人需要通过金融机构提供服务；在Dutta和Kapur（1998）模型中，当事人的流动性偏好和流动性约束导致了金融机构的形成。金融机构的存在使当事人可以持有金融机构存款，作为流动资产的金融机构存款与其它公共债务和法定货币相比，在提供流动性服务方面效率性高，可以缓解流动性约束对消费行为的不利影响。
具有代表性的内生金融市场模型有：Boot和Thakor模型，格林·伍德和史密斯模型。这些模型在给出金融市场的形成机制的同时也给出了金融机构的形成机制。Boot和Thakor（1997）从经济的生产方面考察，认为组成金融市场的当事人把钱存入金融机构，金融机构再把所吸收的存款贷放出去，从而为生产者提供资金，在金融机构中，当事人进行合作并协调其针对生产者的行动。格林·伍德和史密斯（1997）在模型中指出，金融市场的固定运行成本或参与成本导致了金融市场的内生形成，即在金融市场的形成上存在着门槛效应(threshold effect)，只有当经济发展到一定水平以后，有能力支付参与成本的人数才较多，交易次数才较多，金融市场才得以形成。
2、金融体系的发展金融机构和金融市场形成之后，其发展水平会随该国内外条件的变化而变化，一些经济学家从理论上对这个动态发展过程进行了解释。格林·伍德和史密斯，以及 Levine在各自的模型中引入了固定的进入费或固定的交易成本，借以说明金融机构和金融市场是如何随着人均收入和人均财富的增加而发展的。在经济发展的早期阶段，人均收入和人均财富很低，由于缺乏对金融服务的需求，金融服务的供给无从产生，金融机构和金融市场也就不存在。但是，当经济发展到一定阶段以后，一部分先富裕起来的人由于其收入和财富达到上述的临界值，所以有激励去利用金融机构和金融市场，亦即有激励去支付固定的进入费。这样，金融机构和金融市场就得以建立起来。随着时间的推移和经济的进一步发展，由于收入和财富达到临界值的人越来越多，利用金融机构和金融市场的人也越来越多，这意味着金融机构和金融市场不断发展。

⑥ 精通韩文的达人帮我翻译一下！拜托啦

居民的边际消费倾向β是指居民的当期收入中用于当期消费的比例，居民的边际消费倾向受居民以前的消费历史、周围居民的消费水平、居民所在经济体的社会文化、居民所在经济体的消费政策等因素的影响。
【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.】
同固定消费支出一样，居民的边际消费倾向在…定程度上也受到居民对未来收入不确定性程度的预期、对消费信贷的可获得性的流动性约束的影响。同时，居民的边际消费倾向还受到社会交易费用的影响，这包括消费信息获取的便利程度、商品退货换机制的完善程度、携带大量现金进行消费的安全程度等。
【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.】
如果居民对未来的收入具有一个确定性的预期，居民在日常生活中对贷款具有一个较好的可获得性，那么居民将根据其对自己一生收入的现性预期，在不同的时期内将自己的收入与消费进行跨时期的平滑配置。
【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，当居民年轻时，虽然居民的收入水平较低，但是居民预期到其未来收入会有较大提高，所以在年轻的时候，居民具有一个较大的边际消费倾向。居民通过进行借贷的方式，使得其在其生命中各时期的消费保持在一个相对稳定的状态，从而获得一个最大的一生消费的总效用。
【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. 】
居民的这种消费方式已经在米尔顿·弗恩德曼的持久收入理论和莫迪利安尼的生命周期理论中得到了较好的分析。
【주민의 이런 소비 방식은 벌써 밀턴 프리드먼의 영구적인 수입 이론과 모딜리아니의 생명주기 이론중에서 비교적 좋은 분석을 얻고 있다.】
在居民进行跨时期消费时受到的最大约束是对消费贷款的可获得性以及有关消费的交易费用。【주민들이 시기를 뛰어 넘는 소비중에서 가장 큰 제한을 받는 것은 소비대출의 확실성과 소비거래의 비용문제 이다.】
如果制约居民对消费所需贷款的流动性约束能够适当放松，那么居民将更有能力去进行跨时期消费，通过跨时期的资金调配增大即期消费从而增大了其边际消费倾向.如果有关消费的交易费用能够降低，居民进行消费的成本也就随之降低，居民也就更有意愿进行即期消费增大其边际消费倾向。
【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够在部分程度上降低了居民进行消费时的交易费用，信用卡的循环消费信贷功能可以在一定程度上提高居民对贷款的可获得性，降低流动性约束对居民消费的影响。所以，在目前我国信用卡行业所面临的现实背景之下，信用卡的使用将增大我国居民的边际消费倾向。
【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.】
综上所述，本文认为信用卡的使用通过提高居民自发消费总量和增大居民的边际消费倾向，能够提高我国居民的消费总量.在消费的"乘数效应"的作用之下，信用卡的使用将促进社会总产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 资金流动性如何影响居民的消费

宏观经济的繁荣或疲弱常常成为居民在金融市场借贷难易程度的关键因素。当宏观经济繁荣时，居民（消费者）不仅当期工作机会相对增加，而且金融机构也预期居民未来还款能力将随之增加，这样资金放贷行为将趋于宽松，居民比较容易从金融机构贷到消费所需要的足够资金；反之，当宏观经济疲弱时，金融机构担心经济紧缩将影响居民的还款能力，为了避免不良债务的增加，放贷行为将趋于保守，从而增加居民资金借贷的困难性。故宏观经济的繁荣或疲弱除了决定居民暂时性收入的高低外，其对居民借贷行为的不同约束也会影响消费决策。

⑧ 生命周期消费理论的公式表示

考虑到更多的现实因素后，生命周期消费理论可以用公式表示为：
C=βw*Wr+βyw*yw
c仍然为年消费额，βw为财富的消费倾向即每年消费的财富的比例，Wr为实际财富，βyw为工作收入的消费倾向即每年消费的工作收入的比例，yW为年工作收入。
生命周期消费理论还得出另外一个结论：整个社会不同年龄段人群的比例会影响总消费与总储蓄。比如，社会中的年轻人与老年人所占比例大，则社会的消费倾向就较高、储蓄倾向就较低；中年人比例大，则社会的储蓄倾向较高、消费倾向较低。
生命周期消费理论也分析了其他一些影响消费与储蓄的因素，比如高遗产税率会促使人们减少欲留给后代的遗产从而增加消费，而低的遗产税率则对人们的储蓄产生激励、对消费产生抑制，健全的社会保障体系等会使储蓄减少，等等。
显然，生命周期消费理论与凯恩斯的消费理论是有一定相同点，但也有一定差距。生命周期消费理论强调或注重长时期甚至是一生的生活消费，人们对自己一生的消费作出计划，以达到整个生命周期的最大满足；凯恩斯的消费理论则把一定时期的消费与该时期的可支配收入联系起来，是短期分析。
缺陷：由于流动性约束（流动性约束是指经济活动主体（企业与居民）因其货币与资金量不足，且难以从外部（如银行）得到，从而难以实现其预想的消费和投资量），人们往往难以实现一生中有计划地均匀消费，所以，生命周期消费理论跟其他消费理论一样有缺陷。

⑨ 消费函数理论的新进展

自从凯恩斯《通论》出版以来，消费函数，即消费和收入之间的关系，已经在宏观经济研究中起了核心作用，消费函数理论研究和实证研究的进展层出不穷，其中占主导地位的有两个消费模型：生命周期假说和永久性收入假说。霍尔（RobertE.Hall）的随机游走假说（random-walkhypothesis）则是对这两个模型的进一步发展，这一假说及其后的进展成为西方消费函数理论的最新研究成果。一、霍尔的随机游走假说
事实上，霍尔的设想直接来源于对生命周期假说和永久性收入假说研究的不满意。为了回避前者测量财富市场价格时遇到的实际性数据问题，同时避开后者即弗里德曼的后顾的或称适应性预期的永久性收入估算的问题，霍尔提出的取代办法是：把消费的变化经验地模拟为通过“新信息”（News）来确定。具体地说，霍尔认为，如果财富或永久性收入的估计和今后的消费都以理性预期为基础，那么，由消费或收入过去的变化反映出来的过时信息对现期的消费变化不应有任何影响。霍尔是从作为生命周期假说和永久性收入假说之基础的跨时最优化消费模型中敏锐地觉察到这一点的。
跨时最优化消费模型是现代消费者行为最优化分析的基本框架。假定正处在时期O的某个消费者预期能活到T。在O期即现在，该消费者会在其现期收入、预期收入和现期财富的条件下选择一个现期消费水平，以使其现期和未来各期的预期效用最大化。为简便起见，又假定没有人愿意给后代留下遗产，从而每个人都试图到其生命结束时用光所有财富和收入（当个人遗产数量固定时也可得出相同结论）。再假定基本效用函数为对数形式，即u（c）=lnc.该函数满足边际效用为正值（u'（c）=1/c>0）且递减（u″（c）=-1/c[2]<0）的一般特征。假定效用函数是时际加性可分离（additivelyseparableovertime），也就是说，每个时期的边际效用都与所有其它时期的消费无关。假定未来效用的主观贴现率为δ，且暂不考虑不确定性以避免复杂的预期形式。于是，消费者面临的问题是：
消费函数理论
用拉格朗日乘数法求解可得
消费函数理论
又由u（c）=lnc从而u'（c）=1/c得到其边际效用联系为：
消费函数理论
这意味着，每相邻两期的消费的边际效用之比等于市场利率与消费者主观贴现率之比。具体地说，当r>δ时，消费路径将是随时间不断上升的，这有利于推迟消费（储蓄）；反之，当r<δ时，消费路径将是下降的，这时有利于消费更多而不是推迟消费。
霍尔从跨时最优化消费模型中观察到，如果知道C[,t]，就可利用
消费函数理论
预测C[,t 1]。如果消费者在t期处于最优消费路径之上，亦即利用了其拥有的关于未来收入前景的所有信息，就可以用C[,t]预测C[,t 1]。因为C[,t]已经包含了所有信息，所以预测时不再需要任何其他变量。此时预测的误差就是在t和t+1期之间所接受到的任何关于未来收入流的“新信息”。霍尔在他的原始论文中指出，作为近似，消费应服从漂移的随机游走。他沿着永久性收入假说的思路对此作了进一步的说明。他认为永久性收入假说意味着，当消费者决定现期消费时，他已经把永久性收入的最佳估计纳入决策之中。于是，消费的预测值将是永久性消费，即
消费函数理论
而暂时性消费则是围绕它波动的随机变量，从而总消费为
消费函数理论取对数值，经过近似后可得到一个更为简便的表达式：lnC[,t 1]=lnC[,t]+g+V[,t 1]
式中g为正或负取决于r是大于还是小于δ，更新项V[,t 1]类似于C[,t 1][t]，在t期的期望值为零，上式表明，如果实际消费的现值的确以一种无偏的方式纳入了消费者对永久性收入的最佳估计的话，那么，消费者对永久性收入的预期就是理性预期。换言之，在缺乏“新信息”的情况下，消费将以g的速度稳定地增加或减少。因此在t期或更早的时期，消费者对“新信息”一无所知，因而应该有一个变量代表消费变化率由于“新信息”的出现而偏离常量均值幅度的预测。这一结论就常常被称作消费的“随机游走”，因而霍尔的消费函数理论就被称为“随机游走假说”。
霍尔的结论大大拓展了消费函数概念，因为通常认为，消费函数就是指消费和收入之间的关系；而霍尔函数却显然排除了对收入的任何考虑。一般说来，当经常性收入包含了关于其自身价值或收入的未来价值的新信息时，收入就可在随机项V[,t 1]上反映出来。可见，霍尔模型并不表明：消费不会对经常性收入做出反应，而是表明：在考虑了滞后消费的前提下，过去收入或收入的变化与消费的现期变化无关。在经济计量检验上，这意味着：（1）利用消费的时间序列数据对弗里德曼提出的永久性消费关系式，即
消费函数理论
进行回归将产生“随机残差”（randomresials）。（2）当考虑滞后一期消费时，没有任何其他滞后变量会增加回归中的解释力（或重要性）。霍尔在其原始论文中出人意料地发现，他的模型很好地拟合了美国非耐用消费品和服务的消费总量季度数据。消费水平的确依赖其滞后值，而且加进滞后多期的消费变量或者滞后一期或多期的收入变量并不能显著地增强模型的解释力。不过，霍尔在考察其它几个滞后变量的作用时，却发现滞后的股票市场价格对消费的变动有解释力。
无论如何，霍尔所做研究的影响是巨大的，至少对预期来说是这样，霍尔的结论完全走向了传统消费理论的反面，以至于据说在他最初递交那篇原始论文时，一位杰出的宏观经济学家说他一定是“中了邪了”（ondrugs）。传统的消费理论意味着，当产出下降时，消费也下降但却被预期会得到恢复，从而暗示存在着可预测的消费变动。恰恰相反，霍尔对永久性收入假说的扩展却断言，当产出发生没有预期到的下降时，消费仅仅以永久性收入的下降量而下降并且不会被预期会得以恢复。正是由于这种不同，对霍尔模型的检验就显得意义重大。
二、随机游走假说的新进展
随机游走假说意味着，消费的变化是不可预期的，因而没有任何在t－1期可获得的信息能被用来预测消费从t－1期到t期的变化。从这个意义上说，霍尔通过消费与滞后一期变量的回归来检验其假说的办法是无可厚非的。然而，这种办法的缺陷在于，其结果难以解释。比如说，霍尔关于滞后收入对消费没有显著解释力的结论之所以成立可能不是因为收入的可预测变化没有产生消费的可预测变化，而是因为滞后收入值对预测收入变动作用不大。类似地，也很难衡量利用股票价格数据拒绝该假说的重要性。
应当承认，霍尔的检验程序是富有吸引力的，因为它没有依赖于收入过程的性质，而仅仅着重考察消费及其滞后。但是，由于其缺陷，随后的研究却突出注意了消费和实际收入的联合考察。弗莱文（M.Flavin）和哈牙什（F.Hayashi）都发现，对于美国的数据，消费对可预期的收入变动的反应是很敏感的。这一现象被称为消费的“过度敏感”（excesssensitivity），其主要原因在于，大多数消费者都希望以未来收入作抵押来借款，可事实上他们做不到这一点，因为银行乃至消费者自己都对消费者的未来收入没有所握，从而对其未来的偿付能力缺乏足够的信心。于是，那些受流动性约束的消费者就指望花费掉其手中的所有收入。换言之，一旦收入增加，无论这种增加是预期收入还是非预期收入，消费都将随之增加。稍后，霍尔和米什金（FredericS.Mishkin）又发现了与过度敏感性相对应的结果：从数据上看，消费变动和滞后收入变动之间存在着很强的负相关。由于其数据中收入变动随时间推移呈负相关，所以上述结果就可以被理解为消费变动和实际收入变动之间存在正相关，正象流动性约束下的消费行为一样。霍尔和米什金得出的结论是，在美国大约有1/5的人不能按其愿望想借多少钱就借多少钱，亦即受着流动性约束。这与哈牙什在1982年论文中的估计完全一致。在另一项研究中哈牙什发现，受流动性约束的家庭比例在年轻家庭中较高而在年老家庭中较低。据他估计，流动性约束使消费水平比生命周期理论预测值要降低约5.5%。总之，大量研究表明流动性约束使消费水平比生命周期理论预测值要降低约5.5%。总之，大量研究表明流动性约束有助于解释过度敏感性，而且低收入居民确实受到了流动性约束。
基于上述研究成果，坎贝尔（JohnY.Campbell）和曼丘（N.GregoryMankiw）试图运用工具变量法（instrumentalvariables）检验霍尔假说以克服霍尔检验的缺陷。在他们看来，一部分消费者仅仅花费其现期收入，而其余部分的消费者则按霍尔理论行事。于是如果用λ来表示前者消费的比重，那么总消费的变化就为：
C[,t]－C[,t-1]=λ（Y[,t]－Y[,t-1]）+（1－λ）e[,t]
=λZ[,t]+V[,t]
式中e[,t]表示消费者从t－1期到t期的永久性收入估计值的变化。Z[,t]和V[,t]几乎肯定是相关的，因为收入增加巨大之时常常也是消费者收到关于其生命周期收入的有用新信息之时，这意味着，上式右边的变量与误差项正相关，因此OLS估计上式将导致λ的估计值向上偏倚。解决办法是使用工具变量法而不用OLS。需要找出的“工具”是那些与上式右边相关但却与残差不相关的变量。一旦有了这样的“工具”，就可进行第一阶段的回归，即对Z[,t]与工具变量的回归，得出Z[,t]的估计值Z[,t]。第二阶段的回归则是对C[,t]－C[,t－1]与Z[,t]进行回归，亦即估计：
C[,t]－C[,t-1]=λZ[,t]+λ（Z[,t]－Z[,t]）+V[,t]
=λZ[,t]+V[,t]
式中残差V[,t]包括V[,t]和λ（Z[,t]－Z[,t]）两项。依据假定，用于导出Z[,t]的工具变量系统上与V[,t]无关，从而Z[,t]与该回归的残差即Z[,t]－Z[,t]无关。这样，上式的回归就可产生一个有效的λ估计值。
通常的问题在于发现有效的“工具”，因为常常很难找到可以确信与残差不相关的变量。然而随机游走假说表明，当残差反映的是t－1期与t期之间的新信息时，任何已知的t－1期的变量都与残差无关，因而候选的工具变量就有许多。这样，坎贝尔和曼丘的检验就成为可能。在他们1989年的一篇论文中，他们以消费者人均非耐用品和服务的实际购买量衡量消费，以人均实际可支配收入来衡量收入，选取美国1953—1986年的季度数据作为样本，检验了霍尔假说。他们考察了许多不同系列的工具变量并发现，收入的滞后变化对未来变化几乎没有预测力。这意味着，霍尔没有发现滞后收入变动对消费的预测力并不能成为反对传统消费理论的有力证据。于是，他们用消费变化的滞后值作为工具变量并得出相应的结果：当使用3个滞后值时，λ的估计值为0.42，标准误差为0.16；当使用5个滞后值时，λ的估计值为0.52，标准误差为0.13。其他情况也得出了类似的结果。这意味着，在美国，大约有一半的消费是由那些仅仅花费掉其现期收入的人们所进行的，而另一半消费则是由那些按霍尔理论行事的人们所进行的。换言之，坎贝尔和曼丘的估计在数量上大大地并在统计上意义重大地偏离了随机游走模型的预测，亦即当预期收入增加1美元时，消费对此的反应似乎是增加大约50美分。这样，认为消费对预期收入的变动将不作任何反应的假说就被强有力地驳倒了。与此同时，λ的估计值又远低于1，从而上述结果又意味着永久性收入假说对理解消费是重要的。
雪亚（JohnShea）的检验则是从另一角度进行的。雪亚和许多研究者一样，由于注意到利用总量数据检验随机游走假说的一些缺陷，改而利用单个家庭数据检测消费行为。这些缺陷主要表现在：（1）观测量或者说样本长度明显太小；（2）很难找到对收入变化有很大预测力的变量，因而难以检验随机游走假说的关键性论断即收入的可预期变化与消费的可预期变化不相关；（3）该理论是关于个人消费的，其模型预测应用于总量数据时需要附加的假定；因为即使对每个单个家庭都成立的预测也可能在总量上不成立。基于上述考虑，雪亚在1995年的论文中采用了密执安收入动态固定样本研究（thePanelStudyofIncomeDynamics，通常简称PSID）的数据并特别注意区分收入的可预期变化。他注意到，对PSID中那些在长期工会合同保护下的工薪阶层家庭来说，合同中规定的工资增长和基本生活费用使得其收入增长有了一个重要的可预测因素。他选取了647个观测户作样本，这些观测户的工会合同提供了关于其家庭未来所得的明确信息。他把事实上的实际工资增长与从工会合同中导出的估计值和一些控制变量进行回归，得出的结论是：导出的估计量的系数为0.86，标准误差0.20。因此，工会合同对所得的变化有着重要的预测力。他又把消费的增长与上述的预期工资增长进行回归，按永久性收入假说后者的系数应为零，而事实上估计的系数为0.89，标准误差为0.46。这样，雪亚的估计也在数量上大大地（虽则仅在增量统计上意义重大地）偏离随机游走假说的预测。
由于这种偏离的一个可能的原因是流动性约束，雪亚又以两种方式对流动性约束进行了检验。首先，他按照泽尔斯（StephenP.Zeldes）等人的方法，把家庭按其是否拥有流动性资产（liquidassets）分为两类。拥有流动性资产的家庭可以通过减少其流动性资产而不是通过借钱来使其消费平滑化。因此，如果流动性约束确是可预期的工资变化影响消费增长的原因的话，那么，永久性收入假说（从而随机游走假说）的预测值将仅对没有任何资产的家庭来说是无效的。然而，雪亚却发现，估计出来的预期工资增长对消费的影响实质上在两组家庭中都是相同的。其次，按照阿尔通吉（JosephG.Altonji）和锡欧（AloysiusSiow）的方法，雪亚把低财富样本按其实际工资的预期变化是正值还是负值分为两类。面临收入预期会下降的家庭需要进行储蓄而不是借钱以使其消费平滑化。于是，如果流动性约束确实至关重要的话，那么，可预期的工资增加会导致预期消费增加；而预期的工资减少却不会导致预期消费减少。然而，雪亚的发现却恰恰与此相反：对于那些预期收入增加的家庭来说，估计出来的实际工资的预期变化对消费增长的影响仅为0.06，标准误差为0.79；而对于那些预期收入下降的家庭来说，估计出来的影响却达2.24，标准误差为0.95。因此，没有任何证据表明，流动性约束是导致雪亚的结果发生偏离的原因。
总之，随机游走假说和生命周期假说、永久性收入假说一样，其出发点都是：现期消费依赖于全部未来收入流的现值；其基本分析框架都是跨时最优化消费模型。然而，关于理性预期的作用却尚无定论。因此，霍尔假说的弱点恰恰就在于把理性预期应用于消费者用以估计永久性收入的过程。上述检验就是对这一弱点的一些不同侧面的反映。