习惯风险态度与资产价格基于广义矩法的分析

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1、习惯_风险态度与资产价格_基于广义矩法的分析2010年7月山 东 经 济Jul ,2010总159期 第4期SHANDONGECONOMYGen 159 No 4习惯、风险态度与资产价格* 基于广义矩法的分析王立平(山东经济学院经济与城市管理学院,山东济南 250014) 摘 要 本文利用具有柯布 道格拉斯形式的效用函数在传统的代表性经济人模型中引入了习惯。该模型突破了传统的跨时分离的效用函数假设,代之以跨时依赖的效用函数,从而比传统的代表性经济人模型更为贴近现实。广义矩法研究结果具有混合性,对资产收益率、工具变量的滞后期数以及样本区间的选择比较敏感。大部分检验结果通过了对模型的过度识别约束检

2、验,结果无法否定习惯因素对于资产价格的影响。关键词 习惯;风险态度;资产价格中图分类号F063 2 文献标识码A 文章编号1000-971X(2010)04-0062-07 一、引言在Mehra和Prescott(1985)使用的幂效用函数自M1ehra和Prescott(1985)提出股票溢价之中,第t-1期的消费并不影响第t期消费的边际效谜以来,经济学家一直研究能否在用代表性经济人用。而实际上,在第t-1期进行高消费的消费者将模型解释股票市场行为时避免高的风险厌恶系数。习惯于这种消费水平,在第t期他会有更强愿望进如果将相对风险厌恶系数限定在10以下,时间偏好行消费,也就是说消费者在第t期消

3、费的边际效用率在0至1之间,采用幂效用函数的标准代表性经是第t-1期消费的增函数。第t-1期消费对于第t济人模型显然无法解释1947至1995年美国股票市期消费边际效用的正面影响被称为习惯形成78。场上7%的年风险溢价(C910ampbellandCochrane,Constantinides(1990)和Sundaresan(1989)认21999)。为习惯形成是理解股票溢价的重要因素。许多经济学家认为代表性经济人模型对经济人外在习惯模型对Mehra和Prescott(1985)的效效用函数的定义过于简单是其无法解释某些金融数用函数所作的修订为消费者不仅从自身消费中获得据的原因34。该模型没

4、有真正理解居民的现实选效用,而且还会从社会平均消费水平中获得效用。择行为,它在简单的效用函数基础上构造出的消因而,消费者的投资决策既会受到其对自身消费风费 投资组合模型并不能正确刻画出居民在不确定险态度的影响又会受到其对社会消费水平波动态度情况下进行跨时消费选择的最优行为,这样该模型的影响。也就是说,在外在习惯模型中,习惯依赖于最终会错误地度量消费者的相对风险厌恶系数。为不受任何经济人决策影响的总消费11,Abel(1990)此,他们试图通过修正代表性经济人的偏好来对代称之为 和琼斯一家人比较 (KeepingUpWithThe表性经济人模型作出修补和改进。将习惯形成纳入Joneses),有时

5、也被称为 相对消费 。效用函数是对该模型的重要发展56。代表性经济人的习惯偏好是复杂的,Kocherla *本文是国家社会科学基金青年项目 消费风险与资产收益研究 以中国资本市场为例 (项目编号:07CJL013)和教育部人文社会科学青年项目 中国居民消费、偏好与资产收益研究 (项目编号:06JC790026)的阶段性成果。 作者简介王立平(1974- ),女,山东诸城人,山东经济学院经济与城市管理学院副教授、博士。主要研究方向:西方经济学、消费理论与产业经济学。 62 12kota(1996)认为Abel(1990)的外在习惯模型可hra和Prescott(1985)的研究,CRRA的合理取

6、值应以进一步拓展以提高模型的解释力。Smoluk和在0至10之间。 2为习惯参数。X代表了对广义V13anderLinden(2004)提出利用柯布 道格拉斯商品X的支出。令X等于上期消费支出,即Xt-1=形式的效用函数来研究股票溢价,该效用函数具有Ct-1,那么,边际效用为:许多良好的特性。它既保留了许多幂效用函数的重U C(Ct,Ct-1)=C1- 1tC 2t-1(5)t用性质,又将过去消费纳入到当期效用之中,从而拓这表明经济人在当期获得的边际效用为当期消展了习惯模型1415。费和过去消费的函数,其过去的消费会对今天的效尽管中国证券市场发展历程较短,但中国股市用施加影响,消费者表现出了习

7、惯偏好。消费者本也呈现出类似于国外股市的行为模式1617。作为期消费的边际效用与其本期消费和上期消费之间存一个从计划经济和高度集权经济体系中脱胎而出的在相关性,消费者表现出相对消费的特征。新兴市场,我国的证券市场还不够完善,存在着许多经济人从当期消费所获的边际效用与过去消费问题。自上海证券交易所和深圳证券交易所成立以的跨期关联关系可以为正相关,也可以为负相关。来,两个市场都经历过大的牛市和熊市,股指总是处本文采用总量消费数据,因而,代表性经济人当期消于频繁波动之中,整个股票市场呈现出结构性突变费的边际效用受到了普通居民过去消费支出的影特征18。本文在此背景下,利用具有柯布 道格拉响。如果当期消

8、费的边际效用与过去消费呈正相斯形式效用函数的代表性经济人模型考察了习惯对关,那么,消费者是 乐观 的,这是因为当周围人的于资产价格的影响。全文分五部分:第二部分设定消费水平提高时,他的感觉会更好。如果当期消费了理论模型,第三部分对广义矩法作了说明,第四部的边际效用与过去消费呈负相关,那么,消费者是分是样本数据的选择与分析,第五部分是实证分析 嫉妒 的,这是因为当周围人的消费水平提高时,结果,最后是结论,并对未来的研究方向提出展望。他的感觉却变糟了。根据上式,如果 2大于零,它二、理论模型就代表了经济人的乐观程度。如果小于零,它就代假设代表性经济人对其一生中的各期消费与证表了经济人嫉妒的程度。券

9、投资比例进行规划以实现终生效用的最大化:将(5)式代入(3)式,代表性经济人达到期望效 MaxE用最大化的一阶条件可以表示为:t jU(Ct+j)(1)j=0E为期望符号Ct+1, 为时间偏好率,U(Ct)为效用E Ct1 2t(1+Rt+1) (C)(=1(6)函数。为了达到期望效用最大化,经济人的最优消tC)t-1费和证券投资决策为上式即为具有柯布 道格拉斯形式效用函数的:本期边际减少一个消费量的效用成本等于将其用于证券投资所得效用收益的贴代表性经济人模型的欧拉方程。可以利用广义矩法现值。即经济人达到期望效用最大化的一阶条件对欧拉方程(6)进行估计。为三、广义矩法:广义矩法(GMM)是由H

10、19ansen(1982)提出U (Ct)= Et(1+Rt+1)U (Ct+1)(2)其中的,该方法不需要随机扰动项分布的确切信息,因而,Rt+1为投资收益率。对该式进行整理,得到在应用时不需要假设随机扰动项的具体分布,也不:U需要考虑数据结构。从该意义上,GMM估计量是稳 (Ct+1)1=Et(1+Rt+1) U (C(3)健性的20。鉴于此,GMM方法在宏观经济以及金t)假设经济人具有柯布 道格拉斯形式的效用函融研究领域得到较广的应用。数在GMM方法中,参数估计值应该满足参数函,即:1(C1- 数与工具变量之间的正交条件21。令 表示所估tX 2Ut-1)-1=t1- (4)1计的参数,

11、f( )为参数的函数,Z为一组工具变量, 1为常相对风险厌恶系数(CRRA),根据Me 那么,该正交条件为:Ef( ) Z=0。 63 根据欧拉方程(6),进行GMM估计,得到如下本文采用月度数据进行GMM估计。样本区间为正交条件:1991年7月至2009年5月。根据股票指数的波动,C将1991年7月至2009年5月这个大的样本区间划Et+1 C1t 2t(1+Rt+1) ()()-1Zt=0CtCt-1分为五个子样本区间:1991 7-1995 12、1996 1-(7)2001 5、2001 6-2005 4、2005 5-2007 9、2007 10时间偏好率 在经济上的合理取值应小于1

12、,-2009 5。本文采用上海证券指数来计算股票收益Kocherlakota(1996)在实证分析中假设 等于率,上海证券指数来自于上海证券交易所网址,银行0 99。本文假设 等于0 985进行分析,这与代表存款利率来自于中国人民银行网址。性经济人模型的研究文献是一致的,表明消费者偏由于没有官方统计的月度最终消费数据,利用好在当期消费。Zt为工具变量。待估计的参数向社会商品零售总额数据来代表最终消费数据。以量 =( 1, 2) 。GMM方法利用样本矩来替代上1990年1月商品零售价格指数为100,对商品零售式中的期望,通过最小化以下目标函数来估计模型价格指数进行了调整,得到定基比的商品零售价格

13、的参数向量 :指数数据。居民的实际消费支出为月商品零售总额J( )=g( -1) STg( )(8)除以商品零售价格指数(以1990年1月为100)的其中,g( )代表(7)式的样本均值-1,ST为最小数值。社会商品零售总额数据和商品零售价格指数化J( )的最优加权矩阵。J( )乘以观测个数服从来自中国国家统计局网站。2 分布,自由度为(N1-N2)。N1是正交条件个数,按照几何平均法将三月期定期存款利率折算成N2为待估计的参数个数。如果正交条件个数大于月利率。实际利率为月存款利率减去当月通货膨胀待估计的参数个数,就要进行过度识别检验,J( )率的数值。实际月股票指数收益率为月名义股票指就代表

14、了检验过度识别约束的统计量。数收益率减去当月通货膨胀率的数值。其中,通货四、数据说明膨胀率以商品零售价格指数(以上月为100)表示。本文所涉及的样本数据包括股票收益率、银行为了避免伪回归,需要对实际消费增长率、实际存款利率和消费增长率。利用股票收益率代表风险利率、实际股票收益率进行平稳性检验。对这三个资产收益率,银行存款利率代表无风险资产收益率。时间序列进行ADF检验,检验结果列在表1中。由于我国证券市场发展时间较短,年度数据比较少,ADF检验结果表明在各样本期间,实际消费增长 表1ADF检验统计量1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2

15、005 42005 5-2007 92007 10-2009 5实际消费增长率-8 1731*-8 2454*-7 6507*-7 1785*-6 8425*-3 6230*实际利率-4 9398*-7 6262*-6 1561*-4 7166*-4 0197*-6 5029*实际股票收益率-7 5458*-5 2790*-5 1546*-4 2494*-4 8635*-2 2173* 注:对消费增长率和利率的ADF检验具有常数项与趋势项。对实际股票收益率的ADF检验不具有常数项与趋势项。滞后期的选择以AIC值和SC值最小为准则。上标 * 、 * 与 * 分别表示在1%、5%和10%显著水平上

16、拒绝零假设。率、实际利率、实际股票收益率在5%显著水平上都为正数,表明经济人是乐观的,当周围居民的消费增拒绝了有单位根零假设,这些时间序列都是零阶单长率提高时,他会觉得自己的境况变好。在前三个整的,是平稳序列。样本区间,J统计量拒绝了模型。而在后三个样本五、GMM估计结果区间,模型通过了过度识别约束检验。利用利率与消费对(6)式的GMM估计结果列当工具变量滞后期数为2时,只有三个样本区在表2中。当工具变量滞后1期时,CRRA估计值间的CRRA估计值在统计上显著,都为负数。习惯都为负数,在5%水平上都显著,表明经济人偏好风参数估计值在5%水平上都显著,都大于零,表明经险。大部分习惯参数估计值在统

17、计上显著,并且都济人具有乐观态度。只有后三个样本区间的J统计 64 表2利用利率与消费对(6)式的GMM估计结果1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2005 42005 5-2007 92007 10-2009 5滞后期数=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滞后期数=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滞后期数=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:工具变量为常数、滞后利率、滞后消费增长率。圆括号中为标准差,J统计量的显著水平列在方括号中。 * 表示在10%水平上显著, * 表示在5%水平上显著。量没有拒绝对模型的过度识别约束检验。当工具变这两个样本区间,CRRA估计值大于零,在统计上显量的滞后期数为4时,多数CRRA估计值和习惯参著,在经济上是合理的。习惯参数估计值在统计上数估计值在统计上显著,CRRA估计值都为负数,在显著,为负数,表明经济人是嫉妒的。结果在10%经济上不合理。习惯参数估计值都大于零。大多数水平上都通过了对模型的过

21、度识别约束检验。结果通过了对模型的过度识别约束检验。将利率和股票收益率分别代入(6)式,组成联利用股票收益率与消费对(6)式的GMM估计立方程进行GMM估计,结果列在表4中。当工具结果列在表3中。当工具变量滞后1期以及滞后期变量滞后1期以及滞后期数为2时,大多数CRRA数为2时,习惯参数估计值在统计上都不显著,表明估计值为负数,在5%水平上显著,表明经济人偏好经济人对周围居民的消费增长率变动状况漠不关风险,这在理论上是不合理的。习惯参数估计值都心。只有三个区间的CRRA估计值在5%水平上显大于零,大多数在统计上显著,表明经济人是乐观著,但它们的符号不一致。结果都通过了对模型的的。大多数结果在5

22、%水平上通过了对模型的过度过度识别约束检验。当工具变量的滞后期数为4识别约束检验。当滞后期数为4时,在前四个样本时,多数CRRA估计值和习惯参数估计值在统计上区间,CRRA估计值都小于零,习惯参数估计值都大显著。在1991 7-2009 5期间,CRRA估计值为正于零,大多在统计上显著。对模型的过度识别约束数,在10%水平上显著,表明经济人厌恶风险,习惯检验都没被拒绝。参数估计值大于零,表明经济人是乐观的,结果通过六、结论与展望了对模型的过度识别约束检验,该GMM结果是符传统的代表性经济人模型通常假设经济人的效合模型的。在2005 5-2007 9和2007 10-2009 5用函数是跨时可加

23、的,在时间上具有可分离性,即经 65 表3利用利率与消费对(6)式的GMM估计结果1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2005 42005 5-2007 92007 10-2009 5滞后期数=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滞后期数=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滞后期数=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:工具变量为常数、滞后股票收益率、滞后消费增长率。圆括号中为标准差,J统计量的显著水平列在方括号中。 * 表示在10%水平上显著, * 表示在5%水平上显著。 表4对联立方程的GMM估计结果1991 7-2009 51991 7-1995 121996 1-2001 52001 6-2005 42005 5-2007 92007 10-2009 5滞后期数=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滞后期数=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滞后期数=4C1-019656*-010822-013657*-013568*-(010911)(010538)(010560)(010317)-C2012991*016164*014337*013797*-(010409)(010394)(010540)(010251)-J(24)2513886111984014196021019462-01

29、3849019801019220019894- 注:工具变量为常数、滞后利率、滞后股票收益率、滞后消费增长率。圆括号中为标准差,J统计量的显著水平列在方括号中。当工具变量的滞后期数为4时,在200515-200719和2007110-200915期间,GMM残差平方和与系数估计值都不收敛,因而在表中未给出具体的GMM估计结果。/*0表示在10%水平上显著,/*0表示在5%水平上显著。#66#济人的效用仅仅受到当期消费的影响,其效用水平效用理论在应用中会产生矛盾现象。鉴于此,应用仅仅是其当期消费的函数。过去的消费不会影响到心理模型来考察习惯与资产定价之间的关系将为我当前的效用水平。本文利用具有柯

30、布)道格拉斯形们理解金融市场提供一个新的视角。式的效用函数在传统的代表性经济人模型中引入了习惯,假设经济人的效用水平既与当期的消费状况参考文献:相关1Mehra,RajnishandPrescott,Edward1TheEquity,而且还要受到历史消费水平的影响。该模型突破了传统的跨时分离的效用函数假设,代之以跨Premium:APuzzleJ1JournalofMonetaryEconomics,1985,时依赖的效用函数,从而比传统的代表性经济人模15,(2),145-1611型更为贴近现实。2Campbel,lJ1Y1,Cochrane,J1H11ByForceofHab2研究结果具有

31、混合性it:Consumption-basedExplanationofaggregateStockMarket,对资产收益率、工具变量的滞后期数以及样本区间的选择比较敏感,结果的BehaviorJ1JournalofPoliticalEconomy,1999,(107),205-2411稳健性比较差。根据广义矩法检验结果,有些参数3SmolukandNeveu,1ConsumptionandAssetPrices:估计值与模型相一致,在经济上合理并且在统计上AnAnalysisacrossIncomeGroupsJ1ReviewofFinancialEco2显著,大多数结果通过了对模型的过度

32、识别约束检nomics,2002,(11),47-621验,因此,结果无法否定习惯因素对于资产价格的影4Campbel,lJ1Y11ConsumptionandtheStockMarket:响,居民在作出消费)投资组合决策时,不仅要考虑InterpretingInternationalExperienceJ1SwedishEconomicPol2自身未来每一期的消费水平,还要考虑自己已经形icyReview,1996,(3),251-2991成的消费习惯,从而影响了资产的均衡价格。5Campbel,lJ1Y11Consumption-basedAssetPricing0时间偏好率是代表性经济人

33、模型中的重要变M,Chapter13,inHandbookoftheEconomicsofFinance,量2003,Volume1B,NorthHolland1,本文假设时间偏好率的值为01985。在今后的研究中,应检验时间偏好率的多种取值对资产定价6LiYuming1ExpectedReturnsandHabitPersistence的影响。本文采用的消费数据是总量消费数据,没J1TheReviewofFinancialStudies,2001,(14),861-8991有考虑到居民参与约束对资产收益的影响7Campbel,lJ1Y1,Lo,A1W1,andMacKinlay,22。城A1

34、C11TheEconometricsofFinancialMarketsM1Princeton,乡分割以及收入差距是我国现阶段亟待解决的重要NJ:PrincetonUniversityPress,19971社会问题。由于城乡分割以及收入差距的存在,许8Cooper,R11RiskPremiumintheFuturesMarketsJ1多消费者的跨期分配消费能力受到制约,他们缺乏JournalofFuturesMarkets,1992,(13),357-3711直接影响均衡消费支出和资产收益率的储蓄,因而9Constantinides,G11HabitFormation:AResolutiono

35、f利用总量消费数据来检验代表性经济人模型有可能theEquityPremiumPuzzleJ1JournalofPoliticalEconomy,会导致设定偏差,在今后的研究中纳入参与约束因1990,(98),519-5431素是十分必要的。10Sundaresan,S1M11IntertemporallyDependentPrefer2本文的分析是基于理性预期理论作出的encesandtheVolatilityofConsumptionandWealthJ1Review,在模型中采用了预期效用函数。心理学家和实验经济学ofFinancialStudies,1989,(2),73-881家发现

36、11Abe,lAndrew1AssetPricesunderHabitFormation,人们在实际生活中的选择在许多方面与标准的期望效用模型并不一致,因而经济学者对传统andCatchingUpwiththeJonesesJ1AmericanEconomicRe2的现代金融理论进行了深刻反思,开始将心理模型viewPapersandProceedings,1990,(80),38-42112Kocherlakota,NarayanaR11TheEquityPremium:应用于资产价格的分析中,他们向传统的预期效用It1.sStillaPuzzleJ1JournalofEconomicLit

37、erature,1996,34理论提出挑战,应用价值函数和概率评价函数代替(1),42-711传统的效用函数23。尽管预期效用函数能对不确13SmolukandVanderLinden1CatchingupwiththeA2定条件下经济人的理性行为作出精确简单的描述,mericansJ1ReviewofFinancialEconomics,2004,(13),211但是,现实中的居民行为并不总是理性的,因而预期-2291#67#14臧旭恒,王立平1消费资本资产定价理论:回顾与20Hansen,L1P1andSingleton,K1J11StochasticCon2评述J1产业经济评论12006

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

39、ping1AnAnalysisoftheCon2sumptionofStockholdersandNon-stockholdersJ1JournalofsumptionRiskandAssetReturnsofChineseResidentsJFinancialEconomics,1991,29(1),97-1121FrontiersofEconomicsinChina,2006,7122LiYuming,ZhongMaosen1Consumptionhabitandin217王立平1消费、偏好与资产收益)基于中国资ternationalstockreturnsJ1JournalofBanki

40、ng&Finance,本市场的分析M1上海:格致出版社、上海三联书店、上海2005,(29),5796011人民出版社,2008123Gollier,ChristianandSchlesingerHarris1Changesin18臧旭恒,王立平.中国居民消费风险与资产收益分RiskandAssetPricesJ1JournalofMonetaryEconomics,析J1经济学动态,2006,(09):32-3612002,(49),747-760119Hansen,L1P1andSingleton,K1J11GeneralizedIn2strumentalVariablesEsti

41、mationofNonlinearRationalExpecta2(责任编辑:刘 军)tionsModelsJ1Econometrica,1982,50(5),1269-12861(上接第38页)?韩复龄1如何拉动/中国式0内需N1证券日报,消费增长与经济增长相同步。对于美国来说,通过2009-02-091改革节制高消费,才能/少用明天的钱办今天的?孙学文1美国金融危机与中国)美国金融危机对事中国的影响及其造成的损失EB/OL1/0,/少用别国的钱办美国的事0。对此,中国已经警告美国,若不改革将停购其国债。1wyzxsx15com/Article/Class20/200812/607601ht

42、m,l2008-总之12-081,在世界经济全球化和一体化进程中,各个市场经济国家不仅需要产业结构的优化与积累和消?抗击金融危机全球花费914万亿美元EB/OL1新华网,/news1xinhuanet1com/world/2008-11/14/con2费关系的优化,而且需要国别文化差异的取长补短,tent_103585261htm,l2008-11-141兴利除弊,即国际范围的文化融合、优化和升华。同时,还要通过经济制度改革,为合理积累和合理消费(责任编辑:周 杰)提供社会保障。这样,才能为世界市场经济的和谐稳定和公正公平发展提供有益文化力量,从而防止和克服由文化差异对经济发展产生的负面影响。=注>?马克思1资本论(第一卷)M1北京:人民出版社,1975:1241?马克思1资本论(第一卷)M1北京:人民出版社,1975:1051?廖国民1对当前中国启动内需的思考EB/OL1中国城市发展网,2009-10-261?数据来源:根据5中国统计年鉴20096(中国统计出版社,2009年9月)计算得出。#68#