收入差距与股市波动率，本文主要内容关键词为：收入差距论文,股市论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言 对股市波动率的研究不管是在学术界还是业界都有着重要意义。从投资组合的角度来看，Markowitz(1952)首创性地提出用组合标准差来衡量投资组合风险，期望收益率来衡量组合收益，通过投资组合来实现收益与风险的最优配置。French et al.(1987)研究了股市波动率与投资组合超额收益率的关系，认为预期到的股市波动率与投资组合超额收益率正相关，而未预期到的超额收益率与未预期到的股市波动率负相关。从资产定价的角度来看，Sharpe(1964)提出的资本资产定价模型以市场波动率作为市场组合风险的指标，股市波动率直接影响证券组合或单只证券的估值。此外，近年来快速发展的衍生品市场的报价与交易越来越依赖于股市波动率，市场的波动率直接影响期权等衍生品的价格(Black and Scholes,1973)。因此，找出股市波动率的影响因素尤其重要。 国内外现有文献对股市波动率的影响因素的分析大致分为以下几个方面：首先，有学者认为股市波动率是交易的直接结果，而交易是对新的信息和交易对手的行动的反应，对信息流的不同假设将得到关于股市波动率的不同结论(Clark,1973; Blume et al.,1994)。其次，金融市场微观结构也会对股市波动率产生影响，股市波动率因市场流动性、成交量和交易所价格限制等因素而存在明显差异(Amihud and Mendelson,1986,1991; Clarke et al.,2006; Kim and Rhee,1997；宋逢明和江婕，2003)。再次，投资者保护程度与信息披露状况亦将对股市波动率产生影响，信息披露状况较差的公司的股价波动率较大(Teoh et al.,2006；董锋和韩立岩，2006)，投资者保护程度较弱的国家的股市系统性风险较大(Bartram et al.,2012)。此外，随着基金等行业的兴起，投资者结构对股市波动率的影响也受到了广泛关注，有研究指出机构投资者能够稳定市场(祁斌等，2006；胡大春和金赛男，2007)，但也有学者得到了相反的结论(何佳等，2007；蔡庆丰、宋友勇，2010；陈国进等，2010)。国内关于股市波动率的研究更多的是从政策层面对我国股市进行分析，认为中国股市受政策影响大(赵振全和张宇，2003)，但政策事件对股市冲击作用在逐步弱化，股市政策调控趋于成熟(许均华和李启亚，2001)。也有学者就中国特有的股市改革对股市波动率的影响进行研究，例如，谢世清和邵宇平(2011)分析了股权分置改革对我国股市波动性的影响，认为股权分置改革在短期内会增大股市波动性，而在长期中会降低股市波动。 近年来，全球股市出现了波动率增大的趋势，与此同时，全球各国的收入分配不平等程度也在加剧(Favilukis,2013)。Schwert(1989)在研究股市波动率时指出：部分经济因素的变化可以解释长期中股市波动率的变化。由此看来，股市波动率的增大趋势与收入分配的恶化趋势之间的伴生关系绝不是偶然的。Favilukis(2013)和Zhang(2012)就发现一国收入分配状况直接影响其投资者的财富分配，进而影响其资产配置，并对资产价格有着显著影响。因此，收入分配状况对股市波动率存在着不可忽视的影响。遗憾的是，现有文献并未告诉我们一国收入分配状况对其股市波动率究竟有何影响，也未说明收入分配状况对股市波动率的影响机制。 本文旨在从理论和实证两方面讨论以上问题。理论方面，本文在考虑参与成本的情况下，分析了收入分配状况对投资者入市行为的影响，进而说明收入分配状况对股市波动率的影响的机制。实证方面，本文构造全球面板数据分析收入分配不平等对各国股市波动率的影响。 二、文献与研究方法 从现有文献来看，收入分配状况对股市波动率的潜在影响大致可以分为以下四种机制。 首先，一国的收入分配状况与其金融发展程度有密不可分的关系，收入差距过大可能通过金融抑制等渠道影响其股市。Greenwood & Jovanovic(1989)、Clarke et al.(2006)、Beck & Levine(2004)认为金融发展能在一定程度上降低收入分配不平等程度，而收入分配状况的改善又能反过来促进金融发展。金融发展在股票市场表现为股市规模的扩大、股市流动性的提升和股市自由化改革的加快，这些无疑将对一国股市的波动率产生影响。 其次，一国收入分配状况的恶化可能导致其政局动荡，进而影响其股市波动率。Barro(2000)通过构建面板数据实证研究了收入差距与社会稳定的关系，发现当一国收入差距较大时，该国社会一般不稳定。Accmoglu et al.(2003)据此进一步指出，一国的国家风险增大将导致其宏观经济波动增大，进而增加该国股市的系统性风险。 再次，一国收入分配状况将影响其股市参与率，进而影响其股市波动率。Pagano(1989)分析了参与者人数与股市波动率之间的关系，并通过模型说明股市参与者越少，波动率越大。Gomes & Michaelides(2008)考虑了固定参与成本对股市参与率的影响，认为当股市参与率有限时，持股人之间的风险分担程度有限。Favilukis(2013)认为，投资者是否参与股票市场取决于参与成本占其收入的比重，这一决策最终将对股市产生影响。从这一机制来看，当一国收入分配不平等程度较严重时，其股市参与率降低，这将使得持股人之间的风险分担机制有限，微小的扰动(源于投资者分散异质性风险的需求)将会导致股市出现较大波动。 最后，近年来越来越多的研究将不同投资者的收入异质性引入资产定价模型，作为对传统资产定价理论的补充。从这一角度来看，收入分配状况也会对股市波动率产生影响。在资产定价理论的经典假设条件(市场无摩擦、市场完全、具有常相对风险厌恶效用的齐次性投资者)下，资产价格只与财富的均值有关，而和财富的分布无关。当放松其中的一个或几个假设条件时，收入分配状况将对资产价格产生显著的影响(Constantinides and Duffie,1996; Gollier,2001; Peress,2004; Zhang,2012)。股票价格对其决定因素较为敏感，当一国收入分配状况变化导致这些决定因素变化时，无疑将使得其股市出现较大波动。 在以上所述机制中，值得一提的是在存在参与成本的情况下，一国收入分配状况对其股市波动率的影响。早期的研究表明，为了参与股票市场，投资者在最初需要投入资源去掌握股票市场的特点，之后的参与成本包括信息获取成本、学习成本、交易成本、经纪费用和税收等(Allen and Gale,1994)。Vissing-Jorgensen(2002)也确认了参与成本对股市参与率的影响，并且认为参与成本对于较为富裕的家庭不重要。由于参与成本对所有投资者是相同的，因此收入分布必然将对股市参与率产生影响。王聪和田存志(2012)的研究也证实了居民收入的确会对其参与股市的决策产生影响。由Pagano(1989)提出，并由Allen & Gale(1994)发展的有限参与模型为收入分配状况对股市波动率的影响机制提供了合理的解释。直观来看，在一国国民收入既定且存在借贷约束的条件下，收入分配越不均等，将有更多本身有意愿、但因参与成本占其收入比值太高的投资者被限制进入股市。当股市参与人数较少时，由于风险分担机制不足，股市波动率往往较大。本文基于这一逻辑构造模型说明收入分配不平等程度对股市波动性的影响机制。 三、理论模型 Allen & Gale(1994)的研究指出，投资者参与股票市场需要支付一定的参与成本，这一成本体现在信息获取成本、学习成本、交易成本、经纪费用等方面。Pagano(1989)、Gomes & Michaelides(2008)、Favilukis(2013)等人的有限参与模型认为这一成本对每一参与者是相同的。Pagano(1989)的模型证实了参与者人数与股市波动率之间存在负相关关系：股市参与者越少，波动率越大。以上模型都是从投资者主观的角度对其市场参与行为的影响进行说明。这些模型的不足之处在于并未考虑到客观的限制，即参与成本占投资者收入的比值过高对其入市行为产生的影响。本文提出的模型旨在简化Pagano的模型，并在原有模型的基础上考虑收入分配状况这一因素，进而说明收入分配不平等程度对股市波动率的影响。 1.模型设定 (1)投资者存在借贷约束且参与股票市场需要支付固定成本F。在存在借贷约束和固定成本即参与成本F的情况下，只有本身有意愿且收入足够多的投资者才能参与股市。根据Vissing-Jorgensen(2002)、Favilukis(2013)等人的研究，我们假设当固定成本F低于投资者收入的一定比例时，投资者才会选择入市。我们将这一临界比值记为c(即
时，投资者才会入市)。 (2)购买股票的投资者仅将该股票持有一期。我们假设每位投资者投资周期划分为3期，在t－1期投资者决定是否支付固定参与成本进入股市，在t期投资者将其收入在股票和债券之间进行分配，在t＋1期出售股票。 (3)每位投资者的不可交易资产(Non-marketable)为
在t期与t＋1期期间的单位收益率为
。因此，投资者i在第t＋1期的收入来源共有三类：来自不可交易资产
，来自股市的收益(资本利得与股息)和持有债券的收益(单位收益率为R)。 (4)为简化起见，我们假设该股票代表一国股指。在t时刻，该国股市流通在外的股指份额数为
。 代表性投资者i在其整个投资周期内力图使得其投资末期(即第t＋1期)的期望效用最大化，其期望效用函数由以下形式给出：
式中
，为投资者i的财富。 在投资周期的t－1期，投资者做出是否参与股市的选择，即选择支付固定参与成本进入股市或将其投资组合限定为债券组合。在本阶段，投资者只有关于参与成本F的信息，我们将这一信息集记为
。代表信息集。
2.模型求解 我们将模型求解重点放在收入差距如何影响股市波动率。对此，我们先求出不考虑任何限制条件的最优股票持有量：
及市场出清的股票价格
，再分析存在收入的客观限制时的情形。
其中，
。(6)式说明股价波动率与该期股市参与人数存在负相关的关系。 3.结论说明 为了更清晰地得到收入分配不平等程度与股市波动率之间的关系，我们从参与人数
入手分析。如前文所述，投资者是否参与股市既受其主观意愿影响，也受到客观的收入限制。若投资者本身有意愿参与股市，但当其当期收入
临界值(c×
并不足以支付固定参与成本F时，该投资者也不能成为股市参与者。因此，
还同时受到
和F的影响。在我们的分析框架中，一国的国民收入为外生变量，此时，收入分配状况必然对股市参与人数存在客观的限制。按以上步骤得到的(6)式中的股市参与人数
是从主观意愿上想要参与股市的人数，而收入的限制相当于对这一
施加一个“筛子”，将
中有主观意愿而无客观能力(c×
＜F)的投资者筛掉。我们以固定参与成本F为分界线，将一国人口分为两部分，一部分人口收入在F/c之下(即c×
＜F)，这部分人口可能有主观意愿参与股市但受客观收入限制而不能参与，在股市参与者中的应将这部分投资者排除；另一部分在F/c之上(即c×
≥F)，这部分人口有主观意愿时即可参与股市。在其他条件相同的情况下，一国的收入分配不平等状况变化将通过如上机制对股市波动率产生影响。当收入分配不平等程度增大时，更多的人口受到客观收入限制而不能参与股市，相应的，
中因收入不足被限制进入股市的人数也更多，股市的实际参与人数下降，即有：
综合以上分析，我们可以得到收入分配不平等程度与股市波动率之间的关系：
即一国股指波动率与该国的收入分配不平等程度之间存在正相关的关系：当一国收入分配不平等程度加大时，该国股市波动率增大。在以下的章节中，我们将通过实证分析来验证这一结论。 四、样本、数据和变量说明 为了从实证分析中验证模型结论，本文构造全球30个国家的面板数据分析收入分配状况对股市波动率的影响。本文选取的30个国家是国际比较研究中具有代表性的30个国家(Bartram et al.,2012; Zhang,2012)。由于本文的解释变量基尼系数的数据相对缺乏，为保证结果的准确性，我们在样本中剔除了部分国家的值(删除了在近三十年间基尼系数的观测值少于5个的国家数据)。 1.被解释变量 本文的被解释变量为股市波动率，衡量股市波动率的指标为股指收益率的年化标准差。本文选取MSCI全球股指数据库从1988年至今，全球30个代表性国家股票指数的每日收盘价(部分国家的数据从股市成立至今)，取对数之后进行差分，得到各国股指日收益率，之后有两种方式得到股指收益率的年化标准差。在第一种方法中，我们直接对全年的日收益率数据计算出其标准差，并通过公式“年化标准差＝标准差*
(T为当年交易天数)”得到年化标准差“波动率_实际值”。在第二种方法中，我们通过GRACH(1，1)模型模拟每日标准差并年化得到股市波动率“波动率_拟合值”。之所以要采用第二种方法，有以下理由：(1)股指收益率的波动呈现波动聚类的特征，外部冲击将对股指收益率产生持续影响。使用GARCH序列进行模拟可捕捉这一特征，而Akgiray(1989)的研究指出，GARCH(1，1)模型足够模拟波动聚类的特征；(2)大量的实证研究表明，股市收益率存在尖峰分布的特点，这也可以在GRACH(1，1)模型中得到描述；(3)GARCH模型基于时间序列进行模拟，我们可据此描述波动率的序列相关性特点。按照一般研究的惯例，我们将第一种方法得到的“波动率_实际值”作为实证研究的基准点，而将用GARCH(1，1)模拟得到的“波动率_拟合值”作为稳健性检验的指标。 2.解释变量 本文的解释变量为收入分配不平等程度。用以衡量收入分配不平等程度的主要指标是基尼系数，以“收入差距_基尼”表示。本文关于收入分配不平等程度的数据有两个主要来源：由世界银行编辑的基尼系数(All-the-Ginis)数据库和世界发展经济学研究机构(World Instituted of Development Economic Research)的世界收入差距数据库(World Income Inequality Database:WIID2)。① 为了对本文的基本结论进行稳健性检验，我们还构造了衡量收入差距不平等程度的另一指标“收入差距_收入比例”：各国对应年份最高十分位点人口所拥有的财富与剩余90％人口所拥有财富的比值(Barro,2000; Zhang,2012)。这一指标同样是衡量收入差距不平等程度的常见指标。本文对这一指标的选取来自WIID2数据库。 3.控制变量 首先，本文研究的基本逻辑是参与人数将对一国股市波动率产生影响，因此有必要对各国人口规模进行控制。本文选择各国对应年份人口数量作为控制变量。这一数据来自世界发展指标数据库(WDI)。 其次，一国金融体系发展程度对其股市波动率有重要影响。本文选择如下变量以控制金融体系发展。“股市换手率”为各国对应年份股市成交值与其上市公司总市值之比(Levine and Zervos,1998)。“股市规模”为上市公司总市值占GDP比重(Doidge et al.,2007)。以上两个变量数据来源为世界发展指标数据库(WDI)。“自由化”为虚拟变量：一国股市自由化改革之前取值为“0”，自由化改革之后取值为“1”。股市自由化的时点按照Bekaert & Harvey(1997)的方法确定。“银行体系”为银行体系的流动负债与该年GDP的比值。数据来源为金融发展与结构数据库(Financial Development and Structure Dataset,2013)。 再次，一国的投资者保护程度和信息披露程度也将影响其股市波动率。本文用以衡量投资者保护程度的指标为“反董事会权力”(Anti-director Right Index)，数据来自于Djankov et al.(2007)提出的“反董事会权力指数”。本文用以衡量信息披露程度的指标为Djankov et al.(2007)构建的信息披露指数(Disclosure index)，我们将其记为“信息披露”。 再其次，国家层面的技术革新与风险因素亦将反映在股市中。变量“技术革新”为每百万人口拥有的专利数(Bartram et al.,2012)来衡量一国的技术增长前景。数据来源于世界发展指标数据库(WDI)。变量“国家风险”为一国政局稳定性，数据来自于国家风险指导(International Country Risk Guide)。 最后，我们对一国通胀率和税收因素进行控制。变量“通胀率”数据来源于世界发展指标数据库(WDI)。变量“税收”为最高10％收入阶层的边际税率。该数据来自世界税收报告。 除以上控制变量外，本文按照世界银行对发展中国家和发达国家的划分，设置虚拟变量“发展程度”，发展中国家取值为“0”，发达国家取值为“1”，以此构造交互项讨论收入分配不平等程度和股市波动率的关系在不同类型国家的表现。 本文实证研究部分的计量方程设置如下：
其中，
分别为股市波动率和收入差距；Inequality×Developed为交互项，定义为收入差距与发展程度的乘积；
为以上列出的控制变量中随时间和国别变化的变量(自由化、股市规模、通胀率、股市换手率、银行体系、国家风险、技术革新、人口)；
是各国的制度性变量(Institutional Factors)：反董事会权力、信息披露、税收。
是针对计量模型加入的时间固定效应。 由于本文的研究主要为一种实证分析，因此，在进行实证分析之前，我们先对以下问题进行说明。本文的实证研究不可避免地会碰到以下三个内生性问题：第一，反向因果关系。本文的结论是否可以被合理地解读为收入分配不平等程度对股市波动率的影响，而不是相反呢？答案是肯定的。由于本文研究的对象是长期中收入分配状况对股市波动率的影响，而发展经济学的大量研究已经指出：收入分配不平等程度的变化主要由一国经济的发展情况及再分配政策等制度性的因素决定，而与股市波动率关系不大。此外，在第五节的实证分析中，本文取基尼系数的滞后一阶项作为工具变量进行回归(并对这一工具变量的有效性进行了检验)，并通过豪斯曼检验分析收入分配不平等状况是否存在内生性。实证的结果说明一国的收入分配状况的确是由本文模型之外的因素决定的变量，这在一定程度上说明了本文不存在反向因果关系。第二，遗漏变量问题。影响一国股市波动率的因素众多，这可能使得本文的结论存在“遗漏变量偏误”。为解决这一问题，本文选取了宏观层面上可能影响一国股市波动率的因素作为控制变量。这些变量涵盖了一国金融体系发展程度、通胀风险、国家风险、技术增长前景、投资者保护程度及信息披露程度等各方面的因素，基本可以解决遗漏变量问题。第三，随时间变化不可观测的因素。为解决这一问题，本文首先在基准结果的分析中说明了是否考虑时间固定效应(Year-Fixed Effects)对本文的结论不存在影响，而后对每个回归方程都加入了时间固定效应，以控制这些因素的影响。总体而言，本文对面板数据分析中可能涉及到的内生性问题都进行了详尽处理，这使得本文得到的结论相对稳定。 本文各变量的描述性统计量见表1。
五、实证研究 1.基准结果的实证分析 本文首先以基于实际数据所得的波动率——“波动率_实际值”作为被解释变量，以基尼系数“收入差距_基尼”作为解释变量，先在不考虑交互项的情况下进行OLS回归。基准结果见表2中模型1、2、5、6。 首先，我们需要说明的是，对计量模型添加时间固定效应前后，回归结果并不会发生显著变化。根据这一结果，为了尽可能准确地说明收入分配状况对股市波动率的影响，在后文的实证分析及稳健性检验中，我们对每个回归模型都考虑时间固定效应。 我们先通过模型1对股市波动率和基尼系数之间的基本关系进行分析。通过模型1得到的回归系数约为0.308，在1％水平下显著。在模型5中，我们加入在第四节中提及的所有控制变量。此时，股市波动率关于收入分配不平等程度的回归系数显著，我们在模型1中得到的基本关系仍显著。因此，我们可以合理得出结论：在不同国家之间，收入分配越不平等，该国股市波动率越大。即使在我们考虑到各国一系列特有的因素之后，这一结论仍显著且稳健。 此外，从回归模型的R[2]来看，一国的收入分配状况对其股市波动率存在不可忽视的影响。从模型2来看，在仅考虑收入分配状况对股市波动率的影响的情况下，一国收入分配状况能够解释其股市波动率变化的3.2％；而在模型6中，在考虑所有控制变量之后，本文模型对一国股市波动率的解释力度达到了29.5％。 实证分析得到的这一结果验证了本文在第三节所述结论。由于市场不完全，仍存在借贷限制，当一国的收入差距较大时，由于参与成本的存在，更多人口被限制进入股市，导致股市参与率降低。股市参与率降低导致风险分担机制有限，进而股市波动率较大。 2.交互项的实证分析 发展中国家和发达国家不仅在经济发展环境方面存在显著差异，二者的金融体系发展程度、政局环境等也存在较大不同。鉴于以上的差异，一个很自然的问题在于：收入分配不平等程度对股市波动率的影响在这两类市场是否会存在不同？为了解决这个问题，我们在回归方程中增加交互项“收入差距×发展程度”(Inequality×Developed)。交互项分析的结果见表2中模型3、4、7、8。
从以上的回归结果来看，交互项“收入差距×发展程度”的系数显著为负。这一结果说明：在不同类型的国家，收入分配不平等程度对股票市场波动率的影响的确存在显著差异。更有意思的是，我们通过交互项分析发现，收入分配不平等程度对股指波动率的正向影响在发展中国家更为显著。这一实证结果仍可由我们前文提及的模型解释。发达国家的国民收入高于发展中国家，在参与成本相同的情况下，发达国家比发展中国家的股市参与者多。当收入分配不平等程度加重，虽然两种类型的国家的股市参与者都会减少，但由于发达国家本身参与人数较多，这一影响在股市波动率上的反应就不如在发展中国家明显。在这样的机制下，发展中国家收入分配不平等程度对股市波动率的影响将比发达国家更为显著。 3.工具变量回归②及蒙斯曼检验 为了对本文可能存在的反向因果关系进行处理，并增强本文结论的稳健性，在本小节中，我们选择解释变量“收入差距_基尼”的滞后一阶项作为工具变量进行回归，将这一结果与前文的基准结果进行比较，并对变量收入差距的外生性进行豪斯曼检验。分析结果见表3。
从表3的Panel A来看，使用工具变量回归所得到的结果与OLS回归结果并无显著差异。股市波动率关于收入差距的回归系数均为正。从Panel B的结果来看，当我们对OLS回归系数和工具变量回归系数进行豪斯曼检验时，两种回归方法所得系数并无系统性差异，这说明本文的解释变量收入差距确为外生变量，我们可以合理的认为股市波动率与收入分配不平等状况之间的正向关系的确是一种因果关系：一国长期之中收入分配状况恶化的趋势将导致其股市波动率增大。 六、稳健性检验 1.更换收入分配不平等程度指标的稳健性检验 在这部分，我们从WIID2数据库中选取各国最高十分位点人口所拥有的财富与剩余90％人口所拥有财富的比值作为衡量收入差距不平等程度的指标进行稳健性检验。 从表4的结果来看，当我们更换衡量解释变量的指标后，收入分配不平等程度与股市波动率之间的正向关系仍然存在；在模型7中，即使在添加一系列的控制变量之后，股市波动率关于收入分配不平等程度的回归系数仍显著。此外，在更换收入分配不平等程度指标的稳健性检验下，交互项的同归系数均为负。
2.更换股指波动性指标的稳健性检验 在这部分，我们用GARCH(1，1)模型模拟出的标准差(并年化)“波动率2”作为股指波动率的衡量指标进行稳健性检验，得到的结果如下：
从表5的结果来看，即使在添加一系列的控制变量之后，股市波动率关于收入分配不平等程度的同归系数仍在10％水平下显著。交互项分析的结果再一次印证了我们在第五节得到的结论。在考虑所有控制变量的情况下，交互项的系数在1％水平下显著为负。 3.删除异常年份数据的稳健性检验 由于在金融危机期间，各国股市不规则波动。为了说明在排除这些因素的情况下本文的基本结论仍然成立，我们删除1988年以来的较大的两次金融危机期间的数据(对1997年金融危机，本文删除1997、1998两年数据；对2008年次贷危机，本文删除2008年至2013年的数据)，对面板数据回归，得到的结果见表6。从表6的结果来看，删除1988年以来两次金融危机期间异常年份的数据之后，得到的结果仍然是显著的。
从以上的结果来看，当我们从解释变量、被解释变量和样本点三个层次进行稳健性检验时，收入分配不平等程度与股市波动率之间最基本的关系(即模型1)都在1％水平下显著；而考虑所有的控制变量之后，这一关系仍显著。因此，我们可以肯定股市波动率与收入分配不平等程度之间的确存在正向关系，收入分配不平等程度越高，股市波动率越大。 七、结语 股市波动是资本市场的基本特征，关系到投资者进行资产配置和股票估值。近年来，世界各国的收入差距都有增大趋势，全球股市也进入波动率较大的时期。已经有学者注意到了日益增大的收入差距可能对资产价格产生的影响，我们在此基础上进一步深化，讨论收入差距对股市波动率的影响。国外比较成熟的有限参与模型为本文提供了理论分析的基础。由于存在借贷约束，在一国国民收入既定的情况下，收入分配越不平等，更多人口将被限制进入股市；当股市参与人数较少时，内生的或外生的扰动将导致股市较大波动。 从本文实证分析的结果来看，收入分配状况的确会对股市波动率产生影响：在不同国家之间，收入分配越不平等，该国股市的波动率越大。我们进一步对国家类型进行区分(发达国家和发展中国家)，通过交互项的实证分析发现收入分配不平等程度对发展中国家的影响较大。之所以存在这样的差异，我们认为这与国家本身的收入水平有关：发达国家收入水平较高，能够支付固定参与成本参与股市的人数较多。当收入分配不平等程度加重时，发达国家和发展中国家的股市参与人数都减少，但发达国家的市场参与者仍较多。因此，发达国家股市波动率受收入分配状况的影响较小。进一步，我们对以上的基本结论进行了稳健性检验。当我们更换解释变量的衡量指标、被解释变量的衡量指标，并删除样本中金融危机期间的异常数据后，回归结果证实基本结论仍然成立，收入分配不平等程度与股市波动率之间的正向关系仍存在，这说明本文的结论是稳健的。 注释： ①鉴于收入不平等程度数据的大量缺失，本文在合并以上两个数据库的基础上，从另外五个基尼系数数据库中获取数据，对以上合并的数据库进行补充。这5个数据库依次为：卢森堡收入研究数据库(LIS)、拉美社会经济数据库(SEDLAC)、世界收入分配数据库(WYD)、欧洲和中亚世界银行(ECA)、世界收入差距数据库I(WIID1). ②我们对工具变量是否为“弱工具变量”这一问题进行了检验，限于篇幅，没有在正文报告。工具变量回归中，安德森统计量为100.576，克拉格－唐纳德统计量为183.669。基于这两个统计量可以拒绝“弱工具变量”的原假设。 ③因篇幅有限，此处对控制变量系数的报告进行了省略。模型1、2是在考虑控制变量“自由化”、“股市规模”和“股市换手率”基础上所得，模型3、4在模型1、2的基础上增加了“反董事会权力”和“信息披露”两个变量，模型5、6进一步增加了“国家风险”和“技术革新”两个变量。模型7、8是考虑所有控制变量所得。之后所有表格处理方式相同。感兴趣的读者可向作者索取。
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