證券市場影響產業結構升級的實證研究

王春麗，宋連方

(東北財經大學 統計學院，遼寧 大連 110625)

一、引言

證券市場處于現代市場經濟的核心地位，是現代市場經濟進行資源配置的主要方式，對促進產業結構升級有重要作用。目前，對證券市場促進產業結構升級的研究大多集中在金融發展或股票市場發展對經濟增長的作用方面，主要結論有兩類:一是金融發展對經濟增長具有促進作用［1］－［5］。其中，Wurgler［3］從行業研究角度入手，發現對資本回報率高的行業增加資本投入，對資本回報率低的行業減少資本投入，可以提高資本的配置效率。二是金融發展對經濟增長作用不明顯［6］－［8］。其中，Stiglitz［6］指出股票市場流動性過強會導致股票市場資金配置效率降低，從而影響證券市場對經濟增長的作用。從現有國內研究看，關于證券市場與產業結構實證研究還不多見。少量涉及實證研究的文獻［9］，研究方法比較單一，大多運用一般回歸分析或協整分析，得出的結論值得進一步探討。

本文在已有研究的基礎上，分別從整體、行業、區域三個層面對證券市場發展促進產業結構升級的作用進行深入分析，采用主成份分析、協整檢驗和面板數據回歸分析等計量方法，以期得出較為系統、可信的結論。

二、證券市場發展影響產業結構升級實證分析——整體分析

1.指標數據選取

(1)產業結構指標。根據產業結構優化理論，產業結構優化表現為第一產業在國民經濟中的比重下降，第二、三產業在國民經濟中的比重上升，并且隨著經濟的發展產業結構會由“二、三、一”型結構向“三、二、一”型結構轉變。為了準確反映產業結構的變化，分別以第二、三產業之和占比CZ1(第二、三產業增加值之和/GDP)、第三產業與第二產業的比值CZ2(第三產業增加值/第二產業增加值)作為反映產業結構升級情況的指標。

(2)證券市場發展指標。Kunt和Levine［2］通過對四類指標(資本化率1、交易率、周轉率、APT定價誤差)作移動平均得到綜合指標，反映證券市場的發展。索紓［10］采用五類指標(資本化率1、資本化率2、資本化率3、融資率、交易率)反映證券市場的發展。本文對前人采用的指標體系進行了改進，建立了以下包括六個指標在內的證券市場指標體系，如表1 所示。

表1 證券市場指標體系

(3)數據選取。對以上指標選取1991—2010年的數據，數據來源于Wind 資訊數據庫。

2.實證分析

(1)主成份分析。為了得到反映證券市場發展的綜合指標，采用主成份分析對以上六個指標提取主成份。變量的相關性檢驗表明反映證券市場發展的六個指標適合作主成份分析。通過主成份的特征值和方差貢獻率以及旋轉后的因子載荷矩陣可知，應提取兩個主成份。主成份1 在資本化率1、資本化率2、證券市場依存率、證券市場融資率、證券市場交易率上的載荷值較大，分別為0.920、0.961、0.970、0.938、0.962，這些變量主要反映了證券市場的規模，可稱為證券市場規模指標;主成分2 在證券市場周轉率上的載荷值較大，為0.997，該變量反映證券市場流動性，可稱為證券市場流動性指標。證券市場規模和流動性指標分別用S1和S2表示，即S1=0.920C1+0.961C2+0.970C3+0.938C4－ 0.004C5+0.962C6，S2=－0.164C1－0.032C2+0.047C3+0.058C4+0.997C5+0.047C6

(2)單位根檢驗。協整理論要求所有變量同階單整，因此檢驗CZ1、CZ2、S1、S2四個變量的平穩性，采用ADF 單位根檢驗。對CZ1、CZ2、S1、S2進行單位根檢驗發現它們都是不平穩的，而經過一階差分以后都是平穩的，即四個變量都是一階單整的，滿足同階單整假定，可以進行協整檢驗。

(3)Johansen 協整檢驗。對上述四個變量做基于VAR 模型的Johansen 協整檢驗，根據AIC、SC準則確定VAR 模型滯后期數為2，協整檢驗結果如表2 所示。

表2 Johansen 協整檢驗結果

從表2 看出，變量CZ1、S1、S2和變量CZ2、S1、S2之間都存在協整關系，可以建立兩個協整方程CZ1=0.017S1－0.021S2和CZ2=0.051S1－0.048S2。在這兩個方程中，證券市場規模指標S1的系數分別為0.017和0.051，都為正且后者大于前者，表明證券市場規模對產業結構升級有正的促進作用，尤其對第三產業的促進作用更大;證券市場流動性指標S2的系數分別為－0.021和－0.048，都為負且后者小于前者，表明證券市場流動性對產業結構升級有負的作用，對第三產業影響更大，這與我國證券市場較強的投機性有關。一般而言，投機的存在有助于提高證券市場的流動性，但過度投機導致市場運行效率的降低，市場正常功能的喪失。我國證券市場換手率過高，市場投機氣氛過重，影響了證券市場的有效性。實證結果表明，我國證券市場的發展，尤其是證券市場的規模不斷擴大，為我國產業結構升級提供了一定的支持。我國證券市表現出過度投機不利于產業結構升級。

三、證券市場影響產業結構升級實證分析——基于行業角度

1.指標數據選取

為了研究證券市場對產業內各行業調整的作用，本文從行業籌資角度說明證券市場對各行業的作用。各行業在發展過程中是否受到證券市場推動作用以及作用的大小可以用各行業在證券市場籌集資金的規模來反映。具體而言，如果某個行業在證券市場籌集的資金隨著該行業利潤的增長而逐漸增多，表明該行業的發展受到證券市場扶持;反之，如果某個行業在證券市場籌集的資金隨著該行業利潤的增長而逐漸減少，表明該行業的發展沒有受到證券市場的支持。本文對Wurgler［3］進行行業分析時采用的模型進行改進，基于以下方程來反映證券市場與行業發展的關系:

其中，I 表示該行業在證券市場的籌資額，R 表示該行業的凈利潤。系數β 表示行業凈利潤R 對行業籌資額I 的彈性，即凈利潤R 每變動一個百分點將會導致行業籌資額I 變動β 個百分點。當系數β 為正時，行業利潤的增加導致行業籌資額的增加，行業籌資額I 的增長率是凈利潤R 增長率的β倍，且β 越大表明該行業從證券市場上籌集到越多的資金;當系數β 為負時，行業利潤的增加反而導致行業籌資額的減少，該行業沒有受到證券市場資金的支持。

由于1991年度行業數據缺失較多，本文選取1992—2010年24 個行業證券市場籌資額及凈利潤數據，構建面板數據模型。數據來源于Wind 資訊數據庫。證券市場行業分類標準參照萬德二級行業分類標準。①金融行業中，保險行業由于2002年之前的數據沒有統計，此處將保險行業剔除;多元金融行業包括資本市場、消費信貸以及多元金融服務。

2.模型設定形式檢驗

使用協方差分析檢驗和Hausman 檢驗對模型設定形式進行檢驗，檢驗結果如表3 所示。

表3 分行業面板數據模型設定檢驗

從表3 可知，F2＞1.41，拒絕H2;F1＞1.57，拒絕H1，因而采用變系數模型。Hausman檢驗拒絕原假設，采用固定效應模型。因此，本次分析采用固定效應變系數模型lnIit=αi+βilnRit+μit(i=1，2…，N;t=1，2…T)。

3.實證分析結果

采用固定效應變系數模型做面板數據回歸，回歸結果如表4 所示。

表4 分行業面板數據回歸結果

從表4 面板數據回歸結果的系數可以看出，證券市場對行業促進作用排在前三位的行業分別是公用事業、材料行業和資本貨物行業，系數分別為1.59、1.32和1.32。公用事業包括電力、燃氣、水供應等，材料行業包括化工、金屬和非金屬、采礦等，資本貨物行業包括航天航空、國防、電氣設備、機械、建筑、貿易公司與工業品經銷等，這些行業關系到我國國民經濟基礎建設，一般為國有壟斷企業，受國家產業政策的支持，在證券市場融資比較容易。另外，媒體、半導體與半導體生產設備、技術硬件與設備三個行業的排名也比較靠前，分別排在第四、第六和第九，系數分別為1.26、1.23和1.18。媒體行業包括廣告、廣播、有線電視、出版等，半導體與半導體生產設備包括半導體產品和半導體設備，技術硬件與設備包括通信設備、電腦與外圍設備、電子設備等。這些行業都是朝陽行業，且受到我國發展高新技術產業政策的支持，因而在證券市場上融資也相對容易一些。值得注意的是，同屬朝陽產業的醫療保健設備與服務、制藥、生物科技與生命科學、軟件與服務三個行業在證券市場上受到的支持作用比較小，排名比較靠后，分別排在第二十三、第十四和第十九。醫療保健設備與服務、制藥、生物科技與生命科學行業受證券市場支持較弱的原因主要是我國醫療保健行業內上市公司良莠不齊，且規模普遍較小，公司缺乏核心競爭力，導致行業整體效率偏低，融資效果較差。軟件與服務行業由于受到我國科技發展水平的制約，行業的發展并沒有形成具有國際競爭力的大型企業，行業本身的發展水平不是很高。另外，行業內的企業大多數是中小型企業，由于我國創業板市場推出比較晚，行業內規模比較大的幾個企業多是到國外去上市，也導致了我國證券市場對該行業的促進作用比較小。從表4 中的結果還可以看出一個問題是，服務業中的日常消費品行業受證券市場支持作用較大，日常消費品行業內的三個二級行業食品與主要用品零售、食品飲料與煙草、家庭與個人用品的排名分別為第八、第十和第七;而汽車與汽車零部件、耐用消費品與服裝等高檔消費品受證券市場支持則比較小，分別排在第十八和第二十二。可以看出我國證券市場對服務業的支持重點還在傳統服務行業，新興服務行業沒有得到證券市場足夠的支持。

四、證券市場影響產業結構升級實證分析——基于區域角度

地區差異是指經濟、社會以及影響經濟發展的各個要素間差異的集合，它反映地區間社會經濟綜合實力的差異，而這種經濟發展不平衡是我國現階段基本國情之一。為了更好地分析證券市場對各地區產業結構升級的不同影響，分別考察證券市場對東部、中部、西部產業結構升級作用并進行比較分析。①東部地區包括北京、天津、河北、山東、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、海南11 個省份，中部地區包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西8 個省份，西部地區包括陜西、甘肅、內蒙古、寧夏、新疆、青海、四川、重慶、西藏、廣西、貴州、云南12 個省份。

1.指標數據選取

為了詳細考察證券市場對各產業作用的大小，分別以各地區第二、三產業之和占比CZ1、各地區第三產業與第二產業的比值CZ2來反映產業結構的變動情況，以各地區證券市場依存率YC 反映證券市場的影響。反映證券市場發展對產業結構升級作用的方程可表示為:

證券市場成立之初的1991年和1992年，各省份籌資額數據缺失較多，從1993年開始有比較全面的統計，本文選取1993—2010年31 個省證券市場籌資額數據，構建面板數據模型。數據來源于Wind 資訊數據庫。

2.全國面板數據分析

在進行面板數據回歸分析前，先對模型設定形式進行檢驗。檢驗結果如表5 所示。

由模型設定形式檢驗結果可知，應該用固定效應變截距模型。進行區域比較分析只需要得出各模型的系數即可，因而此處只給出了模型的系數結果，如表6 所示。由表6 可知，從全國范圍來看，以CZ1為因變量時，系數為0.03，表明證券市場對我國產業結構升級有一定的正向促進作用;以CZ2為因變量時，系數為0.87，表明證券市場依存率每上升1%，第三產業與第二產業的比值上升0.87%，證券市場對產業結構向第三產業結構升級的作用較大。

表5 全國面板數據模型設定檢驗

表6 全國面板數據固定效應變截距模型結果

3.東部地區面板數據分析

對東部地區面板數據模型設定形式的檢驗表明，應該用固定效應變截距模型。模型的系數結果如表7 所示。東部地區與全國類似，以CZ1為因變量時，系數為0.03，證券市場對東部地區產業結構升級作用為正;以CZ2為因變量時，系數為0.91，表明證券市場依存率每上升1%，第三產業與第二產業的比值上升0.91%，對產業結構向第三產業結構升級有較大的促進作用。

4.中部地區面板數據分析

對中部地區面板數據模型設定形式的檢驗表明，應該用固定效應變截距模型。模型的系數結果如表8 所示。以CZ1為因變量時，系數為1.54，證券市場對中部地區的產業結構升級有正的促進作用;以CZ2為因變量時，系數為－1.93，證券市場依存率每上升1%，第三產業與第二產業的比值下降1.93%，表明證券市場雖然對中部地區的產業結構升級有一定的促進作用，但并沒有很好地促進產業結構向第三產業結構升級。

表7 東部地區面板數據固定效應變截距模型結果

表8 中部地區面板數據固定效應變截距模型結果

5.西部地區面板數據分析

對西部地區面板數據模型設定形式的檢驗表明，應該用固定效應變截距模型。模型的系數結果如表9 所示。西部地區與中部地區類似，以CZ1為因變量時，系數為0.46，表明證券市場對西部地區的產業結構升級有一定的正向作用;以CZ2為因變量時，系數為－2.63，表明證券市場雖然對中部地區的產業結構升級有一定的促進作用，但并沒有很好地促進產業結構向第三產業結構升級。

6.各區域比較分析

將各區域的結果進行比較分析。由于各地區分別以CZ1、CZ2為因變量時，常數項相差不大，因而不在表中列出常數項，只列出各區域系數值，如表10 所示。東部與全國比較相似，以CZ1為因變量時，系數為0.03，表明證券市場對產業結構升級有一定的促進作用，但促進作用較小。以CZ2為因變量時，系數為0.91，遠高于以CZ1為因變量時的系數，表明證券市場在促進第二、三產業在GDP比重上升的同時，更多地促進了產業結構向第三產業結構升級。證券市場對東部地區作用的重心是有效促進了第三產業占比的提高。

表9 西部地區面板數據固定效應變截距模型結果

表10 分區域比較分析

中部地區以CZ1為因變量時，系數為1.54，表明證券市場對中部地區產業結構升級有較大促進作用。以CZ2為因變量時，系數為－1.93，表明證券市場沒有促進中部地區的產業結構由以第二產業為主向第三產業為主轉化。證券市場對中部地區作用的重心是促進了第二產業占比的上升。

西部地區與中部地區類似，以CZ1為因變量時，系數為0.46，表明證券市場對中部地區產業結構升級有一定的促進作用，但要比中部地區小很多。以CZ2為因變量時，系數為－2.63，證券市場沒有促進西部地區產業結構由以第二產業為主向第三產業為主轉化。

證券市場對中部、西部地區產業結構升級的促進只處于初級階段，沒有促進產業結構向更高級發展。探究原因發現，我國東部地區上市公司比較多，且資金主要用于第三產業，而中部、西部地區上市公司相對較少，且資金主要投向第二產業。在證券市場作用下，東部地區產業結構升級趨勢良好。證券市場對中部、西部地區產業升級有一定的促進作用，但對第三產業作用不明顯。

五、結論

第一，整體層面的實證研究結果表明，我國證券市場的發展規模對產業結構升級有一定的促進作用，證券市場流動性對產業結構升級沒有形成有效的促進效應。這一方面肯定了我國證券市場20 多年來的發展取得了一定的成效，如證券市場規模逐漸增大、市場結構日趨完善、法律法規、制度建設日趨合理等，這些成果對產業結構升級起到了一定的作用;另一方面反映了我國證券市場仍然存在大量問題，如證券市場的市場化程度較低、市場投機性強、股權結構不合理等，正是這些問題導致了證券市場的功能發揮較差，對產業結構升級產生了負面的影響。

第二，行業層面的實證研究表明，我國證券市場對各行業的促進作用在一定程度上體現了國家的產業政策。證券市場對航天航空、國防、電力、化工、金屬和非金屬、采礦、電氣設備、燃氣、水供應等關系到國計民生且受到國家產業政策扶持的行業促進作用比較大。部分朝陽產業如廣告、廣播、有線電視、出版、半導體與半導體生產設備、通信設備、電腦與外圍設備、電子設備等得到了證券市場較大的資金支持。服務業中的日常消費行業得到了證券市場的資金支持。我國證券市場對各行業的支持仍有不合理的地方，如對服務業中的耐用消費品行業和信息產業中的軟件與服務作用的促進作用太低，特別是對信息產業的支持有待加強。

第三，區域層面的實證研究表明，東部地區產業結構發展勢頭良好，第二、三產業都得到了證券市場的支持，第三產業受到的促進作用相對更大，在證券市場的作用下，東部地區的產業結構由“二、三、一”型結構向“三、二、一”型結構轉變。中部、西部地區的產業結構升級也得到了證券市場一定的支持，但作用力度不大，且主要是第二產業得到支持，對第三產業的促進作用較小。應當加大對中部、西部地區證券市場發展的扶持，同時應加大證券市場對第三產業的扶持力度，使產業結構升級向更高級的形式發展。

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