大陸股票市場與經濟增長關系的實證分析

王加勝 魏小凡

(中國版權保護中心，北京 100007；南開大學 經濟學院，天津 300071)

一、文獻綜述

Diamond 和Dybivg(1983)首創性的提出了一個銀行的流動性模型，分析兩種不同類型的投資和存在不確定性沖擊情形下金融市場的作用。注Diamond, D. W. and P. H. Dybvig (1983), “Bank Runs, Deposit Insurance, and Liquidity”, Journal of Political Economy, 91: 401-419.Holmstrom和Tirole(1998)提出銀行通過對生產過程中遇到外在沖擊的企業提供信用而改善資本配置過程的有效性。Aghion, Angeletos, Banerjee, and Manova (2004)論述了當企業面臨宏觀沖擊時，其在生產過程中能夠獲得信用對創新和經濟增長的影響。Levine(2004)對金融與經濟增長的理論和實證研究進行了綜述。Chakraborty和Ray(2006)深入分析了金融結構對經濟增長和經濟結構轉型的影響。注Chakraborty, S. and R. Ray (2006), “Bank-Based versus Market-Based Financial Systems: A Growth-Theoretic Analysis”, Journal of Monetary Economics, Vol 53, 2006, 329-50.

在實證方面對金融與經濟增長的關系也有許多探討，Loayza，levine和Beck(2000)使用面板數據的方法利用77個國家1960—1995年的數據對金融和經濟增長的關系進行了實證研究。Dehejia和Lleras-Muney(2003)則研究了美國跨州的增長數據，證明了金融發展對經濟增長有促進作用。同樣，Guiso,Sapienza和Zingales(2002)考察了意大利各個地區金融發展對經濟增長的影響，他們認為金融發展: (1)提高了個人開辦企業的可能性；(2) 增強了企業之間的競爭；(3) 促進了公司的發展，從而促進了經濟的增長。注Guiso, L., P. Sapienza and L. Zingales (2002), “Does Local Financial Development Matter?”, National Bureau of Economic Research Working Paper No. 8922.在實證方面也有許多關于股票市場發展與經濟增長關系的實證研究，其中，Levine和zervos (1998) 用股票市場交易規模、成交量、交易率與經濟一體化水平和股市波動率等指標來衡量股市發展水平，并用GDP增長和資本形成率進行回歸分析，發現股市與宏觀經濟之間存在高度正相關關系。而Chritis Hassapis和Sarantis Kalyvitis(2002)發展了一個簡單的模型，表明了真實股票價格和產出的正相關關系，并利用G-7國家的數據驗證了模型中的正相關關系。注Hassapis“investgating the links between Growth and Real Stock Price Change with empirical Evidence from G-7 Economies”, the quarterly review of economics and finance42:543-575.

國內也有論及金融中介發展與經濟增長關系的文獻，主要的方向集中在實證方面。談儒勇(1999)從實證上研究中國金融業發展與經濟增長之間的關系，認為我國銀行業體系的發展和經濟增長之間有顯著的、很強的正相關關系。然而，在股票市場發展與經濟增長的關系方面他認為中國股票市場發展與經濟增長之間是不顯著的負相關關系，即我國股票市場發展對經濟增長的作用是極其有限的。[注]談儒勇：《中國金融發展和經濟增長關系的實證研究》，《經濟研究》1999年第10期。曹嘯、吳軍(2002)采用格蘭杰因果檢驗法對金融中介發展與經濟增長的關系進行了實證檢驗, 結果顯示金融發展是推動經濟增長的重要原因, 并認為金融發展對經濟增長的促進作用主要是通過金融資產數量上的擴張來實現的。陳金明(2004)從理論和中國近半個世紀以來金融發展與經濟增長的實際兩方面論述了金融發展與經濟增長的關系。范學俊(2006)運用最大似然協整分析法和1992年第一季度至2004 年第三季度數據檢驗我國金融中介體系發展與經濟增長之間的動態關系，認為股票市場在長期對經濟增長有正影響，且大于銀行部門對經濟增長的影響，這與談儒勇(1999)得出的結論有所不同。位志宇、楊忠直(2007)建立了股票價格與經濟增長相互作用的理論模型，并在模型的基礎上基于香港的數據，運用向量自回歸模型，協整檢驗等計量經濟學方法對理論模型的結論進行了驗證，表明股票價格指數與經濟增長存在較強的正向交互關系。[注]位志宇、楊忠直：《經濟增長與股價波動的相關性研究》，《金融研究》2007年第3期。曾錚等人(2008)用聯立方程模型和GMM的方法對中國金融發展與經濟增長的關系進行檢驗，認為我國金融中介體系尤其是存款貨幣銀行的發展對我國經濟增長有明顯的促進作用，同時認為我國股票市場盡管規模不大但對經濟增長有顯著的正效應。[注]曾錚、胡志浩、曾華瓏：《中國的金融發展與經濟增長：一個聯立方程計量模型的經驗解釋》，《金融發展研究》2008年第7期。

二、股票市場和經濟增長的關系實證分析

本文運用中國大陸1996-2012年的實際數據，對大陸經濟環境下股票市場與經濟增長的相關關系進行分析，以檢驗股票市場提供流動性的職能發揮對經濟增長的促進作用。

(一)數據及建模方法

本文使用GDP作為經濟增長的度量指標，用1996-2012年的GDP的數據對這期間的股票價格指數進行回歸，股票價格指數的選取以對中國大陸股票市場具有代表性的上證綜合指數作為代表，為控制進出口和這期間另一個金融發展的重要指標儲蓄對GDP的可能影響，采用談儒勇(1999)的做法，將上述兩者作為控制變量引入方程。考慮到時間序列數據可能存在非平穩的問題，以及通貨膨脹率對國內生產總值和進出口總值的影響，對上述兩個指標均采用增長率的數據，并進行ADF單位根檢驗。檢驗結果如下：

上表說明，由于對GDP增長率進行的ADF單位根檢驗得到的t值為-5.675974，絕對值遠大于置信水平為1%下的t值的絕對值，因此拒絕原假設，GDP增長率的數據不存在單位根問題，因此GDP增長率的數據是平穩的。應用同樣的方法對股票市場指數的增長率進行檢驗，對股票市場價格指數的增長率數據進行的ADF單位根檢驗得到的t值為-4.934888，其絕對值遠大于置信水平為1%下的t值的絕對值，因此拒絕原假設，股票市場價格指數不存在單位根問題，因此股票市場價格指數的數據是平穩的。

依照同樣的方法，對模型的兩個控制變量儲蓄率和進出口的數據進行的檢驗同樣得出這兩項數據是平穩的結論。綜合上述ADF單位根檢驗的結論，本文的數據可以采用通常的建模和估計形式，不必考慮時間序列數據不平穩時進行估計所可能出現的特殊問題。

對計量模型的設定采用線性的形式，即GDP=A+Bstock+Csave+Dxm,其中A,B,C,D為各變量相應的系數，由先驗的經濟理論，股票指數和GDP之間可能存在雙向因果關系，因此作為解釋變量的股票價格指數和隨機誤差項之間很可能存在雙向因果關系，從而經典OLS的內生性假定被破壞，由此引入工具變量，選取1996-2012年的上市公司數量作為工具變量。之所以選取上市公司數量作為解決內生性問題的工具變量，是因為從理論上講上市公司數量度量了市場的規模，從而與股票價格指數有相關關系，但其與GDP的相關關系較弱，可以近似的認為不存在內生性問題。但是，在本模型的設定和數據選取的情況下是否存在內生性問題以及所選擇的工具變量是否合理仍需要進行檢驗，因此，為檢驗內生性問題是否真實存在，采用hausman檢驗方法以決定模型間的取舍。

(二) 計量結果及檢驗

按照上述數據的描述和模型設定，對GDP建立多元線性回歸方程，計量分析的結果如下：

變量系數標準誤差T統計量值P值C-0.0565940.040214-1.4073170.1847STOCK0.0022830.0198730.114880.9104SAVE0.9421150.213244.4181010.0008XM0.1317030.0728341.8082480.0957

其中，stock表示上證綜合指數的增長率，save表示儲蓄的增長率，xm表示進出口總額的增長率。上述結果為沒有引入工具變量的OLS估計的結果。從上表可以看出，在這種情況下股票價格指數對GDP的影響很小，而且統計上不顯著。但基于前述對實際經濟理論假說的探討，懷疑模型存在內生解釋變量問題，針對該問題按前文所述引入工具變量，用companies表示上市公司數量的增長率，采用兩階段最小二乘估計的方法進行估計。使用工具變量后的估計結果表示如下：

變量系數標準誤差T統計量值P值 C-0.0565940.040214-1.4073170.1847STOCK0.0022830.0198730.114880.9104SAVE0.9421150.213244.4181010.0008XM0.1317030.0728341.8082480.0957

上表顯示，加入工具變量后模型估計產生明顯的變化，但變量的值仍然較大，在10%的顯著性水平下仍接受stock變量對GDP變量的影響在統計上不顯著的原假設。

進一步考慮有關工具變量的使用是否適當，采用hausman檢驗進行驗證，所得結果為：

1.6467980.199395

其中，上表第二行為檢驗的p值，可以看出p值較大，從而在10%的顯著性水平下接受原假設，仍應采用原先的OLS估計的方法，模型中并沒有出現嚴重的內生性問題。出現這種現象的原因可能是因為本文采用的是上證綜合指數的增長率而不像其他的實證研究中采用原始的股票市場指數的數據。從而股票市場的波動不像理論假設的那樣與GDP的波動存在嚴重影響估計結果的內生關系。

一般情況下，時間序列數據不會存在異方差問題，針對可能存在的異方差問題進行懷特異方差檢驗發現結果中p值遠大于10%，從而如時間序列數據中的一般情況一樣，不存在異方差問題(檢驗結果沒有列出)。

針對本文的時間序列數據，檢驗自相關性，采用LM檢驗方法，在檢驗過程中采用滯后一期值的結果如下：

F統計量0.353985概率值(P值)0.563904T×R2統計量0.498835概率值(P值)0.480013

由上表可得p值大于10%，在10%的顯著性水平下接受不存在自相關的原假設，從而本文的估計不存在自相關問題。

三、計量結果與基本結論

綜合以上所做各種檢驗，股票指數的系數為0.002283，而且統計上不顯著，由此可以得出，根據中國大陸目前的實證數據，大陸股票市場的發展與GDP的增長雖然有正相關的關系，但這種關系在統計上并不顯著。因此，盡管在理論上股票市場提供流動性的職能能夠促進一國經濟的增長，但就中國大陸目前的經濟環境來看，股票市場還未能真正起到推動經濟增長的作用，其中的原因可能來自于下述幾個方面：

其一，中國大陸股票市場的“軟件”建設與國外成熟的股票市場相比還有很大的差距。中國大陸股票市場是在政府的強力推動下在原先計劃經濟體制中短時間內發展起來的。雖然“硬件”指標如交易系統可以在短期內建立起來，甚至在技術上達到領先水平。但是，對于諸如股票市場規則，制度和投資者的投資理念等“軟件”方面的建設目前仍處于學習的過程中，其建設需要一個相對漫長和連續的過程。在這個過程中，中國大陸股票市場在融通資金、提供流動性方面其職能受到削弱，從而股票市場對促進經濟增長的作用也大打折扣。

其二，股票市場人為分割帶來的問題仍未完全消除。在中國大陸股票市場成立之初，為了給國有企業解困，同時出于實際國情的考慮，股票被人為的分成了國有股、法人股、個人股、外資股等四種類型，其中國有股和法人股按凈值折股，不可流通，而個人股則溢價發行。這一制度安排雖然在當時有其合理性，但卻給中國大陸股票市場的長期發展帶來了一定的問題，隨著十多年的積累，占總數三分之二的國有股和法人股不可流通，使得大陸股票市場出現了上市公司經營體制轉換不徹底，大股東占用上市公司資金，上市公司從市場圈錢，股票市場投機活動猖獗等問題，嚴重影響了股票市場融資功能的發揮。盡管監管當局已經針對上述問題進行了限售股解禁等相關改革，但應該注意到，當前大陸股票市場融資功能的發揮仍受上述遺留問題的制約。

其三，股票市場體系尚不完善。長期以來大陸股票市場絕大多數由主板市場構成，中小板市場和創業板市場推出的時間不長且不甚完善，這制約了股票市場為中小企業、高新技術企業提供融資平臺作用的發揮。由于中小企業和高科技企業取得銀行信貸資金的成本相對較高，因此希望通過上市從股票市場直接融資，而股票市場在上述領域的建設滯后，在一定程度上影響了大陸股票市場融通資金、提供流動性，并以此促進經濟增長作用的發揮。同時，大陸股票市場仍是以單邊市場為主，市場的做空機制尚在培育過程中，這也在一定程度上影響了大陸股票市場的流動性。

其四，大陸股票市場與國民經濟整體運行仍存在脫節的現象。在西方發達國家成熟的股票市場中，股市被稱為反映國民經濟運行的晴雨表，即國民經濟整體的發展變化情況會在股票市場中得到及時的反映。但就中國大陸股票市場目前的發展情況來看，其運行狀況和大陸的宏觀經濟面仍存在一定程度的脫節，股票市場作為國民經濟晴雨表的功能尚不完備，這在2007年以來大陸股市的暴漲和之后的大跌之中得到了極好地體現。雖然不可否認此輪行情中有經濟基本面因素的影響，但它仍反映出中國大陸股票市場作為國民經濟晴雨表功能的缺失。

正是由于上述問題的存在，使得中國大陸股票市場在為經濟發展融通資金和提供流動性方面大打折扣。由于大陸股票市場發展還不完善，從而股票市場對中國大陸經濟增長的作用從短期來看還不明顯。這也部分的解釋了成熟的西方經濟學理論和在西方成熟的市場環境中股票市場發展對經濟增長的推動作用在大陸股票市場無法完全實現的原因。因此，股票市場的改革，以及各種成熟機制、制度的建立對于當前中國大陸資本市場的發展和經濟增長效率的提高都有重要意義。