我國經濟制度變遷、金融發展對股市波動的影響

王 堃，紀宣明，李牧辰

（集美大學 財經學院，福建 廈門 361021）

我國經濟制度變遷、金融發展對股市波動的影響

王 堃，紀宣明，李牧辰

（集美大學 財經學院，福建 廈門 361021）

針對我國股票市場的“高波動性”特征，采用我國1998年第一季度到2017年第二季度的有關季度數據，運用主成分分析法、協整分析法、向量誤差修正模型等一系列實證檢驗方法，對制度變遷、金融發展與A股市場波動三者之間的長期與短期的互動關系進行分析。結果發現：制度變遷在短期內對股市波動沒有影響，但長期內促進了股市的波動。金融發展在短期內對股市波動的抑制作用較為薄弱，但長期的抑制效果卻很明顯。股市短期波動主要是由于其自身的“自強化效應”產生的。據此，分別從長期層面的政策保障機制、短期層面的異常行為監管調控與投資者理念培育機制等方面提出了政策建議。

制度變遷；金融發展；股市波動；協整分析；VEC模型

一、問題提出與文獻述評

近年來，中國的金融市場發展迅速，尤其是股票市場最為明顯。截至2016年12月9日，我國A股市場上市公司已達到3002家，總市值超過52.37萬億元，躍居世界第二①有關數據來自Wind數據庫。。一方面，中國股市長期以來的蓬勃發展與改革開放后中國政治、經濟制度的不斷發展完善密不可分；另一方面，中國股市短期的“過山車”式劇烈波動亦飽受廣大股民詬病。那么，制度變遷、金融發展與A股市場波動之間究竟是什么關系？股市波動與經濟發展有何關系？本文將在全面考察中國經濟制度變遷、金融發展的基礎上，研究其與A股市場波動性之間的關系。

（一）制度變遷對A股市場波動的影響

自從North等人首先論證并且得出制度變遷是經濟增長的重要影響因素之后，制度因素在國民經濟發展中的作用機制問題，逐漸成為國內外研究的熱點。股市是市場經濟最重要的組成成分之一，研究制度變遷對A股市場波動的影響就顯得十分有必要。由于中國股市受到政策變化、突發新聞事件等的影響較大，這也在一定程度上導致了A股市場波動與宏觀經濟波動的匹配性較弱的問題。陳建青等（2014）選取1996—2012年的相關月度數據，利用VAR模型，得到了“制度變遷的外因必須通過股市自身運行規律才能起作用”的實證結論[1]。王超等（2017）利用R/S分析法與Hurst指數法分別對中美兩國股票市場進行實證分析，指出我國股票市場尚未達到弱式有效水平，但隨著制度的變化，市場有效程度在不斷改善，制度的變遷對市場效率的提高起到了積極作用；在美國制度變遷對股市有效性具有顯著的正效應[2]。宮玉松（2017）認為政府主導的股票市場的產生與發育路徑，政府過度干預和過度保護，股票市場的市場化和法制化程度較低，以國企為主的上市公司產權結構，體制轉軌時期的權力尋租與金融腐敗等制度原因，是造成股市異常波動的原罪[3]。

（二）金融發展與A股市場波動之間的關系

現代意義上的金融發展理論的真正形成，是McKinnon提出“金融抑制”與Shaw提出“金融深化”理論之后。談儒勇（1999）、鄧永亮（2010）等人均認為就長期看來，金融發展對市場經濟的影響是負面的[4-5]。那么，金融發展對A股市場的波動是否也是這樣呢？周丹等（2011）認為股市波動能夠顯著地負面影響金融發展，這種負面影響在經濟危機時尤為明顯[6]，但其卻忽略了金融發展對股市波動的反向作用。王昱等（2016）認為金融發展功能完善，可以為投資者提供更多的金融工具創新和避險保障，促進投資者對風險投資的需求，進而促進了股市的穩定[7]。王怡雯（2017）認為股市拖累了中國經濟發展，但是金融發展促進了股市的穩定發展[8]，但其僅選取市場規模與流動性兩個方面的指標，研究結果說服力不強。

通過理論回顧及相關文獻梳理，我們注意到：第一，現有研究多注重對制度變遷與股市波動之間的匹配性與影響因素的研究，鮮有對兩者之間的互動性進行實證檢驗；第二，對股市波動與金融發展之間的影響關系多注重股市波動對金融發展的沖擊，而忽視了金融發展對股市波動的反作用。據此，本文嘗試將宏觀經濟制度變遷、金融發展、A股市場波動結合在一起，研究三者之間的相互影響及其背后的機制與變動關系。

二、模型構建與變量設計

（一）實證思路

本文首先進行變量及數據的選取；其次利用主成分分析法構造制度變遷、金融發展兩個相關變量；再次，對制度變遷、金融發展、A股市場波動率的時間序列進行平穩性檢驗以及通過Johansen協整檢驗確定各變量之間是否存在長期均衡關系。若存在協整關系，則研究三者間可能存在的長期關系所呈現的具體特征，并且建立VEC模型考察變量間的互動關系，利用脈沖響應函數分解各變量之間的動態影響與短期關系；最后，進行成對Granger因果檢驗。

（二）變量的選取與數據的處理

在選取相關指標時，在充分考慮其代表性、準確性、數據可得性以及樣本容量的前提下，本文采用1998年第一季度到2017年第二季度的季度數據。除另有說明外，本文所有數據均來源于CSMAR數據庫，使用的計量分析軟件為EViews9.5。

1.經濟制度變遷指標

經濟制度變遷是指在一定的經濟體制下，新經濟制度結構的產生、替代或改變舊經濟制度的動態過程。經濟制度變遷是經濟發展的基礎。

本文參考了金玉國（2001）、劉文革等（2008）、樊綱等（2011）的研究[9-11]，選取市場化程度、對外開放程度、產權結構、政府對市場的干預程度四個二級指標來合成制度變遷（Institution）指標。

（1）市場化程度（Marketization）：采用固定資產投資完成額中的外資、自籌資金和其他投資三項投資完成額的總和對固定資產投資完成額的占比來表示。

（2）對外開放程度（Open）：采用進出口貿易總額與GDP的比值表示。

（3）產權結構（Property）：采用固定資產投資中非國有及非國有控股的部分與固定資產投資總值之間的比率表示。

（4）政府對市場的干預（Government）：采用財政支出占GDP的比重表示。

需要說明的是，除產權結構外，本文的二級指標構建與其他文獻并無太大區別。在產權結構指標構造時，大多數文獻均參考金玉國（2001）、劉文革等（2008）的研究成果，采用非國有工業總產值與工業總產值的比值[9-10]。該指標有兩個缺陷：第一，該指標已被廢棄，2011年以后的數值缺失；第二，該指標只有年度數據，無論采取何種方法轉換成季度數據，均可能喪失準確性。故本文經過選擇與比較，采用固定資產投資中非國有及非國有控股的部分與固定資產投資總值之間的比率來衡量產權結構。

以上各指標均以比例形式出現，因此不存在價格調整問題。極少部分統計數據缺失，采用插值法補足，由于缺失數據所占比例極小，故處理后對實證結果幾乎不產生影響。

由于本文采用的是各經濟指標的季度數據，不難發現其明顯受到季節因素的影響，因此采用“X-12季節調整法”去除季節因素，并用調整后的相關數據進行后續分析。

將上述四個指標進行主成分分析，結果如表1所示。

表1 制度變遷指標的主成分分析結果

由表1可以看出，第一主成分的貢獻率達到74.64%，已經可以較好地反映二級指標的變動，第一主成分與第二主成分的累計貢獻率達到96.56%，幾乎可以認為完全反映二級指標的變動。據此，進一步計算得到政府對市場的干預、市場化程度、產權結構、對外開放程度四個二級指標的權重分別為：0.18、0.32、0.30、0.20，即：

Institution=0.18×Government+0.32×Marketization+0.30×Property+0.20×Open

2.金融發展指標

金融發展指的是金融結構長期與短期的變化，反映一國的金融水平與質量。

本文在參考了劉儒等（2015）、李國璋等（2011）[12-13]的研究成果后，采用貸款余額與GDP的比率、M2與GDP的比率兩個二級指標來合成金融發展（Finance）一級指標。使用直接賦值法，賦予兩個二級指標各0.5的權重①作者亦嘗試采用貸款余額與GDP的比率、M2與GDP的比率、工商業貸款余額與GDP的比率三個二級指標，利用主成分分析法構造金融發展一級指標，得出結果三者權重大致相同，且一級指標變動情況與本文使用方法幾乎相同，本著“避繁就簡”的原則，放棄工商業貸款余額與GDP的比率這個二級指標，并且使用直接賦值法。。

3.A股市場波動指標

賀立龍等（2017）測算了滬深兩市指數的相關性系數，發現二者相關系數達到0.92以上[14]，表明選取二者中任何一個的收益率來分析A股市場波動，都不會影響實證結果。故本文采用上證指數季度收益率作為A股市場的波動率（Volatility）。

三、實證檢驗與結果分析

（一）時間序列平穩性的檢驗

本文采用ADF單位根檢驗、PP檢驗、ERS檢驗、NP檢驗分別對變量制度變遷、金融發展、A股市場的波動率及其一階差分進行檢驗，結果見表2。

表2 各變量平穩性檢驗結果

通過上述檢驗可得：制度變遷與金融發展為I（1）序列、A股市場的波動為I（0）序列。

（二）Johansen協整檢驗

由于變量為 I（1）或 I（0）序列，可能存在長期協整關系，多個變量之間的協整關系一般采用基于回歸系數的Johansen協整檢驗。

首先應當確定最優滯后期數。建立一個無約束VAR模型，選擇滯后7期進行最優滯后期數檢驗。

表3 最優滯后期數檢驗結果

根據表 3 可知，所有指標中，LR、FPE、AIC、HQ均選擇最佳優滯后期數為2期，而SC選擇的最佳滯后期數為1期。本著“大多數原則”，故認為無約束VAR模型最佳滯后期數為2期。而Johansen協整檢驗的滯后期是無約束VAR模型一階差分的滯后期，故確定為1。

在Johansen協整檢驗中，對于截距項與趨勢項的選擇，絕大多數文獻均采用EViews中默認的選項：序列有線性趨勢，協整方程只有截距。但是，根據鐘志威等（2008）的研究，大多數中國的經濟數據序列及協整方程均含有線性趨勢和截距[15]，使用EViews默認選項，會出現偏差。據此，本文選擇“序列及協整方程均含有線性趨勢和截距”這一選項。一期滯后的Johansen協整檢驗結果如表4所示。

表4 Johansen協整檢驗結果

表 4表明，λ-trace（特征值跡檢驗）與 λ－max（最大特征值檢驗）結果均在1%的顯著性水平下拒絕了變量間不存在協整關系的原假設。而λ-trace與λ－max的統計量在原假設為至少存在一個協整關系的情況下，其統計量的p值均大于0.1，表明在10%的顯著性水平下，接受了至少存在一個協整關系的原假設，即：各指標間均存在至少一個長期協整關系。

（三）協整分析

在Eviews 9.5中進行Johansen協整檢驗的同時，可以得到系數標準化后的協整方程：

Volatilityt=0.827Institutiont-0.0448Financet-0.0025t-0.134

由表4可知，λ-trace（特征值跡檢驗）與λ－max（最大特征值檢驗）結果均表明在1%的顯著水平下存在長期協整關系。標準化協整方程意味著：從長期角度來看，制度變遷對股市波動起到促進作用，金融發展抑制了股市的波動。

由協整方程可知：制度變遷每增加一個百分點，將會導致A股市場的波動增加0.827個百分點，即產生了促進效應。其主要原因有：第一，隨著經濟制度的不斷變遷，對外開放逐步加深，有更多的資本進出中國市場，提高了我國資本市場活躍度，進而加劇了股市的波動性。第二，經濟制度變遷將促使產權結構更加合理，民營企業已越來越多地進入到股市融資發展，其質量良莠不齊，必然影響股票市場的波動。第三，隨著中國市場化進程的不斷深入，政府對市場的“家長式”粗暴干預逐步減少，更多是利用市場機制本身去解決市場問題；同樣，對于股票市場的異常行為，如果在可接受的范圍內，政府的干預也逐步減少。

金融發展每增加一個百分點，A股市場的波動率將下降0.0448個百分點，即產生了抑制效應。其原因有：第一，隨著金融發展，各種金融投資理財產品不斷涌現，投資者的選擇日益增多，當股市出現異常波動時，投資者可能會選擇其他投資方式；第二，金融發展必然伴隨著金融監管的完善，股票市場上的惡意操縱行為與肆意投資行為勢必受到抑制；第三，伴隨著股指期貨等金融衍生工具的發展與壯大，其對市場異常波動的抑制作用也得以逐步體現。

（四）向量誤差修正（VEC）模型

若一組變量是由 I（0）與 I（1）序列組成，要研究它們之間的互動關系，傳統的做法是對I（1）序列進行一階差分，然后利用無約束的VAR模型進行有關分析。但是這一做法可能會在取差分的過程中隱藏許多有價值的長期關系，導致分析結果出現較大偏差。而對VAR模型增加協整約束后的VEC模型，可以有效解決這一問題。根據Johansen協整檢驗的結果，本文建立一個限制項為B（1,1）=1的VEC模型，其表達式為：

Δyt=αecmt-1+Γ1Δyt-1+εt，t=1，2，3，…，T

將制度變遷、金融發展與A股市場的波動建立1期滯后的VEC模型，得到如下結果：

其中：似然比=387.6272，AIC=-9.700716，SIC=-9.118032

由該誤差修正模型可知，在金融發展與A股市場的波動率不變的情況下，制度變遷在t時刻的變化會增加前一期0.746%的均衡誤差。同理，在其他條件不變的情況下，金融發展與A股市場的波動率在t時刻的變化會分別增加前一期13.68%與67.47%的均衡誤差。

（五）VEC模型的脈沖響應分析

作為分析VEC模型各變量之間互動關系的方式，脈沖響應以其全面性、直觀性的特點而被廣泛使用。本文將利用其來分析各變量間的短期關系。該模型中制度變遷與金融發展對A股市場的波動以及A股市場的波動率對其自身的正交脈沖響應函數分別如圖1至圖3所示。

從圖1可以看出，制度變遷對A股市場波動的沖擊具有滯后性，其沖擊作用在第3期才顯現，且這種沖擊極為孱弱（其系數僅為-0.009），然后就在第4期迅速消失。故可認為在短期內，制度變遷對股市波動幾乎沒有影響。這是由于制度變遷本身是一個漸進化的過程，它體現在社會經濟生活的各個方面，絕大多數人都不能在第一時間感受到它的變化，只有較長時間之后逐步發現。此時，經濟制度變遷的時效性已然消失殆盡，其自然難對股票市場形成較大的短期影響。

圖1 制度變遷對A股市場波動的脈沖響應函數

從圖2可以看出，金融發展對A股市場波動的影響同樣具有滯后性，其沖擊作用在前3期逐步加強，并在3期后保持穩定，這種沖擊雖然不強（系數為-0.0365），但具有較好的持續效應。因此，可以認為金融發展在短期內對維持股市穩定有一定作用。金融發展對股市波動的短期影響要強于制度變遷，其主要原因有：第一，股票市場本身就是金融市場的重要組成部分，其對金融市場的發展自然更敏感，所以其滯后期更短且沖擊更強。第二，金融發展使得市場上的投機者看到了投機的機會，進而給股市帶來了一定的波動。但是，隨著市場對信息的消化以及套利、保值行為的存在、投資方式日益多元化，金融發展對股市的沖擊長期趨于穩定。股市的“博傻”行為必然逐步受到遏制。

圖2 金融發展對A股市場波動的脈沖響應函數

從圖3可以看出，A股市場波動對其自身的一個標準差反應極其劇烈（系數為0.16），但在第2期便衰減3/4，第3期便衰減為0，具有極強的沖擊效應且不具有持續效應。其主要原因有：第一，A股市場政策制度不完善，尚未建立起完善有效的退市制度、投資者保護制度、集體訴訟制度等保護投資者及遏制投機的法規與政策。市場對于各種“消息”往往會過分解讀，追漲助跌。第二，A股市場上投機行為與“偽價值投資”行為較為嚴重，投機者們會利用市場上的各種異常波動與信息沖擊進行肆意投機，進一步加劇了A股市場的波動。第三，散戶比例過高，跟風現象嚴重。目前持有A股流通股市值小于10萬元的投資者，占全部投資者的比例達到七成以上，散戶投資者更容易受到市場上非理性因素的影響，盲目的跟風追漲或恐慌性相互踩踏。對此，王超等（2017）[2]從行為金融學、金融物理學、社會傳播學、復雜系統科學等多個角度對這一現象進行了詳細的解釋。

圖3 A股市場波動對其自身的脈沖響應函數

（六）成對Granger因果檢驗

成對Granger因果檢驗主要是檢驗某個內生變量對于目標變量是否具有外生性，可用來判斷建立VEC模型是否合理。

本文選取了1期之后的VEC模型，因此可以在VEC模型系統內進行成對Granger因果檢驗。為了使各變量平穩，軟件默認對各變量取一階差分，其檢驗結果如表5所示。

由表5可知，在5%的置信水平下，三個變量均通過成對Granger因果檢驗。即制度變遷、金融發展、A股市場波動三個變量是相互影響、相互制約的，可認為建立VEC模型是合理的。

表5 成對Granger因果檢驗的結果

四、結論與建議

（一）結論

第一，對相關變量分析的結果表明，宏觀經濟制度變遷在長期內加劇了A股市場的波動，但在短期內對其影響并不大。這里需要特別說明的是：雖然制度變遷在長期增大了股市的波幅，但股市的合理波動也是資本市場活躍的力證。就像“價值背離，波動異常，充滿投機”的股市不是市場需要的一樣，“一潭死水”的股市同樣不是市場需要的。對股市異常波動的政策調控著力點也不應放在宏觀經濟層面，而應具體到金融市場的各項制度機制改革上。第二，金融發展無論從長短期看均可在一定程度上抑制股市波動，對A股市場的穩定發展起到了積極的作用。第三，股市波動對其自身造成的沖擊影響極大，這種沖擊的衰減速度卻極快。可以說股市波動的自強化效應，才是A股短期異常波動的原罪。

（二）政策建議

1.長期層面的政策保障機制

第一，完善金融市場制度體系，降低金融發展過程中的制度成本。合理的金融市場制度是促進金融發展，進而助推股市價值回歸，減少異常波動的基石。要在尊重中國基本經濟現實的前提下，合理借鑒歐美成熟金融市場的經驗，加強頂層設計與長期籌劃。建立積極促進金融發展的包括基本法律制度、金融業務實施制度、金融監管聯動制度等在內的一系列金融制度體系。

第二，讓各市場主體加入到政策法規的制定過程。在中國傳統文化背景下，政策制定的過程中難免會或多或少地存在著權利導向與角色導向的問題。政策制定者與市場參與主體間缺乏溝通，導致了政策實施過程中的抵觸行為以及政策與市場的背離現象，甚至出現政策目標與執行結果南轅北轍的狀況。因此，政策制定者要放下身段，加強與各市場主體的溝通交流，提升政策的有效性。

第三，強化監管考核制度，著重考察政策制定與執行的長效性與持續性。從監管機構、金融機構、市場參與個體三個層面展開監管，開展金融發展質量績效考評，發揮監管考核制度的導向和激勵約束作用。要加大執行與考察力度，延長考察期限，建立官員終身負責制度。增加政策長效性與持續性在政策績效及官員執政能力考核體系中的權重。逐步推動金融監管政策從以副作用較大的“短平快”式的法規為主，向以健康、穩定、長久、合理的法律轉變。

第四，加速民營資本與境外資本進入金融市場的進程，引導金融市場形成良性競爭氛圍。民營資本與境外資本進入金融市場，一方面能夠通過良性競爭提升金融市場的資源配置效率，另一方面能倒逼大型國有金融企業從加速產品開發、提升服務質量、增加運行效率等多方面進行改革，進而提升金融發展速度與質量。

2.短期層面的異常行為監管調控與投資者理念培育機制

第一，加速證券市場透明度建設，提升市場信息披露的質量與效率。（1）要對證券市場上“內幕消息”知情人的相關交易行為進行實時關注，對相關異常行為進行嚴密篩查，對利用內幕信息非法獲利或者操縱股市的行為要嚴厲打擊，絕不手軟。（2）要建立多系統、多層次、多方位、多部門聯動的信息披露平臺，對相關重大信息要給予特別披露。（3）要建立更加友善的信息披露渠道，降低中小投資者的信息獲取門檻。例如：可以通過與各大財經門戶網站合作、建立官方微博、開通微信公眾號等渠道，破除信息獲取壁壘。

第二，適當縮減信貸投放規模，避免證券市場異常震蕩，弱化實體經濟的“擠出效應”。信貸規模的擴大，雖然能在一定程度上促進資本解凍，加速資本市場流速，但是，超出實際需求水平的信貸擴張既會增加金融市場的“信貸杠桿”，也會滋生資本市場的投機行為，從而增大資本市場波動，造成實體經濟“擠出效應”嚴重。

第三，加強中小投資者教育，減少證券市場上的非理性投資行為。證券市場監管機構、中介服務機構、各大券商及有關專家學者可以利用其自身優勢，通過廣播、電視、網絡、新媒體、座談會、培訓會等各種形式，向市場上的投資者（尤其是中小投資者）傳遞正確的投資理念，糾正“跟風”“博傻”“炒垃圾”等眾多錯誤理念，引導廣大投資者樹立正確、合理的投資理念與投資方式。減少市場的投機行為，進而降低股市自身波動對其造成的沖擊，達到降低市場波幅，形成“價值引導型”市場的目標。

第四，平衡金融產品、交易技術創新與金融市場風險間的關系。利用信息技術、云計算、互聯網大數據的程序化交易、高頻數據交易以及衍生品創新，在推動金融市場發展尤其是證券市場發展方面的作用日益加深，但同時也增加了市場風險，降低了證券市場應對異常狀況的抵抗力與修復力。因此要加強對證券市場異常波動，尤其是相關衍生產品異常波動的關注度，避免“塌方式”風險的出現。

［1］陳建青，蔡宏波，李宏兵.中國資本市場制度變遷與股市運行周期研究［J］.金融經濟學研究，2014（2）.

［2］王超，高揚，劉超.股市異常波動的形成機理研究綜述——基于微觀投資者交互作用的視角［J］.北京工業大學學報（社會科學版），2017（1）.

［3］宮玉松.中國股市泡沫的成因與對策［J］.審計與經濟研究，2017（5）.

［4］談儒勇.中國金融發展和經濟增長關系的實證研究［J］.經濟研究，1999（10）.

［5］鄧永亮.基于VAR模型的金融發展與經濟增長的實證分析［J］.蘭州商學院學報，2010（1）.

［6］周丹，郭萬山.股市波動影響下我國金融發展與經濟增長的實證研究［J］.區域金融研究，2011（2）.

［7］王昱，成力為，王昊.基于動態門限的制度質量、金融發展與OFDI影響研究［J］.運籌與管理，2016（5）.

［8］王怡雯.中國金融發展和經濟增長關系的實證研究［J］.時代金融，2017（14）.

［9］金玉國.宏觀制度變遷對轉型時期中國經濟增長的貢獻［J］.財經科學，2001（2）.

［10］劉文革，高偉，張蘇.制度變遷的度量與中國經濟增長——基于中國 1952—2006 年數據的實證分析［J］.經濟學家，2008（6）.

［11］樊綱，王小魯，馬光榮.中國市場化進程對經濟增長的貢獻［J］.經濟研究，2011（9）.

［12］劉儒，張楊，董研林.制度變遷、金融發展對區域經濟增長影響的實證分析——基于浙江、陜西兩省的VAR模型比較［J］.情報雜志，2015（10）.

［13］李國璋，劉津汝.產權制度、金融發展和對外開放對全要素生產率增長貢獻的經驗研究［J］.經濟問題，2011（2）.

［14］賀立龍，李敬，陳中偉.政府的買入式干預對平抑股市異常波動的有效性——基于ARCH模型的實證檢驗［J］.經濟問題，2017（4）.

［15］鐘志威，雷欽禮.Johansen和Juselius協整檢驗應注意的幾個問題［J］.統計與信息論壇，2008（10）.

The Impact of Economic Institutional Changes and Financial Development on the Stock Market Volatility in China

Wang Kun,Ji Xuanming,Li Muchen
（Finance and Economics College,Jimei University,Xiamen 361021,China）

Regarding the“high volatility”of China’s stock market,the paper analyzed relevant data from the first quarter of 1998 to the second quarter of 2017 and used principal component analysis,co-integration analysis,Vector Error Correction Model and a series of empirical methods to analyze of short-term and long-term interactive relation between institutional changes,financial development and A-share market volatility.The result shows that institutional changes had no influence on A-share market volatility in the short run,but it promoted A-share market volatility in the long run.Financial development had a weak inhibitory impact on stock market volatility in the short run,but an obvious inhibitory impact in the long run.The short-term fluctuation of stock market is mainly caused by its own“self-strengthening effect”.Accordingly,the paper proposed some suggestions on the cultivation mechanism of investors’concept from the long-term policy guarantee mechanism and the short-term abnormal behavior regulation respectively.

2017-08-20

王堃，男，河南信陽人，研究方向為證券市場、新制度經濟學；紀宣明，男，福建莆田人，教授，研究方向為金融學；李牧辰，男，安徽蚌埠人，研究方向為金融市場。

institutional changes;financial development;stock market volatility;Co-integration Analysis;VEC Model

F830.91

A

2096-2517（2017）06－0035－08

（責任編輯、校對：李丹）