制度質(zhì)量對金融市場表現(xiàn)的影響

萬金石,周孝華,劉斌

摘要：制度作為社會經(jīng)濟系統(tǒng)工程的重要組成部分，對金融市場的健康發(fā)展有著關(guān)鍵性作用。本文建立面板數(shù)據(jù)模型，并將制度質(zhì)量通過主成分分析法分解為制度完善指數(shù)和政治穩(wěn)定指數(shù)以消除制度質(zhì)量指標間存在的相互干擾，利用美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的經(jīng)濟自由度指標作為工具變量解決了制度完善指數(shù)存在的內(nèi)生性問題。研究結(jié)果表明：制度完善指數(shù)既減少了市場收益，也減少了市場波動水平。政治穩(wěn)定指數(shù)提高了市場波動水平，而與市場收益不相關(guān)。本文的實證結(jié)果解釋了為何中國這類兼具制度不完善和政治穩(wěn)定特點的新興經(jīng)濟體的金融市場價格波動極高，為我國金融市場管理體系和發(fā)展戰(zhàn)略的優(yōu)化提供了一些啟示。

關(guān)鍵詞：制度質(zhì)量；金融市場表現(xiàn)；GMM模型；主成分分析法；工具變量法

中圖分類號：F275文獻標識碼：A文章編號：2097-0145（2022）05-0034-08doi：10.11847/fj.41.5.34

Research on the Correlation between Institutional Quality and Finance Market Performance

——Empirical Analysis from Multinational Panel Data Model

WAN Jin-shi， ZHOU Xiao-hua， LIU Bin

（School of Economics and Business Administration， Chongqing University， Chongqing 400044， China）

Abstract：As an important part of the social and economic system engineering， institutional quality plays a key role in healthy development of the finance market. This paper establishes the panel data model， and breaks down institutional quality into institutional improvement index and political stability index to eliminate the mutual interference between the institutional quality indicators. The economic freedom index released by the American Heritage Foundation is used as a tool variable to solve the endogenous problem of institutional improvement index. The results show that： institutional improvement index not only reduces the finance market return， but also reduces finance market volatility. Political stability index increases finance market volatility， but is unrelated to finance market return. The findings of this study explain why the finance markets of emerging economies， like China， which are characterized by both institutional imperfection and political stability， are extremely volatile. This paper provides some enlightenment for the optimization of management system and development strategy of finance market.

Key words：institutional quality; finance market performance; GMM model; principal component analysis; instrumental variable method

1引言

金融市場表現(xiàn)除了受到上市公司自身因素影響以外，往往還受到一系列政治事件以及各項政策的沖擊。公司治理機制的有效運作取決于一個國家治理框架的質(zhì)量，這是因為公司會受到它們所在地區(qū)治理系統(tǒng)的影響。從社會經(jīng)濟系統(tǒng)工程的角度來看，治理框架的優(yōu)劣取決于相關(guān)制度的運行機制。制度已成為區(qū)域間爭奪發(fā)展主旋律的重要考量因素［1］。政府行政效率越高，區(qū)域自然資源稟賦就越容易轉(zhuǎn)化為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的動力，越有利于投資行為［2］。當(dāng)前，越來越多來自新興經(jīng)濟體的企業(yè)進入發(fā)達經(jīng)濟體進行“逆向”投資［3］，也證明制度質(zhì)量較高的市場對資金具有比較高的吸引力。投資者需要從進化和適應(yīng)性的視角了解金融市場［4］，不同國家政治制度、經(jīng)濟發(fā)展水平的差異對金融市場表現(xiàn)影響不同，如不同金融市場對本國貨幣政策的不同反應(yīng)等［5］。本文聚焦國家一級制度質(zhì)量水平對金融市場表現(xiàn)的影響。在研究跨國制度質(zhì)量指標時，學(xué)者們使用較多的是Kaufmann等［6］構(gòu)建的制度質(zhì)量指標體系，包括6個制度質(zhì)量子指標。一些學(xué)者在利用這一制度質(zhì)量體系作為制度質(zhì)量指標研究金融市場表現(xiàn)時，對其包含的6個指標的相關(guān)關(guān)系缺乏嚴謹?shù)挠懻摚瑢?dǎo)致許多研究出現(xiàn)自相矛盾的結(jié)果。而其他對制度質(zhì)量指標的研究和探索成果主要包括：蔡長昆［7］認為政治制度環(huán)境中權(quán)力結(jié)構(gòu)的開放程度、產(chǎn)權(quán)體系的完備程度，以及社會制度環(huán)境中結(jié)構(gòu)性社會資本和認知性社會資本的豐富程度是理解制度績效的關(guān)鍵。鐘昌標等［8］使用政府管制指標和非國有經(jīng)濟發(fā)展水平來反映我國的制度質(zhì)量。金祥榮等［9］使用司法制度質(zhì)量和產(chǎn)權(quán)保護制度質(zhì)量作為制度質(zhì)量的替代變量。戴翔和鄭嵐［10］使用公共服務(wù)和公共安全支出比的算術(shù)平均數(shù)作為地區(qū)制度質(zhì)量的替代變量，數(shù)值越大意味著制度質(zhì)量越低。文雁兵［11］在研究制度質(zhì)量對中國對外貿(mào)易的促進效應(yīng)時選取了非國有化率、市場化指數(shù)、市場化收入和對外開放度四個指標， 通過主成分方法合成為一個制度質(zhì)量指標來探索這個問題。然而這些學(xué)者對制度質(zhì)量指標的選取也存在特殊性和局限性，更多側(cè)重于政府的經(jīng)濟政策相關(guān)指標，得出的結(jié)論說服力不足。

基于上述研究的局限，本文可能產(chǎn)生的貢獻主要包括以下幾個方面：第一，采用主成分分析法將Kaufmann等［6］構(gòu)建的制度質(zhì)量指標分解為相互獨立的兩個影響因子，將他們分別定義為制度完善指數(shù)和政治穩(wěn)定指數(shù)，消除了制度質(zhì)量指標間存在的相關(guān)關(guān)系。同時利用美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的經(jīng)濟自由度指標作為工具變量解決了制度完善指數(shù)存在的內(nèi)生性問題。第二，以往文獻多集中于考察政策對金融市場的短期影響，本文則考察了制度質(zhì)量對金融市場表現(xiàn)的影響，通過對國家層面治理的分析取代對具體政策事件的分析，進一步研究了宏觀治理變量對金融市場表現(xiàn)的影響。第三，研究結(jié)果具有一定的政策啟示，有利于防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險，協(xié)助政府推進國家治理體系和治理能力的不斷優(yōu)化。

2文獻綜述

適應(yīng)性市場假說的基本思想邏輯認為有效市場是不成立的。長期以來，金融市場存在制度因素和市場因素之間的互動和博弈。圍繞制度因素對金融市場的作用，學(xué)者們進行了廣泛的研究。從宏觀治理的角度來看，公司治理機制的有效運作取決于一個國家的制度質(zhì)量。制度質(zhì)量影響公司各個方面的活動，尤其會反映在金融市場表現(xiàn)上。比如，Hooper等［12］研究了制度質(zhì)量對全球金融風(fēng)險和各種業(yè)績指標的影響，他們的調(diào)查結(jié)果顯示制度質(zhì)量較高的國家擁有更高的金融市場收益。良好的國家層面治理質(zhì)量降低了企業(yè)運營的交易成本，提高了公司的增長前景和利潤，增加了對股東的回報率。因此，較高的制度質(zhì)量會提升金融市場的回報率。Lombardo和Pagano［13］強調(diào)了法律和執(zhí)法在影響公司治理、公司價值評估、市場發(fā)展和經(jīng)濟增長方面的重要作用。Chiou等［14］認為制度質(zhì)量會通過影響外部融資可用性、融資成本、市場估值和投資質(zhì)量來影響該國金融和資本市場的運作。Fan等［15］證明治理結(jié)構(gòu)不良的金融市場的代理成本和交易成本高于治理框架良好的金融市場，在管理不善的市場中，股權(quán)需求會下降，導(dǎo)致股本回報率降低。Chen等［16］的研究表明，在公司治理方面，企業(yè)層面的公司治理在影響公司政策和決策方面的有效性受到制度質(zhì)量的影響。焦豪等［17］通過實證證明制度質(zhì)量對投資有顯著的正向影響，企業(yè)所在地政府制度質(zhì)量越高，企業(yè)凈利潤中用于投資活動的比例越高，對該地區(qū)金融市場的投資越有可能獲得收益。Sherif和Chen［18］認為制度質(zhì)量與風(fēng)險負相關(guān)，推進制度質(zhì)量提升有助于降低市場風(fēng)險。

從微觀層面來看，制度質(zhì)量能夠改善企業(yè)與投資者之間的信息不對稱性。良好的制度環(huán)境下，管理層隱瞞負面消息的可能性降低，從而降低了股價崩盤風(fēng)險。從市場層面來看，Harvey［19］通過研究發(fā)現(xiàn)新興市場國家的治理結(jié)構(gòu)比發(fā)達市場弱，因此具有較大的股權(quán)風(fēng)險溢價和較高的收益波動。Claessens［20］也認為隨著全球化趨勢的不斷增強，金融市場開放、跨境資本流動、貿(mào)易自由化增加了金融市場系統(tǒng)性風(fēng)險，而通過完善制度可以有效應(yīng)對這一問題。對于發(fā)展中國家而言，良好的制度環(huán)境能夠抑制非效率投資產(chǎn)生的負面經(jīng)濟后果。目前發(fā)展中國家的金融體制依舊存在著眾多非市場因素［21，22］。楊高宇［23］發(fā)現(xiàn)我國2001年到2005年的股權(quán)分置改革中，每次改革政策的出臺都會對金融市場帶來巨大的價格波動。王明濤等［24］同樣發(fā)現(xiàn)政策因素是影響我國金融市場波動的主要因素，政策因素在牛市行情中對市場波動的影響大于熊市行情，對股市向下波動的解釋程度大于向上波動的解釋程度。

不過Soo-Wah等［25］考察了制度質(zhì)量與全球股市收益之間的聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)制度質(zhì)量與股票收益之間存在負相關(guān)關(guān)系，制度質(zhì)量得分較低的國家的平均股本回報率高于那些制度質(zhì)量得分較高的國家。Gul等［26］通過對巴基斯坦股市進行研究發(fā)現(xiàn)，政治不穩(wěn)定對股價產(chǎn)生了相當(dāng)大的影響。他們使用事件研究方法來測試這種關(guān)系，發(fā)現(xiàn)恐怖襲擊、政治人物遇刺、部落武裝沖突，以及美國無人機襲擊等政治事件對股市產(chǎn)生了明顯的沖擊。Bittlingmayer［27］發(fā)現(xiàn)了股票價格波動與政治不穩(wěn)定之間的因果關(guān)系。當(dāng)不同政治事件的組合發(fā)生時，金融市場的波動性更高。他的研究還證實革命、戰(zhàn)爭、暴力和罷工直接導(dǎo)致股票收益波動性增加。Mei和Guo［28］調(diào)查了政治動蕩對金融危機的影響，采用22個國家的面板數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在這些經(jīng)濟體發(fā)生的總共9次危機中，金融市場波動性很大。機構(gòu)投資者在新興市場國家政府發(fā)生頻繁更迭的階段對是否投資金融市場猶豫不決。Hussain和Qasim［29］將金融市場作為經(jīng)濟發(fā)展的代表來研究政治動蕩對經(jīng)濟形勢的影響。這項研究的結(jié)果也支持了股票價格會隨著不同的政治事件而波動的假設(shè)。根據(jù)上述分析，可以發(fā)現(xiàn)關(guān)于制度質(zhì)量和金融市場表現(xiàn)的關(guān)系，學(xué)術(shù)界存在廣泛的爭論。這可能是未將制度指標進行合理細分造成的。

3理論模型構(gòu)建和分析3.1制度質(zhì)量指標主成分分析

本研究選取了 2002—2019年全球范圍內(nèi)的代表性樣本，包含32個國家和地區(qū)。其中非洲國家2個，亞洲國家及地區(qū)12個，歐洲國家11個，拉美國家3個，北美洲國家 2 個，大洋洲國家2個，測試了這些國家制度質(zhì)量與金融市場表現(xiàn)的關(guān)系。Kaufmann等［6］構(gòu)建的政治治理指標體系包括政治穩(wěn)定程度（PS：political stability and absence of violence）、公民話語權(quán)與政治權(quán)利（VA：voice and accountability）、政府施政有效性（GE：government effectiveness）、市場經(jīng)濟限制程度（RQ：regulatory quality）、司法有效性（RL：rule of law）和貪腐控制（CC：control of corruption）。利用Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣，可以發(fā)現(xiàn)這些變量之間存在較強的相關(guān)性。如政府施政有效性（GE）與貪腐控制（CC）之間的相關(guān)性高達0.967，且在1%的顯著性水平上顯著。由于變量之間的高度相關(guān)性，會使得參數(shù)估計不準確，因此需要將制度質(zhì)量6個指標進行“降維”，用少數(shù)幾個變量來替代6個指標，同時使6個指標的信息基本都包含在這幾個變量里，并且用來表示的這幾個變量之間基本不存在相關(guān)性，這種方法稱為主成分分析法，提取的少數(shù)幾個變量稱為主成分因子。

通過因子貢獻率的分析結(jié)果，最終從中提取了兩個主成分因子，得到的累積方差貢獻率為92.6%，即6個變量中的92.6%的信息可以用這兩個因子來進行說明。KMO和SMC的結(jié)果檢驗顯示，KMO的度量值為0.932，表示非常適合做主成分分析，而SMC檢驗也顯示變量之間線性關(guān)系較強，應(yīng)該使用主成分分析。通過主成分分析之后，提取的兩個因子為fac1和fac2，在fac1中，CC、GE、RQ、RL對其貢獻較大，其中最小值為0.421，最大值為0.426，由于這些因素主要反映國家制度建設(shè)成果，因此將因子1稱為制度完善指數(shù)（ipi）。對于fac2，變量PS和VA對其的貢獻為正，分別達到0.691和0.489，其他因子為負，這兩個指標主要反映國家政治團結(jié)和穩(wěn)定，因此也將因子2稱為政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）。

3.2變量選擇及數(shù)據(jù)處理

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，選取了2002年至2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析。參考張光利等［30］的做法，本文以金融市場表現(xiàn)（MP）作為被解釋變量，選取市場收益（asp）和市場波動（smv）指標來衡量。將衡量制度質(zhì)量的兩個指數(shù)（ipi、psi）作為核心解釋變量，制度完善指數(shù)（ipi）和政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）是由6個制度質(zhì)量指標通過主成分分析法而得。金融市場的表現(xiàn)在一定程度上受到經(jīng)濟發(fā)展狀況的影響，因此選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的對數(shù)形式（lgdp）作為各國經(jīng)濟發(fā)展狀況的控制變量并采用地區(qū)虛擬變量（as、eu、af、na、sa、au）控制地理因素。一些國家存在制度發(fā)展不平衡問題，為了更好地促進本國金融市場的發(fā)展，會將股票交易所建立在該國經(jīng)濟較為發(fā)達、制度相對完善的地區(qū)。因此將一國股票交易所是否設(shè)立在首都，作為一個虛擬變量來控制，變量名稱為制度水平是否勻質(zhì)（cap）；許多國家金融市場表現(xiàn)在2008年出現(xiàn)巨大波動，這是由于該年度發(fā)生了美國“次貸”危機，經(jīng)濟周期問題是經(jīng)濟學(xué)的核心問題之一［31］，因此將數(shù)據(jù)的時間以2008年為節(jié)點分為兩個部分構(gòu)建虛擬變量d；而經(jīng)濟自由度指數(shù)（ltscore）為工具變量。有關(guān)變量的具體解釋如表1所示。制度質(zhì)量指標數(shù)據(jù)來自世界銀行WGI數(shù)據(jù)庫。股指數(shù)據(jù)和宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自萬德數(shù)據(jù)庫。連續(xù)變量在第1和第99百分位數(shù)處進行了縮尾處理。此部分分析均采用Stata15.0完成。

3.3模型構(gòu)建及檢驗

3.3.1模型構(gòu)建

參考已有文獻［12］，構(gòu)建如下基本回歸模型

（1）OLS模型

基本回歸模型如模型（1）所示

MP=β0+β1ipit-1+β2psit-1+β3Control+μ（1）

解釋變量MP由市場收益（asp）和市場波動（smv）兩個變量來度量，考慮到制度質(zhì)量對于經(jīng)濟的影響具有一定的滯后性，因此模型考慮滯后1期的制度完善指數(shù)（ipit-1）以及滯后1期的政治穩(wěn)定指數(shù)（psit-1）進行分析。控制變量包括：國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)形式（lgdp）；時間虛擬變量d；地區(qū)虛擬變量as、eu、af、na、sa、au；cap為主要股票交易所是否設(shè)立在首都，反映國家治理是否均衡。

（2）2SLS模型

在上述OLS模型中，如果核心解釋變量存在內(nèi)生性問題，那么參數(shù)的估計將失效，考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在內(nèi)生解釋變量，因此引入工具變量法建立2SLS模型來消除核心解釋變量的內(nèi)生性。

模型的第1階段為（考慮ipit-1具有內(nèi)生性）

ipit-1=α0+α1pist-1+α2Control+α3ltscoret-1+ε′（2）

于是可以得到ipit-1的估計值為

iit-1=α0+α1psit-1+α2Control+α3ltsoret-1（3）

在模型的第2階段中，被解釋變量對iit-1以及其他變量進行回歸

MP=γ0+γ1iit-1+γ2psit-1+γ3Control+μ′（4）

在模型加入變量ltscoret-1作為控制之后，解釋變量ipit-1變得不再顯著，且系數(shù)由正數(shù)變?yōu)樨摂?shù)。通過相關(guān)系數(shù)矩陣可知，變量ipit-1與變量ltscoret-1具有比較強的相關(guān)性，解釋變量存在內(nèi)生性的問題，因此考慮將變量ltscoret-1作為解釋變量ipit-1的工具變量。

3.3.2工具變量的有效性檢驗

工具變量選擇的有效性對于解釋變量是否能夠?qū)Ρ唤忉屪兞康淖兓龀龊侠淼慕忉尫浅Ｖ匾Ｏ旅鎸ぞ咦兞康挠行赃M行檢驗，以說明其使用的有效性。

（1）工具變量有效性經(jīng)濟意義檢驗

經(jīng)濟自由度指標是由以下10個因素構(gòu)成的，分別是：營商自由、貿(mào)易自由、財政自由、合理政府開支、貨幣自由、投資自由、金融自由、產(chǎn)權(quán)保障、廉潔程度和勞工自由。與反映制度質(zhì)量的制度完善指數(shù)貢獻最大的四個因素（政府施政有效性、市場經(jīng)濟限制程度、司法有效性、貪腐控制）存在關(guān)聯(lián)。而經(jīng)濟自由度指標并不能直接對金融市場產(chǎn)生影響，但是經(jīng)濟自由開放會促使國家進一步完善其治理。經(jīng)濟自由度指標可以通過影響制度質(zhì)量完善程度對金融市場產(chǎn)生間接影響。

（2）工具變量有效性實證檢驗

對于工具變量的檢驗，分別進行不可識別檢驗、弱工具變量檢驗以及過度識別檢驗。在不作iid擾動項假設(shè)下，不可識別檢驗統(tǒng)計量的值為116.458，其p值為0，拒絕“不可識別的”原假設(shè)；在iid擾動項假設(shè)下，統(tǒng)計量的值為 344.895，p值為0，同樣拒絕原假設(shè)。弱工具變量檢驗結(jié)果顯示，模型對應(yīng)的F統(tǒng)計量的值為1130.722遠大于真實顯著性水平不超過15%的值8.96，顯示拒絕“存在弱工具變量的”的原假設(shè)。在進行過度識別檢驗中，為滿足過度識別檢驗的條件，將滯后1期經(jīng)濟自由度指數(shù)對數(shù)（ltscoret-1）以及滯后2期的經(jīng)濟自由度指數(shù)對數(shù)（ltscoret-2）作為制度完善指數(shù)（ipit-1）的工具變量，對其進行過度識別檢驗，結(jié)果顯示，在不作iid擾動項假設(shè)下，Hansen統(tǒng)計量為0.227，對應(yīng)的p值為 0.634，說明不能拒絕“所有工具變量均為外生”的假設(shè)；若是在iid擾動項假設(shè)下，Sargan統(tǒng)計量的值為0.297，p值為0.586，同樣不能拒絕原假設(shè)，說明工具變量有效。

4實證結(jié)果分析

4.1描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，市場收益asp的平均值為0.130，市場波動smv的平均值為1.27，這兩個指標的標準差分別為0.330和0.621，說明不同國家間金融市場表現(xiàn)存在顯著差異。而制度完善指數(shù)ipi的標準差為2.309，遠大于政治穩(wěn)定指數(shù)psi的標準差0.586，可見樣本國家制度質(zhì)量的差異主要體現(xiàn)在制度是否完善上。其他指標也均和已有文獻相符。在進行主成分分析后，制度完善指數(shù)與政治穩(wěn)定指數(shù)之間的相關(guān)性幾乎為0。通過Pearson相關(guān)性檢驗，相關(guān)分析結(jié)果與預(yù)期相符，可以進行進一步的多元回歸分析。

4.2OLS回歸

表2的回歸結(jié)果顯示：金融市場表現(xiàn)（分別以asp和smv表示） 與制度完善指數(shù)（ipi）均顯著負相關(guān)（β=-0.029，p＜0.01;β=-0.087，p＜0.01），第（2）列中smv與政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）顯著正相關(guān)（β=0.178，p＜0.05），而第（1）列中asp與政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）的關(guān)系不顯著。控制變量實際GDP的變化（lgdp）對被解釋變量的影響不顯著。考察制度水平勻質(zhì)程度變量（cap）和金融市場表現(xiàn)的回歸系數(shù)也不顯著，時間虛擬變量（d）與asp在1%的水平上顯著負相關(guān)，2008年后各國市場收益顯著下降，對smv的影響不顯著。制度質(zhì)量反映了一個國家政府運行效能的信息。國家級治理結(jié)構(gòu)和企業(yè)級公司治理之間相互作用，構(gòu)成了金融市場表現(xiàn)的長期影響因素，制度質(zhì)量的優(yōu)劣直接體現(xiàn)了這一宏觀環(huán)境的優(yōu)劣。契約環(huán)境的改善可以有效緩解企業(yè)債務(wù)融資約束，影響企業(yè)股票的價格［32］。而不同國家的投資環(huán)境的差異化特征也影響了金融市場表現(xiàn)［33］。

4.3核心變量的2SLS模型及其對比

本文建立了靜態(tài)面板模型，并進一步采用2SLS模型進行檢驗。如果2SLS的估計系數(shù)和GMM的估計系數(shù)基本一致，可以判斷模型不存在嚴重的異方差問題。再由LIML模型與2SLS模型的回歸系數(shù)進行比較，若其回歸系數(shù)趨于一致，則可以進一步印證不存在弱工具變量問題。表3回歸結(jié)果中，采用GMM法和LIML法的結(jié)果和采用2SLS法得到的結(jié)果基本一致，說明模型不存在異方差和弱工具變量問題，偏R2統(tǒng)計值和Sargan統(tǒng)計值檢驗結(jié)果均顯示工具變量有效。

由表3第（1）列可知，制度完善指數(shù)對市場收益有顯著的負向影響（β=-0.028，p＜0.05），投資者將較低的制度質(zhì)量與投資風(fēng)險聯(lián)系起來，因此要求更高的風(fēng)險溢價。政治穩(wěn)定指數(shù)則對市場收益影響并不顯著，否定了Soo-Wah等［25］的觀點：政治風(fēng)險高國家的投資者因承擔(dān)較高的風(fēng)險而獲得更高的股權(quán)回報。表3第（4）列顯示，制度完善指數(shù)對市場波動有顯著的負向影響（β=-0.133，p＜0.01），而政治穩(wěn)定指數(shù)對市場波動有顯著的正向影響（β=0.113，p<0.05）。可能的原因是：由于金融全球化，政治穩(wěn)定程度較高的國家股票市場更容易得到巨額國際游資的青睞，國際游資的沖擊提升了股市波動水平。

在其他控制變量中，實際GDP的變化對于金融市場變化的影響并不顯著，地區(qū)控制變量對于金融市場表現(xiàn)的影響未完全顯著。而變量d對于市場收益有顯著的影響，這說明2008年美國爆發(fā)的金融危機對各國的金融市場結(jié)構(gòu)都產(chǎn)生了顯著影響，各國金融市場回報率有所降低。一些國家由于制度發(fā)展不均衡，并未將股票交易所設(shè)置在首都以期減少股票交易受到政治偏好和腐敗議員的干擾，所以這里發(fā)現(xiàn)cap對金融市場表現(xiàn)并未產(chǎn)生影響。表3的實證結(jié)果也贊同了Harvey［20］的觀點，即新興市場制度不完善，治理結(jié)構(gòu)總體上較發(fā)達市場較弱，因此具有更大的股權(quán)溢價和更高的股價波動性。而政治穩(wěn)定又導(dǎo)致中國這類新興經(jīng)濟體更加吸引國際游資進入，在這樣的雙重作用下進一步加劇了金融市場波動。

4.4穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究結(jié)果的穩(wěn)健性，分別使用滯后2期的制度完善指數(shù)ipit-2和政治穩(wěn)定指數(shù)psit-2來重新檢驗制度質(zhì)量因素對金融市場指數(shù)是否有顯著影響。通過內(nèi)生性檢驗，ipit-2仍然存在內(nèi)生性問題，分別取滯后2期的經(jīng)濟自由度指數(shù)對數(shù)（ltscoret-2）和滯后3期的經(jīng)濟自由度指數(shù)對數(shù)（ltscoret-3）作為變量ipit-2的工具變量。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，使用滯后2期的制度完善指數(shù)ipit-2和政治穩(wěn)定指數(shù)psit-2替換原有的核心變量（ipit-1和psit-1）后，制度完善指數(shù)和政治穩(wěn)定指數(shù)的系數(shù)與表3第（1）列和第（4）列中回歸結(jié)果的系數(shù)變化不大，且在至少5%顯著性水平上仍然顯著，與被解釋變量的相關(guān)性不變；Sargan等統(tǒng)計量檢驗仍然顯著說明工具變量是有效的；對于控制變量而言，其系數(shù)的符號和顯著性都沒有發(fā)生明顯變化，結(jié)果仍然保持一致。

5結(jié)論與啟示

依據(jù)本文的實證結(jié)果，可以得到以下結(jié)論：

（1）制度質(zhì)量的高低對于各國金融市場表現(xiàn)有顯著的影響，影響期滯后1年。在制度質(zhì)量的兩個因素中，制度完善指數(shù)既減少了市場收益，也減少了市場波動。

（2）政治穩(wěn)定指數(shù)和市場波動呈正相關(guān)，這一觀點與許多學(xué)者研究得出的國家制度質(zhì)量減少金融市場波動水平的結(jié)論相反。原因在于：政治穩(wěn)定水平較高的國家金融市場更容易得到國際游資的青睞，新興市場國家的市場波動水平較高可能與巨額國際游資的進出有關(guān)。

（3）政治穩(wěn)定指數(shù)和市場收益不相關(guān)，投資者僅會對制度不完善的金融市場要求更高的風(fēng)險溢價。

本文的研究啟示在于：

（1）中國若要進一步完成金融市場改革，首先需要在制度層面（特別是金融領(lǐng)域的對外開放）取得突破和進展，注重制度的全局性和前瞻性。同時為了完成對整個金融市場管理體系和發(fā)展戰(zhàn)略的優(yōu)化，金融改革的主導(dǎo)權(quán)需要放在最高層。

（2）新興經(jīng)濟體兼具制度不完善和政治穩(wěn)定的特點，因此市場波動相較于發(fā)達國家更為明顯。要在政局穩(wěn)定前提下積極完善證券市場的配套制度。通過堅定不移地推行改革開放，以開放促改革，減少非市場因素對金融市場的不合理干預(yù)，提升市場自由度。

（3）由于新興經(jīng)濟體金融市場的特殊性，更容易成為國際游資的“狩獵目標”，對此應(yīng)當(dāng)有所警惕并謹慎地安排國外資金有序進入本國金融市場，避免劇烈的股市波動和金融風(fēng)險。

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