创业板金融与经济增长之间的互动机制研究

发布时间：2015-02-20 07:59

崔惟佳 简波 南昌大学经济与管理学院

基金项目：2013江西省大学生创新训练项目（项目编号：201310403008）；2013南昌大学大学生创新训练项目（项目编号：2013028）

摘要：当今学者对股票市场的研究主要集中在主板市场上，往往以主板市场的兴衰来概括整个股票市场的发展。他们却忽视了股票市场中重要组成部分—创业板市场。选取创业板市场的规模扩张指数、结构调整指数和效率变化指数，构建创业板发展指数，运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果，并建立VEC误差修正模型，探索其对GDP增长的贡献程度。研究结果表明：中国创业板市场仍处于发展阶段，对GDP仍存在负效应，因此需要完善风险监管制度，保证交易环境的公平公开。

关键词：创业板市场；经济增长；互动关系；协整与误差修正模型

一、引言

经济发展与创业板市场之间的互动机制主要包括以下两个基本的方面：一是指经济增长对创业版市场的促进作用；二是指创业板市场对经济增长的贡献度。对这种互动机制，国内外学者都进行了相关领域的涉猎和研究。在经济增长对创业板市场的促进作用研究上，国内学者殷醒民等(2001)发现我国股票市场发展与经济增长之间有很强的正相关关系。在创业板市场对经济增长的贡献作用上，彭志龙（2002）等人通过对证券市场的定性和定量研究认为，证券市场的发展也为国家带来了可观的财政收入,提高了国家宏观调控能力。在股票市场方面，Atje等(1993)的研究发现股票市场发展对经济增长具有水平效应和增长效应;Levine等(1996)通过对41个国家的实证研究,发现股票市场发展与经济增长存在显著正相关关系,1998年,他们又将样本扩大至47个国家,得出股票市场流动性的提高有利于促进经济增长的结论。Kunt和Levine（1996）对43个国家股票市场结构和经济增长进行了研究，结果表明不同收入水平的国家金融结构差异很大，股票市场结构的完善有利于经济增长。Levine 和 Zervos利用Kunt和Levine（1996）提出的股票市场总指标对股票市场和经济增长进行了实证分析。Beck和Levin（2001）利用GMM计量方法证明股票市场对经济增长有积极影响。Nieuwerburgh Buelens 和 Cuyvers（2001）考察了比利时金融发展历程，认为股票市场给予企业的金融扶持是经济增长的重要因素，其作用甚至超过了银行。Fawson（1996 年）则通过使用 Q 检验，二项分布置信检测、游程检验和单位根检验等 4 种方法对台湾股票指数月度数据进行了检验，得出了台湾股票市场是弱式有效的结论。而Coutts 和 Cheung、Gunasekaragea 和 Powerb 则尝试利用移动平均方法进行了检验。其中Coutts 和 Cheung（2000 年）利用 MA 曲线和通道突破规则发现在香港股票市场可以在不考虑交易费用的前提下获得超额收益。Gunasekaragea 和 Powerb（2002 年）使用移动平均策略研究了印度、孟加拉、巴基斯坦和斯里兰卡的股票市场有效性，结果表明该策略在除印度外其他的三个国家均能获得超额收益。

也有部分文献持相反的观点。谈儒勇（1999）用普通最小二乘法估计股票市场和经济增长的线性模型，得出负相关结论。然而这个结果并不显著，说明我国股票市场对经济增长并无显著影响。赵振全、薛丰慧（2004）使用修正后的产生增长率模型对我国股票市场和经济增长做协整检验，结果表明股票市场对经济增长无显著影响，并归因于我国股票市场存在融资效率低和资源逆配置。李冻菊（2006）中国的经济持续增长有助于股票市场规模扩大，而股票市场对经济增长作用有限。

纵观以上国内外相关研究我们发现，学者们关心的股票市场单纯的指主板市场，而对创业板市场的研究甚少。当下创业板市场的蓬勃发展越来越成为不可小觑的一个重要部分，本文旨在研究创业板市场与经济增长的互动关系。熊彼特（1912）早就在《经济发展理论》一书中肯定了银行行用创造能力对经济的作用。本文引入了银行信贷作为一个指标，辅助说明创业板市场和经济增长的互动关系。

二、模型的建立与变量说明

2.1 模型的选定

  本文采用恩格尔与格兰杰提出的向量误差修正模型，他们将协整与误差修正模型相结合，用于存在协整关系的非平稳时间序列的建模。

2.2 指标的选取

  本文基于VEC模型对中国创业板市场的发展和经济增长之间的关系做实证分析，需要分别选取反映我国创业板市场发展和经济增长情况的指标。在参考国内外文献的基础上，同时考虑数据的可得性以及处理的科学性，结合实际，本文确定了以下三个指标来反应创业板市场的发展，即：用创业板上市公司市值与GDP的比值表示创业板规模扩张（scale expansion）；用创业板上市公司市值与全部证券类上市公司市值的比值表示创业板结构调整（structure adjustment）；用创业板上市公司融资数额与市值的比值表示创业板效率变化（efficiency change）。选取估计GDP的最重要的两个指标投资和消费，分别用人均名义资产投资完成额（investment—IN）和人均社会零售品消费（consumption—C）表示。

  由于中国创业板市场2009年10月开板至今四年多一点，采用季度数据仅有16组数据，观察量明显不足，检验中会存在高度共线性而形成奇异矩阵，无法准确地反映出变量之间的关系，于是改为采用月度数据以达到真实准确的目的。对季度GDP以工业增长率为权重估计月度GDP。

2.3 指标的处理

  首先对指标进行检验，对存在明显季节性的指标使用X-12方法进行季节调整，并做标准化处理，消除量纲影响，最终表示为LGDP、LIN、LC。其次运用主成分分析法，估算三个指标的共同成分，即为创业板市场发展指数（growth enterprise market development index——GEMDI），简记为LDI。以上数据处理均用eviews6.0进行，数据来源于深圳证券交易所官网以及国家统计局。

三、数据检验

3.1变量的平稳性分析

  在建立VEC模型之前，首先应该对时间序列数据进行平稳性检验，即单位根检验。本文采用ADF检验方法和PP检验方法来检验变量的平稳性，表1显示时间序列在实证中的结果为I（1）ADF检验-PP检验

表1 各个变量的单位根检验结果

变量

ADF检验

PP检验

(c.t.n)

T统计量

Prob

平稳性

(c.t)

T统计量

Prob

平稳性

LGDP

(c,t,1)

-2.412144

0.1446

不平稳

(c,t)

-2.195888

0.2107

不平稳

DLPC

(c,0,1)

-9.810182

0.0000

平稳

(c,0)

-9.169223

0.0000

平稳

LDI

(c,t,1)

-1.872885

0.3415

不平稳

(c,t)

-1.861457

0.0007

不平稳

DLDI

(C,0,1)

-6.578809

0.0000

平稳

(c,0)

-6.576310

0.0001

平稳

LIN

(c,t,1)

-0.557597

0.8691

不平稳

(c,t)

-0.518997

0.8772

不平稳

DLIN

(0,0,1)

-7.743606

0.0000

平稳

(0,0)

-12.22073

0.0000

平稳

LC

(c,t,1)

-0.772703

0.8157

不平稳

(c,t)

-0.580519

0.8641

不平稳

DLC

(0,0,1)

-6.880039

0.0000

平稳

(c,0)

-27.84320

0.0000

平稳

    从表1的结果可以看出，四个变量都存在单位根，属于非平稳时间序列，他们的一阶差分DLGDP DLDI DLIN DLC都在1%的显著水平下拒绝原假设，属于平稳时间序列，因此LCDP LDI LIN LC都是I（1）过程，可以用协整检验进行下一步分析。

3.2协整检验

  由表1的检验结果可以得知，LGPD LDI LIN LC 都是一阶单整序列平稳，符合协整检验的前提条件；鉴于本文选定的变量有四个，于是选择Johanson协整检验方法（Johansen Cointegration Test）进行变量协整检验。协整检验结果如表2:

表2 Johansen协整检验

原假设

特征根

特征根迹检验

最大特征根检验

迹统计量

Prob

特征根统计量

Prob

0个协整向量*

0.517058

50.51926

0.0033

0.517058

0.0098

至少有一个协整向量

0.291779

21.40493

0.1103

0.261779

0.1808

至少有两个协整向量

0.148115

7.604978

0.2689

0.148115

0.3052

至少有三个协整向量

0.029381

1.192849

0.3204

0.0269381

0.3204

协整检验结果表明，，在1%的显著水平下拒绝原假设，表明变量间至少存在1个协整关系，即LGDP LDI LIN LC之间存在长期的均衡关系。而最大特征根检验也显示拒绝存在0个协整向量的假设，即变量间存在一个协整关系。

3.3格兰杰因果关系检验

协整检验反映出中国经济增长与股票市场发展之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系能否构成因果关系，还需要对其进行因果关系检验。本文选取格兰杰因果关系检验方法对变量进行检验，得出结果如表3.

表3格兰杰因果关系检验

原假设

最优滞后期

目标数

F统计量

P值

结论

LDI不是LGDP格兰杰原因

3

42

3.79807

0.0585

拒绝

LGDP不是LDI格兰杰原因

3

42

1.28785

0.2634

接受

LC不是LGDP格兰杰原因

3

42

4.61992

0.0379

拒绝

LGDP不是LC格兰杰原因

3

42

0.16807

0.6841

接受

LIN不是LGDP格兰杰原因

3

42

3.31126

0.0765

拒绝

LGDP不是LIN格兰杰原因

3

42

0.34269

0.5617

接受

LC不是LDI格兰杰原因

3

42

2.14709

0.1509

接受

LDI不是LC格兰杰原因

3

42

4.05473

0.0510

拒绝

LIN不是LDI格兰杰原因

3

42

0.57054

0.4546

接受

LDI不是LIN格兰杰原因

3

42

4.05481

0.0510

拒绝

LIN不是LC格兰杰原因

3

42

24.2139

0.0001

拒绝

LC不是LIN格兰杰原因

3

42

12.8963

0.0004

拒绝

格兰杰检验结果可以表明，创业板发展指数、消费、投资都是GDP的格兰杰原因。但GDP不是他们的格兰杰原因。创业板发展指数同时是消费和投资的格兰杰原因，但消费和投资不是创业板发展指数的格兰杰原因。同时，消费与投资互为格兰杰原因。其余变量之间不存在格兰杰因果关系。

四、实证分析

    协整检验和格兰杰因果检验的结果表明，创业板发展指数与经济增长之间存在长期和短期的均衡关系，于是本文使用协整与误差修正模型来探讨创业板发展指数与经济增长的关系。根据表4的结果，我们可以看出：（1）从长期来看，投资对GDP的系数是3.3684，而消费对GDP的系数是-10.8263，二者都在1%的显著水平上显著。这说明我国GDP主要由投资带动，消费不能很好的起到推动GDP发展的作用，与中国国情相符合。而创业板发展指数对GDP的系数为-0.4698，在10%的显著水平下显著。这说明我国创业板发展正处于初级阶段，对GDP的贡献尚未完全体现出来。（2）从短期来看，滞后一阶的投资和消费分别在10%和5%的水平上显著，系数和长期相符，这说明了短期的投资有推动中国经济发展，而短期内的消费潮流对GDP反而起到负向作用。滞后二阶三阶的投资和消费都不显著，说明短期效应有限。而创业板指数的滞后效应都不显著，这说明股票指数本身就会在短时内剧烈波动，因此短期来看创业板发展指数对经济增长并无推动作用。

      表4 创业板发展指数协整和误差修正方程估计系数表

 

协整方程

LGDP

LDI

LIN

LC

ECMt

常数项

1

-0.4698**

3.3684***

-10.8263***

\

42.4748***

 

[-1.8529]

[ 2.8461]

[-3.2292]

\

[3.91938]

误差修正方程

LGDP

LDI

LIN

LC

ECMt

常数项

(-1)

0.3913**

-0.0123

0.9457*

-4.3674**

-0.5801***

\

[-2.3664]

[-0.0457]

[ 1.3776]

[-1.9575]

[-2.896]

\

(-2)

-0.0835

0.2192

-0.5796

-2.0006

\

\

[-0.4814]

[ 0.7412]

[-1.0529]

[-1.2742]

\

\

(-3)

0.9555***

0.0061***

0.5765

0.0023

\

\

[0.4785]

[ 0.0164]

[ 0.8457]

[ 0.0012]

\

\

注:[]中的数字是t统计量,***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著

 

五、结论和建议

   本文研究的中心在于创业板市场与经济增长的互动关系，用三个指标来衡量创业板的发展，分别是规模扩张指数、结构调整指数和效率变化指数，通过主成分分析法提取三个指数中共同的部分，设立创业板发展指数来衡量创业板市场。之后选取了估算GDP时最重要的投资和消费，和创业板发展指数一起来研究经济增长的相关关系。经过单位根和协整检验，本文得出结论：创业板发展指数与GDP存在长期协整关系。之后建立VEC模型，通过对系数的分析，我们可以看出，创业板发展指数的系数为负，证明长期来看创业板市场对GDP反而存在负效应。这说明，现在正值创业板开创之初，其对GDP的贡献还未达到预期的期望，监管制度尚需进一步完善，交易环境需要进一步公平公开。在其滞后期的修正中我们可以看出，创业板的短期波动对GDP的影响均不显著，创业板市场属于高风险市场，短期内的剧烈波动非常常见，因此对于GDP的影响不显著。

本文根据我国创业板市场发展现状分析，对中国创业板市场提出以下建议:

（1）保证交易场所的公平透明

   公平透明的交易环境是任何资本市场的基础，是把投机者和权力寻租者拒之门外的保障。公平透明的交易环境能够避免虚假信息披露、内幕消息、操纵市场等不利于市场发展的行为。我国创业板市场未来的发展中，应当做到监管关口前移，事前监管和时候惩戒相结合，创新监管方式，营造出一个公平透明的交易环境。

（2）风险控制机制的多样化

   我国应采用一种集中统一与行业自律相结合的监管模式，分为三个层次：政府、自律组织和证券经营机构。同时建立健全相关法律体系，健全风险防范体系，完善风险监控机制。

（3）创新精神的激励机制

创新精神是经济发展和社会进步的核心动力，创业板市场定位于创新型中小企业，因此市场应该为企业的创新活动提供一种长期有效的激励机制。美国创业板市场之所以取得成功，是因为其与硅谷的紧密结合，相互促进。财富作为人们追求的重要目标，可以激发难以想象的创造性，也正是这种创业精神推动了创业板的发展。

参考文献

[1]ATJE R, JOVANOVIC B. 1993. Stockmarkets and development[J]. European Economic Review, (8): 632-640.

[2]Coutts J.A., and Kwong C. Cheung. Tading Rules and Stoek Returns: Some Preliminary Short Run Evidence from the Hang Seng 1985-1997[J]. Applied Financial Economics, 2000, 6: 579-586

[3]李宁，孟繁荣，何孝星.关于完善我国证券监管的若干构想[J].金融研究,2000（11）第94页

[4]李学峰,张舰,白婷. 二板市场与主板市场对经济增长的差异基于美国的经验分析[J]. 财贸研究，2009（3）：94-100.

本文编号：15601