我国股票市场与经济增长的实证研究，本文主要内容关键词为：股票市场论文,经济增长论文,实证研究论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
对金融市场与经济增长关系的研究由来已久，熊彼特1912年就在其著作《发展经济学》中做过理论上的探讨。美国经济学家麦金农和肖，根据多年的研究及60年代末世界范围内发展中国家兴起的金融改革，于1973年分别发表了《经济发展中的货币与资本》和《经济发展中的金融深化》，系统地提出了金融深化和金融抑制理论，从而开创了现代金融发展理论。尽管经济学家对金融市场发展与经济增长的关系仍然存在不少争议，但大量的理论和实证分析表明，金融深化对经济增长的促进作用是不容置疑的。
随着我国金融改革的推进和金融市场的发展，金融深化理论受到越来越多的重视。股票市场是金融市场中证券市场最为重要的组成部分，是市场经济中资金商品化、信用证券化、金融交易市场化和投资社会化逻辑发展的必然产物。关于股票市场与经济发展关系，一般存在两种看法：一种认为股票市场与经济增长存在一种正相关关系；另一种看法则认为，股票市场在风险分散（risk diversification）、风险分担（risk sharing）和流动性等方面提供了便利，从而使人们的储蓄动机下降，而股票市场的发展可能会使储蓄率下降从而约束经济增长。在经济发达国家，对数据的实证分析支持前一种观点，而在经济欠发达国家，对相关数据的实证分析往往支持后一种观点。
二、股票市场与经济增长的实证分析
Mankiw，Romer，and Weil（1992）年建立的模型在发达国家中金融深度与经济增长的衡量中有广泛影响，本文仿照他们的做法构建计量模型1：
Y=f（FD，I，log（TR），log（p），log（pop））（1-1）
其中Y是年度实际GDP增长率；FD是金融深度指数，用股票市场资本总额（用S表示）对GDP比值来衡量；I为投资占GDP的比例；TR为对外贸易增长率；P为人均国民收入的增长率，pop代表人口增长率。Y和I、TR、pop均来源于《中国统计年鉴》，S来源于《中国金融年鉴》相关各期。
经典金融深化理论分析沿着利率——储蓄、投资数量、投资质量——经济增长这一思路进行，实证分析中Gelb（1989）等均有着成功的尝试，模型1中没有考虑实际利率的影响，考虑到利率这一经济变量的重要性，将实际利率（用RR表示）引入回归分析，建立模型2：
Y=f（FD，RR，I，log（TR），log（p），log（pop））（1-2）
实际利率RR=名义利率-通货膨胀率，通货膨胀率是CPI代表年度的居民消费价格指数，名义利率r为一年期定期存款利率按实行的时间作加权平均，并且对1994-1996年的数据根据当年的存款保值补贴率进行修正。其他变量表示的意义如前。
在数据代入模型进行回归分析时，均已经扣除了通货膨胀的影响。由于许多变量无法获得月度和季度数据，所以模型中的数据均为年度数据，样本为1992-2003年数据（如表1所示），样本容量偏小，精确程度有所限制。
表1 实证分析中用到的数据
年份Y FD（S/GDP）ILog（TR） Log（pop） Log（P）RR
1992 14.24％ 0.039347
0.303329 -0.656197667 -3.935542011 -0.663266617 1.18％
1993 13.51％ 0.101951
0.377428 -0.1693
-3.941194513 -0.545018569 -5.16％
1994 12.65％ 0.0789277 0.364482 -1.18291 -3.950394387 -0.475204488 -4.33％
1995 10.52％ 0.0594116 0.342338 -1.05363 -3.97674754
-0.624668627 7.12％
1996 9.60％
0.1449869 0.337537 -0.68152 -3.982132281 -0.827562574 4.63％
1997 8.80％
0.2354100 0.334948 -1.30782 -3.997402019 -1.066894868 3.14％
1998 7.80％
0.2489706 0.362577 -0.81381 -4.039053804 -1.378921895 5.66％
1999 7.10％
0.3225536 0.363782 -0.49258 -4.087246696 -1.419611589 4.03％
2000 8.00％
0.5376762 0.368034 -1.25912 -4.120330794 -1.086068055 1.85％
2001 7.30％
0.4536715 0.38791
-1.34627 -4.158015195 -1.188465867 1.45％
2002 8.00％
0.37235161 0.426554 -0.52288 -4.190440285 -1.165736879 1.95％
2003 8.50％
0.36463491 0.213000 -0.1693
-2.139661993 -1.897627091 1.65％
根据表1的数据，由模型1所得出的回归结果如表2所示：
根据表1的数据，由模型1所得出的回归结果如表2所示。
表2
Dependent Variable；GDP
Method：Least Squares
Sample：1992 2003
Included observations：12
GDP=C（1）+C（2）★FD+C（3）★I+C（4）★Log（P）+C（5）★Log（POP）+C（6）★Log（TR）
Coefficient Std.Error t-Statistic Prob
C（1）
0.343855 0.088920
3.867035
0.0083
C（2）
0.011802 0.091263
0.129324
0.9013
C（3）
0.005442 0.363742
0.014962
0.9885
C（4）
0.091646 0.036355
2.520837
0.0452
C（5）
0.042396 0.036198
1.171244
0.2859
C（6） -0.001592 0.024151
-0.065917 0.9496
R-squared0.748599Mean dependent var 0.091358
Adjusted R-squared
0.539099S.D.dependent var 0.035537
S.E.of regression0.024126Akaike info criterion -4.304227
Sum squared resid0.003492Schwarz criterion -4.061774
Log likelihood 31.82536 Durbin-Watson stat 2.131888
在加入实际利率因素后的模型2中，所得的回归结果如表3：
在加入实际利率因素后的模型2中，所得的回归结果如表3。
表3
DePendent Variable：GDP
Method：Least Squares
Sample：1992 2003
Included observations：12
GDP=C（1）+C（2）★FD+C（3）★I+C（4）★P+C（5）★POP+C（6）★TR+C（7）★RR
Coefficient Std.Error t-statistic Prob.
C（1） 0.3196040.1157062.7622060.0397
C（2） -0.0016710.104901
-0.0159290.9879
C（3） -0.0512120.420846
-0.1216870.9079
C（4） 0.0794480.0509421.5595760.1796
C（5） 0.0332870.0460020.7235890.5017
C（6） -0.0038480.026771
-0.1437270.8913
C（7） -0.1224270.325629
-0.3759710.7224
R-squared
0.755511
Mean dependent var 0.091358
Adjusted R-squared 0.462125
S.D.dependent var 0.035537
S.E.of regression
0.026063
Akaike info criterion -4.165439
Sum squared resid
0.003396
Schwarz criterion -3.882577
Log likelihood 31.99264
Durbin-Watson stat 2.313791
可以看到，加入实际利率变量以后，S/GDP仍然是不显著的。表明S/GDP并不能显著地进入回归模型，而且回归后得到的系数为负。整个回归方程的F值和常数项的t检验较显著，经济变量中log（p）、I、RR的检验值比较显著，实际利率水平与经济发展成相反方向变动，而投资与实际利率成反方向变动。这表明尽管利率政策在我国经济发展中起着传导的作用，但实际利率水平对我国股票市场的投资情况影响不大。从图1我们也可以看到，我国S/GDP指标和GDP增长率曲线Y、实际利率曲线RR和投资占GDP比例曲线I的波动的差异非常大，与国民经济增长的步伐并不一致。
从这两个方程和图1来看，说明中国的股票市场与经济增长之间的相关度极小，也表明中国经济增长和发展过程与金融市场的发展并不存在着比较紧密的关系。在我国今后的经济发展中，要注意股票市场的培育与发展。
图1 GDP增长率和S/GDP、实际利率RR、投资占GDP比例I
三、实证分析的结论和分析
从上述研究来看，我国股市对经济增长并没有形成有力的支持，联系并不紧密。上述结果支持了学者们对于不发达国家股市作用的看法。但除股票市场对储蓄——投资的影响这一原因可能分散了经济增长的效果之外，我们国家的具体情况又有所不同。实际情况是，我国居民储蓄年年增长，上个世纪90年代初增长速度保持在20％以上，90年代末增长速度下降，但平均也在10％以上，2002年3月达8万多亿。真正的原因，我们认为主要应该归结于目前我国股票市场的发展中存在着问题，如我国上市公司质量不高，经营行为不规范；股市流通机制不规范等。
要想真正让中国的股票市场对经济增长产生正向的促进作用，就只能从解决中国整个证券市场的历史问题、加强监管等入手，真正使中国的股票市场成为一个有利、有效的市场。