發(fā)布時間：2015-02-20 07:59

崔惟佳 簡波 南昌大學經濟與管理學院

基金項目：2013江西省大學生創(chuàng)新訓練項目（項目編號：201310403008）；2013南昌大學大學生創(chuàng)新訓練項目（項目編號：2013028）

摘要：當今學者對股票市場的研究主要集中在主板市場上，往往以主板市場的興衰來概括整個股票市場的發(fā)展。他們卻忽視了股票市場中重要組成部分—創(chuàng)業(yè)板市場。選取創(chuàng)業(yè)板市場的規(guī)模擴張指數(shù)、結構調整指數(shù)和效率變化指數(shù)，構建創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果，并建立VEC誤差修正模型，探索其對GDP增長的貢獻程度。研究結果表明：中國創(chuàng)業(yè)板市場仍處于發(fā)展階段，對GDP仍存在負效應，因此需要完善風險監(jiān)管制度，保證交易環(huán)境的公平公開。

關鍵詞：創(chuàng)業(yè)板市場；經濟增長；互動關系；協(xié)整與誤差修正模型

一、引言

經濟發(fā)展與創(chuàng)業(yè)板市場之間的互動機制主要包括以下兩個基本的方面：一是指經濟增長對創(chuàng)業(yè)版市場的促進作用；二是指創(chuàng)業(yè)板市場對經濟增長的貢獻度。對這種互動機制，國內外學者都進行了相關領域的涉獵和研究。在經濟增長對創(chuàng)業(yè)板市場的促進作用研究上，國內學者殷醒民等(2001)發(fā)現(xiàn)我國股票市場發(fā)展與經濟增長之間有很強的正相關關系。在創(chuàng)業(yè)板市場對經濟增長的貢獻作用上，彭志龍（2002）等人通過對證券市場的定性和定量研究認為，證券市場的發(fā)展也為國家?guī)�來了可觀的財政收入,提高了國家宏觀調控能力。在股票市場方面，Atje等(1993)的研究發(fā)現(xiàn)股票市場發(fā)展對經濟增長具有水平效應和增長效應;Levine等(1996)通過對41個國家的實證研究,發(fā)現(xiàn)股票市場發(fā)展與經濟增長存在顯著正相關關系,1998年,他們又將樣本擴大至47個國家,得出股票市場流動性的提高有利于促進經濟增長的結論。Kunt和Levine（1996）對43個國家股票市場結構和經濟增長進行了研究，結果表明不同收入水平的國家金融結構差異很大，股票市場結構的完善有利于經濟增長。Levine 和 Zervos利用Kunt和Levine（1996）提出的股票市場總指標對股票市場和經濟增長進行了實證分析。Beck和Levin（2001）利用GMM計量方法證明股票市場對經濟增長有積極影響。Nieuwerburgh Buelens 和 Cuyvers（2001）考察了比利時金融發(fā)展歷程，認為股票市場給予企業(yè)的金融扶持是經濟增長的重要因素，其作用甚至超過了銀行。Fawson（1996 年）則通過使用 Q 檢驗，二項分布置信檢測、游程檢驗和單位根檢驗等 4 種方法對臺灣股票指數(shù)月度數(shù)據(jù)進行了檢驗，得出了臺灣股票市場是弱式有效的結論。而Coutts 和 Cheung、Gunasekaragea 和 Powerb 則嘗試利用移動平均方法進行了檢驗。其中Coutts 和 Cheung（2000 年）利用 MA 曲線和通道突破規(guī)則發(fā)現(xiàn)在香港股票市場可以在不考慮交易費用的前提下獲得超額收益。Gunasekaragea 和 Powerb（2002 年）使用移動平均策略研究了印度、孟加拉、巴基斯坦和斯里蘭卡的股票市場有效性，結果表明該策略在除印度外其他的三個國家均能獲得超額收益。

也有部分文獻持相反的觀點。談儒勇（1999）用普通最小二乘法估計股票市場和經濟增長的線性模型，得出負相關結論。然而這個結果并不顯著，說明我國股票市場對經濟增長并無顯著影響。趙振全、薛豐慧（2004）使用修正后的產生增長率模型對我國股票市場和經濟增長做協(xié)整檢驗，結果表明股票市場對經濟增長無顯著影響，并歸因于我國股票市場存在融資效率低和資源逆配置。李凍菊（2006）中國的經濟持續(xù)增長有助于股票市場規(guī)模擴大，而股票市場對經濟增長作用有限。

縱觀以上國內外相關研究我們發(fā)現(xiàn)，學者們關心的股票市場單純的指主板市場，而對創(chuàng)業(yè)板市場的研究甚少。當下創(chuàng)業(yè)板市場的蓬勃發(fā)展越來越成為不可小覷的一個重要部分，本文旨在研究創(chuàng)業(yè)板市場與經濟增長的互動關系。熊彼特（1912）早就在《經濟發(fā)展理論》一書中肯定了銀行行用創(chuàng)造能力對經濟的作用。本文引入了銀行信貸作為一個指標，輔助說明創(chuàng)業(yè)板市場和經濟增長的互動關系。

二、模型的建立與變量說明

2.1 模型的選定

  本文采用恩格爾與格蘭杰提出的向量誤差修正模型，他們將協(xié)整與誤差修正模型相結合，用于存在協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序列的建模。

2.2 指標的選取

  本文基于VEC模型對中國創(chuàng)業(yè)板市場的發(fā)展和經濟增長之間的關系做實證分析，需要分別選取反映我國創(chuàng)業(yè)板市場發(fā)展和經濟增長情況的指標。在參考國內外文獻的基礎上，同時考慮數(shù)據(jù)的可得性以及處理的科學性，結合實際，本文確定了以下三個指標來反應創(chuàng)業(yè)板市場的發(fā)展，即：用創(chuàng)業(yè)板上市公司市值與GDP的比值表示創(chuàng)業(yè)板規(guī)模擴張（scale expansion）；用創(chuàng)業(yè)板上市公司市值與全部證券類上市公司市值的比值表示創(chuàng)業(yè)板結構調整（structure adjustment）；用創(chuàng)業(yè)板上市公司融資數(shù)額與市值的比值表示創(chuàng)業(yè)板效率變化（efficiency change）。選取估計GDP的最重要的兩個指標投資和消費，分別用人均名義資產投資完成額（investment—IN）和人均社會零售品消費（consumption—C）表示。

  由于中國創(chuàng)業(yè)板市場2009年10月開板至今四年多一點，采用季度數(shù)據(jù)僅有16組數(shù)據(jù)，觀察量明顯不足，檢驗中會存在高度共線性而形成奇異矩陣，無法準確地反映出變量之間的關系，于是改為采用月度數(shù)據(jù)以達到真實準確的目的。對季度GDP以工業(yè)增長率為權重估計月度GDP。

2.3 指標的處理

  首先對指標進行檢驗，對存在明顯季節(jié)性的指標使用X-12方法進行季節(jié)調整，并做標準化處理，消除量綱影響，最終表示為LGDP、LIN、LC。其次運用主成分分析法，估算三個指標的共同成分，即為創(chuàng)業(yè)板市場發(fā)展指數(shù)（growth enterprise market development index——GEMDI），簡記為LDI。以上數(shù)據(jù)處理均用eviews6.0進行，數(shù)據(jù)來源于深圳證券交易所官網以及國家統(tǒng)計局。

三、數(shù)據(jù)檢驗

3.1變量的平穩(wěn)性分析

  在建立VEC模型之前，首先應該對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。本文采用ADF檢驗方法和PP檢驗方法來檢驗變量的平穩(wěn)性，表1顯示時間序列在實證中的結果為I（1）ADF檢驗-PP檢驗

表1 各個變量的單位根檢驗結果

變量

ADF檢驗

PP檢驗

(c.t.n)

T統(tǒng)計量

Prob

平穩(wěn)性

(c.t)

T統(tǒng)計量

Prob

平穩(wěn)性

LGDP

(c,t,1)

-2.412144

0.1446

不平穩(wěn)

(c,t)

-2.195888

0.2107

不平穩(wěn)

DLPC

(c,0,1)

-9.810182

0.0000

平穩(wěn)

(c,0)

-9.169223

0.0000

平穩(wěn)

LDI

(c,t,1)

-1.872885

0.3415

不平穩(wěn)

(c,t)

-1.861457

0.0007

不平穩(wěn)

DLDI

(C,0,1)

-6.578809

0.0000

平穩(wěn)

(c,0)

-6.576310

0.0001

平穩(wěn)

LIN

(c,t,1)

-0.557597

0.8691

不平穩(wěn)

(c,t)

-0.518997

0.8772

不平穩(wěn)

DLIN

(0,0,1)

-7.743606

0.0000

平穩(wěn)

(0,0)

-12.22073

0.0000

平穩(wěn)

LC

(c,t,1)

-0.772703

0.8157

不平穩(wěn)

(c,t)

-0.580519

0.8641

不平穩(wěn)

DLC

(0,0,1)

-6.880039

0.0000

平穩(wěn)

(c,0)

-27.84320

0.0000

平穩(wěn)

    從表1的結果可以看出，四個變量都存在單位根，屬于非平穩(wěn)時間序列，他們的一階差分DLGDP DLDI DLIN DLC都在1%的顯著水平下拒絕原假設，屬于平穩(wěn)時間序列，因此LCDP LDI LIN LC都是I（1）過程，可以用協(xié)整檢驗進行下一步分析。

3.2協(xié)整檢驗

  由表1的檢驗結果可以得知，LGPD LDI LIN LC 都是一階單整序列平穩(wěn)，符合協(xié)整檢驗的前提條件；鑒于本文選定的變量有四個，于是選擇Johanson協(xié)整檢驗方法（Johansen Cointegration Test）進行變量協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗結果如表2:

表2 Johansen協(xié)整檢驗

原假設

特征根

特征根跡檢驗

最大特征根檢驗

跡統(tǒng)計量

Prob

特征根統(tǒng)計量

Prob

0個協(xié)整向量*

0.517058

50.51926

0.0033

0.517058

0.0098

至少有一個協(xié)整向量

0.291779

21.40493

0.1103

0.261779

0.1808

至少有兩個協(xié)整向量

0.148115

7.604978

0.2689

0.148115

0.3052

至少有三個協(xié)整向量

0.029381

1.192849

0.3204

0.0269381

0.3204

協(xié)整檢驗結果表明，，在1%的顯著水平下拒絕原假設，表明變量間至少存在1個協(xié)整關系，即LGDP LDI LIN LC之間存在長期的均衡關系。而最大特征根檢驗也顯示拒絕存在0個協(xié)整向量的假設，即變量間存在一個協(xié)整關系。

3.3格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整檢驗反映出中國經濟增長與股票市場發(fā)展之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系能否構成因果關系，還需要對其進行因果關系檢驗。本文選取格蘭杰因果關系檢驗方法對變量進行檢驗，得出結果如表3.

表3格蘭杰因果關系檢驗

原假設

最優(yōu)滯后期

目標數(shù)

F統(tǒng)計量

P值

結論

LDI不是LGDP格蘭杰原因

3

42

3.79807

0.0585

拒絕

LGDP不是LDI格蘭杰原因

3

42

1.28785

0.2634

接受

LC不是LGDP格蘭杰原因

3

42

4.61992

0.0379

拒絕

LGDP不是LC格蘭杰原因

3

42

0.16807

0.6841

接受

LIN不是LGDP格蘭杰原因

3

42

3.31126

0.0765

拒絕

LGDP不是LIN格蘭杰原因

3

42

0.34269

0.5617

接受

LC不是LDI格蘭杰原因

3

42

2.14709

0.1509

接受

LDI不是LC格蘭杰原因

3

42

4.05473

0.0510

拒絕

LIN不是LDI格蘭杰原因

3

42

0.57054

0.4546

接受

LDI不是LIN格蘭杰原因

3

42

4.05481

0.0510

拒絕

LIN不是LC格蘭杰原因

3

42

24.2139

0.0001

拒絕

LC不是LIN格蘭杰原因

3

42

12.8963

0.0004

拒絕

格蘭杰檢驗結果可以表明，創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)、消費、投資都是GDP的格蘭杰原因。但GDP不是他們的格蘭杰原因。創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)同時是消費和投資的格蘭杰原因，但消費和投資不是創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)的格蘭杰原因。同時，消費與投資互為格蘭杰原因。其余變量之間不存在格蘭杰因果關系。

四、實證分析

    協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗的結果表明，創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)與經濟增長之間存在長期和短期的均衡關系，于是本文使用協(xié)整與誤差修正模型來探討創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)與經濟增長的關系。根據(jù)表4的結果，我們可以看出：（1）從長期來看，投資對GDP的系數(shù)是3.3684，而消費對GDP的系數(shù)是-10.8263，二者都在1%的顯著水平上顯著。這說明我國GDP主要由投資帶動，消費不能很好的起到推動GDP發(fā)展的作用，與中國國情相符合。而創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)對GDP的系數(shù)為-0.4698，在10%的顯著水平下顯著。這說明我國創(chuàng)業(yè)板發(fā)展正處于初級階段，對GDP的貢獻尚未完全體現(xiàn)出來。（2）從短期來看，滯后一階的投資和消費分別在10%和5%的水平上顯著，系數(shù)和長期相符，這說明了短期的投資有推動中國經濟發(fā)展，而短期內的消費潮流對GDP反而起到負向作用。滯后二階三階的投資和消費都不顯著，說明短期效應有限。而創(chuàng)業(yè)板指數(shù)的滯后效應都不顯著，這說明股票指數(shù)本身就會在短時內劇烈波動，因此短期來看創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)對經濟增長并無推動作用。

      表4 創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)協(xié)整和誤差修正方程估計系數(shù)表

 

協(xié)整方程

LGDP

LDI

LIN

LC

ECMt

常數(shù)項

1

-0.4698**

3.3684***

-10.8263***

\

42.4748***

 

[-1.8529]

[ 2.8461]

[-3.2292]

\

[3.91938]

誤差修正方程

LGDP

LDI

LIN

LC

ECMt

常數(shù)項

(-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:[]中的數(shù)字是t統(tǒng)計量,***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

 

五、結論和建議

   本文研究的中心在于創(chuàng)業(yè)板市場與經濟增長的互動關系，用三個指標來衡量創(chuàng)業(yè)板的發(fā)展，分別是規(guī)模擴張指數(shù)、結構調整指數(shù)和效率變化指數(shù)，通過主成分分析法提取三個指數(shù)中共同的部分，設立創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)來衡量創(chuàng)業(yè)板市場。之后選取了估算GDP時最重要的投資和消費，和創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)一起來研究經濟增長的相關關系。經過單位根和協(xié)整檢驗，本文得出結論：創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)與GDP存在長期協(xié)整關系。之后建立VEC模型，通過對系數(shù)的分析，我們可以看出，創(chuàng)業(yè)板發(fā)展指數(shù)的系數(shù)為負，證明長期來看創(chuàng)業(yè)板市場對GDP反而存在負效應。這說明，現(xiàn)在正值創(chuàng)業(yè)板開創(chuàng)之初，其對GDP的貢獻還未達到預期的期望，監(jiān)管制度尚需進一步完善，交易環(huán)境需要進一步公平公開。在其滯后期的修正中我們可以看出，創(chuàng)業(yè)板的短期波動對GDP的影響均不顯著，創(chuàng)業(yè)板市場屬于高風險市場，短期內的劇烈波動非常常見，因此對于GDP的影響不顯著。

本文根據(jù)我國創(chuàng)業(yè)板市場發(fā)展現(xiàn)狀分析，對中國創(chuàng)業(yè)板市場提出以下建議:

（1）保證交易場所的公平透明

   公平透明的交易環(huán)境是任何資本市場的基礎，是把投機者和權力尋租者拒之門外的保障。公平透明的交易環(huán)境能夠避免虛假信息披露、內幕消息、操縱市場等不利于市場發(fā)展的行為。我國創(chuàng)業(yè)板市場未來的發(fā)展中，應當做到監(jiān)管關口前移，事前監(jiān)管和時候懲戒相結合，創(chuàng)新監(jiān)管方式，營造出一個公平透明的交易環(huán)境。

（2）風險控制機制的多樣化

   我國應采用一種集中統(tǒng)一與行業(yè)自律相結合的監(jiān)管模式，分為三個層次：政府、自律組織和證券經營機構。同時建立健全相關法律體系，健全風險防范體系，完善風險監(jiān)控機制。

（3）創(chuàng)新精神的激勵機制

創(chuàng)新精神是經濟發(fā)展和社會進步的核心動力，創(chuàng)業(yè)板市場定位于創(chuàng)新型中小企業(yè)，因此市場應該為企業(yè)的創(chuàng)新活動提供一種長期有效的激勵機制。美國創(chuàng)業(yè)板市場之所以取得成功，是因為其與硅谷的緊密結合，相互促進。財富作為人們追求的重要目標，可以激發(fā)難以想象的創(chuàng)造性，也正是這種創(chuàng)業(yè)精神推動了創(chuàng)業(yè)板的發(fā)展。

參考文獻

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[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]李寧，孟繁榮，何孝星.關于完善我國證券監(jiān)管的若干構想[J].金融研究,2000（11）第94頁

[4]李學峰,張艦,白婷. 二板市場與主板市場對經濟增長的差異基于美國的經驗分析[J]. 財貿研究，2009（3）：94-100.

本文編號：15601