中国股票市场在经济增长过程中的作用

中国股票市场在经济增长过程中的作用郝清民，赵国杰（天津大学管理学院，天津300072）[摘要]针对国外资料多运用截面处理，国内资料多侧重静态分析的问题，本文从我国股市具体产生动因和作用机理入手，采用修正VAR模型，从动态增量角度分析我国股市在经济增长过程中的作用。我国股市产生初衷是为国有企业筹资，股市筹资对促进国企利润增长的作用有限；而国企利润并未明显导致股市筹资额增加。[关键词]股票市场；经济增长；修正VAR；企业效益[中图分类号]TP312[文献标识码]A[文章编号]一、引言关于股票市场与经济增长关系的研究，国内外经济学家历来争议颇多。从金融深化论、金融抑制论、资源配置论到资本资产定价理论等不同角度对股票市场在现代经济中作用进行阐述，而且采用的实证研究方法也不尽相同。从国外相关研究资料来看，主要有两大类研究结论：高收入水平国家发达的股票市场对经济增长具有一定的促进作用[1][2]，主要表现在股市的融资能力、资源配置和治理结构[3]、创造流动性、信息披露和分散风险[4]等方面；另一类结论则认为股市发展与经济增长关系不明显，尤其是在实际人均GDP比较低的国家[5]，股市过度自由化和非正常的波动性甚至对经济增长有一定的负面作用[6]；在金融体系中，相对于股市，金融中介的发展与实际人均GDP增长和全要素生产率增长有明显相关关系[7]，金融中介的作用要比股票市场对经济增长的作用更大[8]；股票市场通过投资多元化减少了预防性储蓄，从而使风险积聚，减缓了经济增长[9]。对国外文献的深入分析可知，研究多集中于更广泛国家的宏观横截面数据（有的多达150个国家），虽然分析角度（股市功能、结构、效率等）和研究方法（OLS,2SLS,VAR等）不同，但得到的结论基本相似：在平均意义上，较富裕国家的金融系统更发达，股市比银行更活跃和更有效率；而发展中国家的股市对经济增长作用比金融中介弱。其暗含结论为：若实体经济发展到一定阶段，面临资本要素制约且以银行为主的间接融资受限制时，股市在经济增长过程中作用就会得到发挥。因此，实体经济发展特征和阶段及股市产生动因应是股市和经济增长关系变化的基础。我国学者大多认为，到目前为止，中国股市对经济增长的作用不明显甚至不利[10]，金融发展水平和资本市场的发育程度对中国经济增长的影响极其微弱[11]；股票市场发展虽然不利于我国经济增长与实际资本积累，但有利于我国储蓄水平提高[12]，股市流动性对居民储蓄有明显分流作用，股市交易活跃程度和股指涨跌直接影响储蓄行为[13]。有些学者通过定量方法得出我国宏观经济变量变动对股市的影响幅度和方向，并统计出政策对股市冲击强度[14]；建立宏观经济指标和股票指数长期均衡模型，得出宏观经济与股票市场相互影响的结论[15]。从我国学者研究结论的主要分歧可知：从静态角度看，我国股市发展时间短、资本积累规模小、市场发育不成熟，从总量角度看，股市在经济增长过程中所占比重较小；而从动态角度分析，在我国市场经济体制改革进程中，作为新引入制度安排，股市迅速发展在一定程度上影响原有投融资体制，对国有及其控股企业(以下简称国企)改革具有一定影响。股票市场增长速度和加速度所形成的增量因素在经济增长过程中作用正在逐步加大。综上所述，国内外研究仍存在以下问题：国外研究多是针对国家间股市和经济增长关系，而较少讨论特定国家股市在其经济运行体制中内部机理和传导机制；国内研究多直接采用国外指标或方法对我国经济增长与股市指标直接回归，忽略了我国股市对经济影响阶段性、时滞性和传导机制；同时也缺少从动态增量角度来分析股市发展情况。由于经济数列非平稳性，利用常规回归方程会出现伪回归现象导致结果失真。鉴于此，本文拟从我国股市产生动因和作用机理着手，结合我国经济改革具体实情，从股市筹资功能角度，运用修正VAR模型分析股票市场增量发展在经济增长过程中作用。本文拟采用主要结构如下：第一部分为国内外文献综述，第二部分为我国股市的成因、作用及经验分析，第三部分为实证研究，第四部分为主要结论。二、经验分析20世纪80年代中后期，我国出现预算软约束投融资体制和投资饥渴短缺经济[16]，国企资金融通体制由国家财政主导型转变为国有银行主导型。但国企投资效率和经营效率的低下导致银行资产质量下降。从“渐进主义”的改革思路，要减少居民高储蓄、国企高负债和银行高风险并存的现象，需要发展股票市场吸引资金为国企融资，通过建立新融资约束机制，实行国企股份制改革和治理机制的创新，将国企在银行债务转换为上市公司股本金，从而成为我国股票市场产生和发展的最根本动因。根据中国证券报披露资料，到2004年底，境内上市公司为1377家，股票市价总值达3.71万亿元，流通市值1.17万亿元，境内累计筹资额达9111多亿元，这些成为我国转型经济发展过程中不可忽视的影响因素。从股票市场的经济功能看，通过发行股票把分散资本集中到资本使用者手中，可以实现社会化筹资，增加改造传统产业的资金来源，改善企业资产负债结构，提高企业经济效益水平。金融资产相对于实体经济比例的提高，有利于增加实物部门生产要素的平均产出和边际产出，改善资源配置效率。股票市场通过降低信息收集和执行成本，减少经理人的代理成本，推动公司治理结构的有效改革。总之，股市通过其市场功能，提高国企经济效益，从而影响经济增长。但在行政主导式发展环境下，股市并非市场竞争机制自我运行的结果，更多受到非市场因素的影响[17]。我国股市发展受到“计划经济”体制下“看不见的手”的干预，国家对新兴市场的关怀和监管引起股市的波动，过多的波动和泡沫也对经济增长有一定负面影响。总之，股市产生使我国经济运行中资金循环发生变化，从社会资金→银行储蓄→企业贷款的间接融资渠道，增加了社会资金→股市筹资→企业投资的直接渠道。直接融资新渠道的产生必然对经济增长产生一定影响，但其影响具体有多大，下面就结合第二个资金渠道重点从定量角度论述我国股市在经济增长过程中作用。三、实证分析从经验分析中可知，股市创立是为了国有及其控股企业融资，减少了企业对金融中介的依赖。反过来，上市公司绩效看好可能会吸引更多的投资，使筹资额增加。下面用实际资料论证股市筹资和企业尤其是国有企业利润之间的关系。在此我们做如下假设：1.国有企业融资主要有三个来源：一个是银行金融中介的间接融资；另一个企业内部资金的内源融资；股市的产生增加了直接融资渠道。2.股市融资主要用于解决国企的生产投入，且新资本只有进入实体经济生产中去才能产生效益，并通过企业有效的经营为股东和社会创造财富。而资金在股市或银行等金融部门之间单纯的运转会产生泡沫，泡沫过度会影响金融发展、增加风险，即股市筹资额的增加促进了国企利润的上升。3.股市资金在社会再生产中产生效益，使公司利润增加，股东权益增值，从而吸引更多的资金投入股市，筹资额增加，形成良性循环。即国企利润的增加吸引了更多的股市筹资。4.假设当前经济增长中的主要难点是国有企业的改革，国企效益的整体上升对当前的经济增长具有明显促进作用。基于上述假设，本文选用股票市场每月的筹资额为R，国有及国有控股企业利润总额为P。样本的时间区间选1996~2003年间月度数据[18]。为验证二者之间是否具有一定的联系，本文引入Granger因果检验模型。在时间序列模型中，两个经济变量R、P之间存在因果关系的定义为：若在包含了变量R、P信息的条件下，对P的预测效果要好于只单独由P的信息对P进行的预测。即变量R有助于解释变量P的将来变化，则认为变量R引致变量P，两者之间存在因果关系。为了检验二者之间的因果关系我们可以运用下面的两组回归方程：kikikikititiitittitiititRPRPRP1111221121,上述方程提供了以下四种可能的因果关系：①如果∑аi≠0且∑βi=0，Rt对Pt存在单一的因果关系；②如果∑βi≠0且∑аi=0，Pt对Rt存在单一的因果关系；③如果∑аi≠0且∑βi≠0，Pt与Rt间存在双向因果关系；④如果∑аi=0且∑βi=0，Pt与Rt间没有双向因果关系。在进行因果检验之前，首先对原始数据进行单位根检验，以确定序列是否含有单位根。因为只有当序列是平稳的情况下才能使用granger因果关系检验，否则必须对数列进行差分处理直至序列不含有单位根。现在我们已经对原始数列进行了检验，并按照计量经济学方法进行了处理，并得到了平稳的时间序列。通过Eviews软件计算输出的Granger因果检验结果如表1所示：表1Granger因果检验结果零假设样本F-统计量概率R并非P的Granger成因363.080.06P并非R的Granger成因0.150.86从表1结果可知，F统计量在5％的置信水平下显著异于0，因此否定零假设，即股票市场筹资额R对国企利润P在94%的可能性下具有因果关系，即说明股票市场具有一定的筹资功能，能够筹集社会资金投入国有企业，并产生了一定效益；反之，F统计量不显著，不能否定零假设，说明P并非R的成因，即国有企业利润的增加并未引起筹资额的增加。这也说明，社会资金投入股市并非是因为公司的利润增加，更多的可能是因为其他原因作用的结果（如政策看好或为了获取投机收入），以往的研究表明，国内资金增量在推动我国股市繁荣中有决定作用，投资者大量短期投机和庄家恶炒，使得筹资额增加[17]，关于这方面的研究已经有很多，在此不在赘述。在得知二者之间的因果关系后,我们可以进一步确定二者之间的数量关系情况。由于经济时间序列常出现伪相关问题，即经济意义表明几乎不相关的序列却计算出较大的相关系数，因此不能采用常规的相关分析和直接回归的方法进行研究。一般采用VAR模型来说明二者之间的定量关系，一般的VAR模型实际上是向量自回归移动平均（VARMA）的简化，模型的表达式如式(1)所示rjtjtjqiititXBYAY11(1)在实际中，企业从股市筹集资金投入再生产,直到产生效益,具有一定的时滞效应,并非即时性的。因此,股市筹资R对滞后的国企效益P产生影响。一旦企业会计信息按照真实性原则按时披露,公告发出时，企业利润情况P会马上引起投资者对股市投资信心的变动,引起当期股市筹资额度R的迅速反映。而上述VAR模型中，不包括当前值变量之间的影响，即P的当前值对R的当前值有影响。因此可以将VAR模型做进一步改进，在模型的右侧加入变量的当期值，进而形成新的MVAR（ModifiedVAR）模型,如式(2)所示。rjtjtjqiititXBYAY00(2)同时考虑股市筹资和企业利润之间的增量关系，公式(2)可以进一步转换为式(3)rjtjtjqiititXBYAY00(3)在MVAR公式(3)中，ΔYt为m维内生变量,具有q阶滞后期;ΔXt为d维外生变量,具有r阶滞后期;jA和jB为待估计参数矩阵,t为随机扰动项。q,r阶滞后量一般由nknlAIC/2/2以及nnknlSC/log/2信息量取值最小来确定。这里k=m(rd+qm)为估计参数个数，n为观测值个数，而且有)]/ˆˆlog[det(2)2log1(2nnnmltt经过计算和反复比较，只有滞后2期的下述两式中的AIC、SC较小，说明公式所含信息量较充分。其中公式下方括号内数据第一行为标准差，第二行为t检验值，*通过代表通过10%置信度检验。P=0.01P+1.76P(-1)-0.7P（-2）+0.1R+0.15R（-1）+0.015R（-2）+34.1(0.04)（0.09）（0.10）(0.20)（0.06）（0.24）(15.24)(4)(1.23)(18.8)*(-7.4)*(3.21)*(2.51)*（0.21）(2.21)*R=0.48R-0.04R(-1)+0.06R（-2）+0.31P+0.19P（-1）+0.19P（-2）+65.5(0.21)（0.30）（0.32）(0.26)（0.18）（0.19）（47.7）(5)(2.13)*（-0.13）（0