中国股票市场发展与经济增长关系的实证检验

第２８卷

２ＯＯ９年３月　

第３期　

工业技术经济　Ｖｏ总第１．２８，Ｎｏ．

１８５期　

３　

中国股票市场发展与经济增长关系的实证检验　

吴鸣鸣　

（北京科技大学，北京　１０００８３）　

［摘要］　随着股票市场的发展，股票市场和经济增长的关系也成为热点问题。本文运用Ｊｏｈａｎｓｅｎ　

协整检验、格兰杰因果检验等计量经济学方法，通过分析我国近年来宏观数据及股市规模、流动性和波　

动性的季度数据，对中国股票市场发展与经济增长的关系进行了计量学检验。得出的结论是：总体上，　

中国股票市场和经济增长之间存在长期的均衡关系，经济增长对股市的发展具有一定促进作用，但股票　

市场对经济增长的作用十分有限。　

［关键词］　股票市场　经济增长格兰杰因果检验　

［中图分类号］Ｆ８３０．９１　（文献标识码】Ａ　

ｌ问题的提出　

资本市场发展之间有某种对应关系，一般而言，在人均　

尽管早期经济学家就已经注意到货币、银行、信贷　

实际ＧＤＰ较高的国家，股票市场发展程度也较高。此　

对经济发展的作用，但在２ｏ世纪５ｏ年代以前的西方经　

外，Ｈａｒｒｉｓ（￣９９７）在他的实证研究中把发达国家和发展　

济学框架中，金融问题的地位并不突出。从严格意义上　

中国家做了区别，认为在发达国家中资本市场与经济增　

讲，对金融成长问题研究的开始与发展经济学的崛起是　

长之间存在着相互促进的正向关系，但在发展中国家两　

同步的。二战后，一批新独立的国家在追求本国经济发　

者之间的联系非常弱，缺少统计学意义上的显著性。　

展中不同程度地都受到储蓄不足和资金短缺的制约。而　

中国股票市场发展时间较短，但发展很快，我国学　

金融成长滞后和金融体系运行的低效是抑制经济发展的　

者也对此课题展开了研究，谈儒勇（￣９９９）通过对１９９３　

深层次原因。就此，以Ｒ．Ｇｏｌｄｓｍｉｔｈ、Ｊ．Ｅｄｗａｒｄ、Ｓｈａｗ、　

年至１９９８年有关中国金融发展和经济增长季度数据的分　

Ｒ．ＭｃＫｉｎｎｏｎ为代表的一批经济学家先后出版了以研究经　

析发现，本期或上年同期的股票市场活动基本上和经济　

济发展与金融成长为主要内容的专著，形成了金融发展　

增长无关系，股票市场发展对经济增长即使有及其有限　

理论，其核心是研究金融发展与经济增长之间的关系。　

的作用，也是负面的；Ｌａｕｒｅｎｅｅｓｏｎ（２ＯＯ２）、赵振全等　

１９９０年代初，Ｋｉａｓ和Ｉ＿ｅｖｉｎｅ从金融功能的角度解释　

（２Ｏ０２）的研究也认为中国股票市场发展对经济增长的作　

金融在经济增长中的作用，在金融功能计量上取得了突　

用相当有限；冉茂盛等（２ＯＯ２）对１９９５年到２００１年的极　

破性的进展，形成了现代金融发展理论。随后，许多学　

度时间序列数据的分析认为，股票市场发展与经济增长　

者对金融功能从不同侧面给予研究。作为金融市场的重　

之间具有较微弱的正相关关系；李冰菊（２ｏｏ７）运用计　

要组成部分，股票市场发展和经济增长的关系引起了国　

量经济学方法分析了我国股市发展与经济增长之间的因　

内外学者的广泛关注。其中，　ｅ与Ｊｏｖａｎｏｖｉｃ（１９９３）及　

果关系，尤其是股市规模与经济增长的关系；刘建和、　

ｌ＿ｅｖｉｎｅ和Ｚｅｒｖｏｓ（１９９８）的研究最具代表性，Ａｔｊｅ与Ｊｏ．　

曹建钢（２００７）认为我国金融发展水平对宏观经济的影　

ｖａｎｏｖｉ￣认为，股票市场发展具有双重效应：增长效应　

响要远远强于股市的影响作用，而股市规模较小，也制　

（对经济活动增长率的影响）和水平效应（对经济活动水　

约了对宏观经济的促进作用，同时股市的活跃也有利于　

平的影响），且资本市场发展对人均实际ＧＤＰ增长率的　银行储蓄资金流向股市；周波（２ｏ０７）基于１９９２—２ＯＯ５　

影响显著，而银行贷款对人均实际ＧＤＰ增长率的影响甚　

年间的股票市场周转率、股票市场融资额和经济增长数　

微；ｌ＿ｅｖｉｎｅ和Ｚｅｒｖｏｓ发现证券市场流动性与经济增长率　

据集得出结论，公共支出和进出口余额后，股票市场融　

之间存在显著正相关关系，而市场规模与经济增长间的　

资额是经济增长的格兰杰原因，而经济增长是股票市场　

相关关系井不显著，因此认为证券市场发展与经济增长　

周转率的格兰杰原因。　

间存在因果关系。Ａｓｌｉ　Ｄｅ　一Ｋｕｎｔ和Ｒｏｓｓ　Ｌｅｖｉｎｅ　

虽然关于股票市场发展和经济增长相关关系的研究　

（￣９９６）利用反映股票市场发展的４个指标研究了股票市　

很多，但目前结论仍然存在较大分歧，如股票市场发展　

场发展和经济增长的实证关系，发现在人均实际ＧＤＰ和　

和经济增长之间是否存在相关关系，这种关系的强度如　

收稿日期：２０ｏ８一ｌＯ—ｏ７　

・－－——

１４６—－－——　

第２８卷第３期　

２００９年３月　工业技术经济　Ｖｏ总第Ｉ．２８．Ｎｏ．３　

１８５期　

何；如果两者之间存在因果关系，因果关系的方向又如　

何？这些问题均无定论，尚需进一步研究。同时，近年　

度月度上证综指，Ｒ为该季度上证综指季度平均值。　

２．２计量方法　

来有研究表明，股票市场发展对经济增长的影响与各国　

对ｌＡＧＤＰ｝、｛ＣＣＡＰ｝｛ｖＡＬ｝｛ＱＲＤＶ｝４个序列进行　

所实行的金融政策有关，不同国家的股票市场发展对经　

济增长的影响是不一样的。在此背景下，本文运用Ｊｏ．　

ｈａｎｓｅｎ协整检验、格兰杰因果检验等计量经济学方法，　

计量分析，目的是要检验中国股票市场发展和经济增长　

之间是否存在均衡关系以及因果关系，如果存在因果关　

系，其方向又如何？本文采用Ｅｖｉｅｗｓ（５．０）软件来对这　

些序列进行统计分析。　

通过对我国２０００年以来股市规模、流动性和波动性的季　

度数据分析，对中国股票市场发展与经济增长的因果关　

系进行了实证研究，并对造成这种结果的原因进行了初　

步的探索。　

２．２．１序列单位根检验（ＡＤＦ）　

假定经济系统将某经济指标联系在一起，那么从长　

期看来这些经济指标应该具有均衡关系，这是建立和检　

验模型的根本出发点。协整的经济意义在于两个或多个　

变量之间虽然有各自的长期波动规律，但如果它们是协　

整的，那它们之间就存在着一个长期稳定的均衡关系。　

２指标的选取和计量方法　

２．１指标选取　

根据Ｌｅｖｉｎｅ和７．ｅｒｖｏｓ（１９９８）等人的研究，同时考虑　

到我国国情和数据的可得性、研究结果的可比性以及时　

间序列分析对数据容量的要求，本文选取了２０００～２００７　

而讨论序列协整性的前提是各序列是平稳时间序列，在　

实际中多数经济时间序列都是非平稳的，然而某些非平　

年间的季度数据作为模型样本。其中，经济增长采用季　

度人均名义ＧＤＰ指标来衡量，其数据是根据“中国统计　

局网站”季度统计数据整理计算而成；股市发展指标包　

括股市规模、流动性及波动性，分别选取资本化率　

（Ｍａｒｋｅｔ　Ｃａｐｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎ　Ｒａｔｉｏ）、交易价值比率（Ｖａｌｕｅ　Ｔｒａｄｅｄ　

稳的经济时间序列的某种线性组合却可能是平稳的，因　

此首先对４个序列做单位根检验，验证其是否为平稳序　

列。而检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，本文　

采用同时包含截距项和趋势项的ＡＤＦ单位根检验，采用　

ＳＩＣ准则，最大滞后期为７。　

２．２．２序列Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验　

协整可以刻画两个或多个序列之间的平衡或平稳关　

ａｔＲｉｏ）和沪市Ａ股季度收益率标准差来度量，其数据来　

自《中国证监会网站》统计数据。　

２．１．１经济增长指标（ＡＧＤＰ）——季度人均名义ＧＤＰ　

我们采用季度人均名义ＧＤＰ作为经济增长指标。因　

系。对于每一个序列单独来说可能是非平稳的，这些序　

列的矩，如均值、方差和协方差随时间而变化，而这些　

时间序列的线性组合序列却可能有不随时间变化的性质。　

协整可以看作这种长期均衡关系性质的统计表达式。本　

文采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ检验验证４个序列是否存在协整关系。　

该方法是由Ｊｏｈａｎｓｅｎ在１９８８年及在１９９０年与Ｊｕｓｅｌｉｕｓ一　

起提出的一种以ＶＡＲ模型为基础的检验回归系数的方　

法，是一种进行多变量协整检验的较好的方法。　

２．２．３　Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验　

为季度ＧＤＰ数据受季节影响较大，所以在统计中采用季　

节调整对原始数据进行了平滑处理。调整后的序列为　

｛ＧＤＰ—ＳＡ｝，序列ＡＧＤＰ、ＣＣＡＰ及ＶＡＬ的计算均采用调　

整后的序列｛ＧＤＰ—ＳＡ｝对应数值。　

２．１．２股市规模——资本化率（ＣＡＰ或ＣＣＡＰ）　

资本化率等于深、沪证券交易所Ａ、Ｂ股每季平均　

市价总值与名义季度ＧＤＰ的比值，用于度量股票市场的　

规模，规模越大，则募集资本和分散风险的能力就越强。　

Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验由Ｇｒａｎｇｅｒ（１９６９）提出，又由　

Ｓｉｍｓ（１９７２）推广。Ｇｒａｎｇｅｒ检验从预测可能性的观点来　

定义因果关系：Ｇｒａｎｇｅｒ解决了ｘ是否引起Ｙ的问题，主　

要看现在的Ｙ能够在多大程度上被过去的ｘ解释，加入Ｘ　

考虑到中国股票市场存在相当一部分非流通股，总市值　

难以体现资本化状态，因此，采用流通市值／ＧＤＰ　

（ＣＣＡＰ）来度量资本化率。　

２．１．３股票市场流动性——交易价值比率（ＶＡＬ）　

的滞后值是否使解释程度提高。如果ｘ在Ｙ的预测中有　

帮助，或者ｘ与Ｙ的相关系数在统计上显著时，就可以　

说“Ｙ是由ｘ　Ｇｒａｎｇｅｒ引起的”。　

交易价值比率等于深、沪证券交易所Ａ、Ｂ股每季　

总成交金额与季度名义ＧＤＰ的比值，即相对于经济规模　

的交易，反映以经济总量为基础的股票市场流动性。　

２．１．４股市收益波动——沪市Ａ股季度收益率标准差　

（ＱＲＤＶ）　

本文采用该方法来检验来验证４个序列之间是否存　

在因果关系以及因果关系的方向（滞后期为２，样本数　

为２９）。　

３计量分析结果　

３．１各序列曲线图　

从图ｌ可以看出，各序列的波动趋势均随时间变化　

季度收益率标准差用各季度内上证综指月度平均值　

与该季度上证综指季度平均值的标准差来计算，具体见　

式（１）。　

．　

而变化，因此各序列均具有时间趋势项；而且２００６年年　

初开始各股市相关数据呈现了快速增长。同时，各序列　

Ｔ　

ＱＲＤＶ＝　［∑（Ｒｔ一　）　】　

ｉ＝１　

（１）　

均在偏离０的位置随机波动，其均值都大于０，因而这　

些序列都含有常数项。所以，我们在进行ＡＤＦ检验时选　

择了同时包含截距项和趋势项的单位根检验。　

一

其中，Ｔ为季度内样本个数（取值为４），Ｒｔ为该季　

】４７—　

第２８卷

２００９年３月　

第３期　

工业技术经济　

列均变为平稳序列。即｛ＡＧＤＰｆ、　

协整关系检验的条件。　

Ｖ０总第１．２８．Ｎｏ．３　

１８５期　

２．２　ＡＤＦ检验　

｛ＣＣＡＰ｝　｛ｖＡＬ｝　

从表１可以看出，４个原序列｛ＡＧＤＰ｝、　｛ＣＣＡＰ｝　｛ＱＲＤＶ｝一Ｉ（１），４序列均为一阶单整序列，符合进行　

｛ＶＡＬ｝｛ＱＲＤＶ｝均为非平稳序列，经过一阶差分后的序　

表１序列的单位根检验结果　

２．３　Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整关系检验　

整方程的标准化系数，从中可以看出人均ＧＤＰ和资本化　

从表２可以看出，４个序列｛ＡＧＤＰ｝、　｛ＣＣＡＰ｝　率、交易价值存在正向的长期均衡关系，而人均ＧＤＰ与　

股市收益波动之间存在反向的均衡关系。　

｛ＶＡＬ｝｛ＱＲＤＶ｝之间有且一个协整关系。表３给出了协　

表２　Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果（最大特征值）　

＊表示在５％的显著水平下拒绝原假设。　

表３标准化的协整系数　

由式（２）生成序列｛Ｙ｝，图１给出了该序列的曲　

线，从中可以看出，该序列在大于０的位置上下波动，　

因此含有常数项，但没有线性时间趋势。对｛Ｙ｝进行　

仅含有常数项的ＡＤＦ检验（采用ＳＩＣ准则，最大滞后期　

为７），在９９％的置信度下拒绝原假设，表明该序列是平　

稳序列。由此，验证了上述协整关系是正确的。　

根据上表建立如下协整方程：　

Ｙ＝ＡＤＧＰ＋３．８４１７　ＣＣＡＰ＋Ｏ．０１８９　ＱＲＤＶ一３．５５１５　

ＶＡＬ　

２．４　Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验分析结果　

对４个序列两两进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验，在５％　

的显著水平下，Ｆ（２，２４）的临界值为３．４０。结果表明，　

总体来看，在滞后２期的条件下，人均ＧＤＰ与资本化率　

（２）　

（ＣＣＡＰ）、交易价值比率（ｖＡＬ）以及季度收益率标准差　

（ＱＲＤＶ）之间均不存在Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系；资本化率与季　

度收益率标准差之间互为因果；资本化率与交易价值比　

率相互之间不存在因果关系；季度收益率标准差与交易　

价值比率之间均存在单向Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系，季度收益率　

标准差是交易价值比率的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。但其中假设（２）　

和假设（６）的Ｆ统计值接近Ｆ临界值，考虑到滞后期选　

择及样本容量等因素，可以推出人均ＧＤＰ与资本化率　

（ｃｃＡＰ）以及交易价值比率（ｖＡＬ）之间存在微弱的单向　

因果关系，即经济增长对股市的规模和流动性具有一定　

图１协整方程序列曲线图　

促进作用。　

＿＿。——

１４８・－－——　

第２８　第　期　

２００９　年３　月　

工业技术经济

～一　Ｉ’　

Ｖ０１．２８．Ｎｏ．３　

”’　

总第１８５期　

４结语　

作用。　

因此，要想使我国股票市场发展与经济增长之间实　

目前，我国正处于经济体制的转轨时期，股票市场　

发展至今只有１０余年的时间，因而与西方发达国家股票　

市场相比，还有很多不完善之处，主要有以下几个方面：　

（１）股票市场总体规模在国民经济中的比重较小，　

股票市场的结构也不合理。如股权结构不合理，股权市　

场运作高度分割；市场上投资者比例失衡，中小投资者　

现良性互动，则应该完善股票市场运作机制，优化市场　

结构，提升上市公司投资价值，使股票市场真正成为经　

济发展的“晴雨表”。　

参考文献　

１．Ｒ．Ａｔｊｅ　ａｎｄ　Ｂ．Ｊｏｖａｎｏｖｉｃ．Ｓｔｏｃｋ　Ｍａｒｋｅｔｓ　ａｎｄ　ｄｅｖｅｌ—　

ｏｐｍｅｎｔ．Ｅｔｔｒｐｅａｏｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９９３，（３７）　

２．Ｒｏｓｓ　Ｌｅｖｉｎｅ＆Ｓａｒａ　Ｚｅｒｖｏｓ．Ｓｔｃｋ　Ｍａｒｋｅｔｏｓ，Ｂａｎｋｓ，　

ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｇｒｏｗｔｈ，，Ｉ１ｌｅ　Ｗｏｒｌｄ　Ｂａｎｋ，Ｐｏｌｉｃｙ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　Ｄｅ—　

ｐａ／＇ｌ／ｒｍｎｔ，Ｗｏｒｋｉｎｇ　Ｐａｐｅｒ，Ｎｏ．１６９０Ｓ，１９９８　

３．Ｈａｒｒｉｓ．Ｒｉｃｈａｒｄ　Ｄ．Ｆ．，Ｓｔｏｃｋ　Ｍａｒｋｅｔｓ　ａｎｄ　ｄｅｖｅｌｏｐ—　

比重过大；一、二级市场脱节问题较为严重等等。　

（２）市场制度建设方面不够完善，政府对证券市场　

的政策常处于变动当中，政策成为造成股市异常波动的　

首要因素，因此中国股市素有“政策市”之称。　

（３）上市公司缺乏长期的投资价值，在规模扩张的　

同时，其盈利水平和成长性却没有相应提高，所以股市　

ｍｅｎｔ：Ａ　Ｒｅ—ａｓｓｅｓｓｍｅｎｔ，Ｅｕｒｏｐｅａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９９７，　

支持经济增长的功能却发挥得不够，股票市场并没有成　

为经济发展的“晴雨表”，而国民经济增长也并非来源于　

上市公司的成长。　

因此，我们可以得出以下结论：　

—

（１）　

４．周波．我国股票市场发展促进经济增长的实证分　

析［Ｊ］．工业技术经济，２００７，（１）　

５．李冻菊．股票市场发展与经济增长的关系研究　

—

（１）总体上，中国经济增长与股票市场发展之问存　

在长期的均衡关系，但经济增长和股票市场之间没有明　

显的因果关系。　

源自计量经济学的解释［Ｊ］．金融研究，２００６，（９）　

６．梁琪，膝建州．股票市场、银行与经济增长：中　

国的实证分析［Ｊ］．金融研究，２００５，（１Ｏ）　

７．李仁健．中国股票市场与经济增长关系的实证分　

（２）我国经济增长对股市的发展具有一定的促进作　

用，但股票市场发展对经济增长的作用并不显著。　

（３）我国国民经济的增长对股市的规模和流动性具　

有一定影响；同时股市的规模和波动性之间存在显著的　

相互作用，而股市波动性对股市的流动性也有较明显的　

析［Ｊ］．统计与决策，２００３，（１Ｏ）　

作者简介昊呜鸣，北京科技大学经济管理学院管理科　

学与工程２００５级博士研究生。研究方向：金融工程、科　

技咨询、项目管理等。　

一

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