證券市場的意義和效應1

論證券市場的意義和效應

進入20世紀90年代以來，金融危機頻繁爆發(fā)：先是在1992年爆發(fā)了英鎊危機，然后是1994年12月爆發(fā)的墨西哥金融危機；最為嚴重的是1997－1998年東亞金融危機。這次金融危機充滿了戲劇性：當1997年泰國政府動用外匯儲備保衛(wèi)泰銖的艱難戰(zhàn)役失敗而不得不讓其貶值的時候，許多人甚至在地圖上找不到這個偏僻小國的位置，但是，風起于青萍之末，幾乎所有的經濟學家都沒有預測到，一場規(guī)模浩大的金融危機爆發(fā)了。金融危機如颶風一般席卷東南亞各國，然后順勢北上，在1998年波及剛剛加入OECD的韓國。這場金融危機的波及范圍甚至到了南非和俄國。
　股票市場發(fā)展與經濟增長的相關性是經濟增長理論中的新領域。多數(shù)的實證分析證實股票市場發(fā)展促進了經濟增長。那么，我國股票市場的建立和發(fā)展是否有利于我國經濟的增長呢?回歸分析表明：我國股票市場規(guī)模的擴大、交易率的提高增加了國有單位的固定資產投資，加快了企業(yè)的技術進步，推動了我國經濟更快的增長。因而，股票市場發(fā)展與經濟增長之間有很強的正相關性。據(jù)此，我們可以認為股票市場發(fā)展是我國金融深化的重要環(huán)節(jié)，是中國經濟持續(xù)增長的一股推動力量。　　股票市場與經濟增長關系是經濟增長理論研究中的一個新課題。當經濟學家詳細探討了貿易與經濟增長、金融中介與經濟增長關系后，感到如何界定股票市場在經濟增長中的作用是非常重要的，其目的是要揭示未來股票市場的發(fā)展前景和經濟增長的潛力。對于股票市場尚未充分發(fā)展的許多發(fā)展中國家來說，假如股票市場與經濟增長之間存在著正相關關系，那么，促進股票市場的發(fā)展就是顯而易見的政策建議。　　截至2000年3月初，我國股票市場的A股流通市值已達10609．4億元，在上海與深圳證券交易所上市發(fā)行A股的公司達到了929家。股票市場的規(guī)模和流動性指標與發(fā)展中國家以及發(fā)達國家相比，已經達到較高的水平。我國1993—1999年間A股流通市值與GDP的比率平均為0．052，46個發(fā)達國家和發(fā)展中國家在1976—1993年間的平均比率為0．32。1993—1999年間我國A股的平均交易率(股票成交金額與GDP的比率)為0．275，1976—1993年間美國股市的平均交易率為0．29，英國為0．253，韓國為0．183，泰國為0．144。顯然，我國股票市場的發(fā)展與國民經濟之間的關系越來越緊密了。　　怎樣研究和確定股票市場發(fā)展與經濟增長的關系呢?萊文和澤爾沃斯(Levine andZeros，1998)在總結阿切和喬萬諾維克(Atje and Jovanovie，1993)等人研究成果的基礎上，再次證實了一個重要的假設：股票市場的發(fā)展和經濟增長之間有很強的正相關關系。　　本文運用萊文和澤爾沃斯(1998)提出的方法對1993—1999年期間我國股票市場發(fā)展和經濟增長關系進行實證研究，以檢驗我國股票市場的發(fā)展對經濟增長是否起到了促進作用。一、變量與數(shù)據(jù)的解釋　　為了檢驗股票市場與經濟增長之間的相關關系，我們需要確定以下幾個方面的指標。　　(1)股票市場發(fā)展的指標。下述四個指標可以反映我國股票市場的發(fā)展水平。　　第一個指標是資本化率，用Capitalization表示，等于每一季度A股流通市值與名義季度GDP的比率，我們用它來反映股市的發(fā)展狀況。之所以選擇流通市值而不是市價總值，是因為我們認為國家股和法人股并沒有上市流通，不具備股票市場應有的風險分散、信息收集等功能，只有社會公眾股才能代表我國股票市場的規(guī)模和發(fā)展水平。股票市場規(guī)模越大，募集資本和分散風險的能力越強。考慮到B股相對于A股規(guī)模較小，1999年底B股流通市值僅為A股流通市值的3．5％，將B股舍去不會影響計量模型的準確性。流通市值等于在上交所和深交所上市的股票A股流通市值之總和。1998年和1999年的季度流通市值數(shù)據(jù)來自《上海證券交易所統(tǒng)計月報》(1998．1—1999．12)和《深圳證券交易所市場統(tǒng)計》(1998．1—1999．12)；上交所1994年第三季度至1997年第四季度的流通市值和深交所1994年第一季度至1997年第四季度的流通市值來自《中國證券期貨統(tǒng)計年鑒》(1995—1998年)；上交所1993年第一季度至1994年第二季度的流通市值和深交所1993年的季度流通市值無法從公開出版物上獲得現(xiàn)成數(shù)據(jù)，我們利用上市公司每季度末的流通股本和股票的收盤價計算而得。1992年第四季度至1999年第四季度的季度GDP數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計》(1992．11—2000．2)。 　　第二個指標是交易率，用Value表示，等于上交所和深交所每季A股總成交金額與季度名義GDP的比值。反映出以經濟總量為基礎的股市流動性。1998年第一季度至1999年第四季度的A股成交金額來自《上海證券交易所統(tǒng)計月報》(1998．1—1999．12)和《深圳證券交易所市場統(tǒng)計》(1998．1—1999．12)；1994年至1997年的A股成交金額來自《中國證券期貨統(tǒng)計年鑒》(1995—1998年)；1993年的A股季度成交金額在公開出版物上難于找到現(xiàn)成的數(shù)據(jù)，我們依據(jù)《中國證券報》(1993．1—1993．12)和《證券市場周刊》(1993．1—1993．2)上的數(shù)據(jù)計算得出。　　第三個指標是換手率，用Turnover表示，等于A股季度成交金額除以A股季度流通市值。高換手率意味著相對低的交易費用。第二和第三個指標均反映了股票市場的流動性(Liqridity)。　　第四個指標是股票市場收益率波動，用Volatility表示，等于滬市A股指數(shù)的季度標準差。滬市A股指數(shù)來自《中國證券報》(1993．1—1999．12)。在我們研究的期限內，深市和滬市大盤的走勢基本一致，因此，我們只計算了滬市A股指數(shù)的標準差。因為上市公司的季度紅利分配數(shù)據(jù)無法精確得到，所以我們在計算股票收益率的波動時，只計算了資本利得的標準差。　　(2)經濟增長指標。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們使用三個經濟增長指標。　　第一個指標是實際GDP季度環(huán)比增長率，用GY表示。我們以1993年第一季度為基期，計算各季的商品零售價格指數(shù)(RPI)，基期RPI=100。用名義GDP除以當季的RPI就得到實際GDP季度環(huán)比增長率。在計算各季的商品零售價格指數(shù)時，采用商品零售價格的月度環(huán)比數(shù)據(jù)，其中1996年和1997年各月的數(shù)據(jù)來自《中國物價及城鎮(zhèn)居民家庭收支統(tǒng)計年鑒》(1996年、1997年)，其它年份的商品零售價格月度環(huán)比數(shù)據(jù)散見于《價格理論與實踐》(1992．11—2000．1)、《中國統(tǒng)計》(1992．11—1996．2)、《宏觀經濟管理》(1994．8—1996．2)。需要指出的是，在Capi-talization、Valre以及下文中的Savings、Depth指標中，我們使用的均是名義GDP，這是因為通貨膨脹或通貨緊縮同時作用于這些指標的分子與分母，兩者相除在一定程度—亡抵銷了這種影響。　　第二個指標是國有單位固定資產投資季度環(huán)比增長率，用GC表示。理由是：①無法獲得資本存量的季度折舊數(shù)據(jù)，所以不使用資本存量增長率指標；②無法獲得全社會固定資產投資完整的季度數(shù)據(jù)，由于我國上市公司絕大多數(shù)屬于國有企業(yè)，股票市場的發(fā)展和國有企業(yè)的投資活動聯(lián)系較為密切，所以使用國有單位固定資產投資的數(shù)據(jù)。各季度國有單位固定資產投資的名義值同樣除以季度零售物價指數(shù)而化為實際值，然后再計算各季度的環(huán)比增長率。1993年第一季度至1999年第四季度的名義國有單位固定資產投資數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計》(1992．11—1994．5)和《宏觀經濟管理》(1994．8—2000．2)。　　第三個指標是居民的銀行儲蓄率，用Savings表示，等于居民本季度末的儲蓄存款余額減去上季度末的儲蓄存款余額再除以該季度的名義GDP。1993年第一季度至1997年第四季度的居民儲蓄存款季度末余額來自《中國金融統(tǒng)計年鑒》(1995—1998年)，1998年第一季度至1998，年第四季度的居民儲蓄存款季度末余額來自《宏觀經濟管理》(1998．5—2000．2)。　　(3)傳統(tǒng)的金融深化指標。用Depth來表示，測定金融中介的規(guī)模，等于金融中介的流動負債(現(xiàn)金以及銀行與非銀行金融中介的活期和帶息流動負債)與當季GDP的比率，即M2／GDP。這里的M2是上季度末和本季度末廣義貨幣供應量(M2)存量的算術平均值。1993年第一季度至1997年第四季度的M2來自《中國金融年鑒》(1995—1998年)，1998年第一季度至1999年第四季度的M2來自《宏觀經濟管理》(1998．5—2000，2)。因為1993年前后M2的統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，所以1993年第一季度的Depth指標中的M2更指1993年第一季度末的廣義貨幣供應量余額。在現(xiàn)實世界中，經濟增長受到許多因素內影響。為了檢驗股票市場與經濟增長之間的關系是否獨立于其它變量，有必要結合相定變量進行分析。金融中介與股票市場在優(yōu)比資源配置中的功能有很多重疊之處，西方關于金融中介的理論表明金融中介同樣能夠降低信息獲取成本、促進對大企業(yè)的控制，以及提供風險分散和提高流動性的機制。但越來越多的理論和實證研究表明股票市場和金融中介在經濟體系中提供了不盡相同的功能。例如，股票市場在提供風險分散和提高流動性機制方面似乎有更大的優(yōu)勢，而金融中介在降低信息獲取成本和對大企業(yè)控制方面似乎比股市做得更好。因此，我們把股票市場和金? 謚薪櫸旁諭�一个模袡E薪�行实证研究，壹s煅榘�括了靳囍u薪槎躍�济札Zさ撓跋旌蠊善筆諧∮刖�济札Zぶ�紲Z南喙匭浴６�、回归结果及其分�?/P> 　　運用SPSS統(tǒng)計軟件對我國股票市場發(fā)展狀況的指標和經濟增長指標之間的關系進行線性回歸，我們得到以下幾個結果： 結果一：Capitalization、Value和Capitalization(-2)和Capitalization(-4)、Value(-4)都顯著地進入回歸模型(相應的t檢驗值都大于1．71)。　　當期的Capitalization、Value和GY之間的高相關度并不一定說明股票市場的發(fā)展推動了經濟增因為當期經濟的繁榮同樣會導致當期股票市場交易的活躍。在回歸模型中，CaPitalization(-4)的偏相關系數(shù)比Capital-ization的偏相關系數(shù)要大(由1．93增加到2.37)，而Value(-4)的偏相關系數(shù)與Value的偏相關系數(shù)相比，則沒有發(fā)生多少變化(由0．63變化到0．60)。這說明當期股票市場的規(guī)模和流動性水平與一年后經濟增長率的相關度是非常高的。僅僅根據(jù)上述數(shù)據(jù)，我們仍然不能得出股票市場推動了經濟增長的結論。因為還存在著另外‘下問題——“價格效應”，即預期將來經濟的繁榮會導致當期股票價格的上漲、股票交易的活躍。“價格效應”會使股票流通市值擴大，成交金額增加。為了檢驗“價格效應”是否是促成GY和Capitaliza-tion(-4)，Value(-4)之間高相關性的主要原因，我們把Capitalization(-4)和Value(-4)放在同一個方程中進行回歸，表1顯示的回歸結果表明價格效應不是主要原因。因為Capitalization(-4)仍然顯著地進入回歸模型，而且Capitaliza-tion(-4)的偏相關系數(shù)雖然有所下降(由2．37下降為2．28)，但依然相當大。由于，我們大膽地引申出如下結論：這些年我國股票市場的發(fā)展對我國經濟的增長在總體上起到了有力的促進作用。為了增強這一結論的說服力，下述幾個方面的論證無疑是必要的。　　首先，銀行貸款得到的是固定的利息收入，無法分享高風險投資帶來的高收益。因此，銀行的中長期貸款總是在貸款合同中規(guī)定貸款的用途，限制企業(yè)將資金投資于高風險項目。投資者購買股票能夠通過股票價格的上漲，分享高風險投資帶來的高收益，因此，上市公司將籌集的資金大部分用于知識、技術更加密集的項目得到了投資者的認可，而且企業(yè)在投資這些項目時不再面臨短期還本付息的壓力。上市公司確實也將80％以上的資金用于新建、擴建項目和技改項目，這些項目的投資回報率一般都較高。　　其次，上市公司的股票價格是廣大投資者對公司投資決策、管理水平、經營業(yè)績較為客觀的評價，會對公司管理層產生一定的監(jiān)督壓力。朝陽產業(yè)、高科技產業(yè)的高市盈率會促使上市公司管理層增加對科研的投入，增加產品的科技含量。同一產業(yè)內上市公司股票價格的差異反映了投資者對公司經營管理水平的不同評估，公司的股票價格隨著不盡如人意報表的公布而下跌，這些都是投資者迫使企業(yè)管理層改善自身管理水平、提高企業(yè)經濟績效的一種市場壓力。股價的低迷也將使公司配股資金的籌集遇到極大的困難，這是股票市場保證資源優(yōu)化配置的一項重要機制。縱觀目前國內學者關于中國股市有效性的實證研究結果，大部分結論支持中國股市已逐漸達到弱式有效性，即股票價格反映了所有過去的價格和交易信息。股票市場達到弱式有效性也意味著股票市場配置資源的效率在不斷提高。　　第三，國有銀行在貸款項目的選擇上并沒有一套科學、嚴格的評估方法，而且還要經常發(fā)放一些低效的政策性貸款，對那些效率低下的國有企業(yè)進行“輸血”，使銀行信貸資源沒有實現(xiàn)最優(yōu)配置。我國公司上市名額非常稀缺，證監(jiān)會的選擇盡管不是最優(yōu)的，但是基于“稀缺性”所形成的遴選機制，使獲準上市的企業(yè)往往是該行業(yè)、該地區(qū)的優(yōu)秀企業(yè)，相對說來，募集資金的流向和使用效率還是相當高的。此外，我國股票市場對上市公司配股權的獲得規(guī)定了年度凈資產收益率的下限，這是保證資源優(yōu)化配置的一項重要制度。　　第四，我國國有企業(yè)所有者缺位，對國有企業(yè)經營者的監(jiān)督非常缺乏，作為大信貸者的國有銀行，同樣面臨委托——代理的沖突問題，對企業(yè)信貸的使用缺乏事后的監(jiān)督，使資源在企業(yè)內部并沒有得到最優(yōu)的配置。將國有企業(yè)推向股票市場，建立起董事會、監(jiān)事會、股東大會，特別是吸納的法人投資者對國有企業(yè)管理者存在著一定程度的監(jiān)督。上市公司要定期公布中報、年報和一些重要事項，也就增加了國有企業(yè)管理的透明度，便于企業(yè)接受外部投資者的監(jiān)督。對1998年底已在滬深兩市交易的174家上市公司的統(tǒng)計顯示：1994年至1998年間總經理共發(fā)生了65次非正常變更(排除因年齡、生病這兩種原因引起的變更)，平均每家公司為0．37次。上市公司經營業(yè)績差、公司發(fā)生購并引起股權結構的變動是總經理非正常變更的主要原因。我們的統(tǒng)計表明，在1998年發(fā)生的52起實質性資產重組(第一大股東易主)中，總經理全部被更換。通過股票市場，對上市公司管理者內部監(jiān)督、外部約束的加強有利于實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。　　結果二：在股票市場的規(guī)模指標和流動性指標都進入模型的三個回歸方程中，Val-ue、Valre(-2)和Valre(-4)都不再顯著地進入回歸模型(相應的t檢驗值都較小)。　　這說明在我國股市發(fā)展處于初級階段的這幾年里，股票市場規(guī)模的擴大，也就是我們所說的“擴容”，對經濟增長的促進作用遠遠大于提高股票市場的流動性對經濟增長的影響。這一結論與萊文和澤爾沃斯(1998)得出的結論差異較大。萊文和澤爾沃斯對42個國家作了跨國分析后認為，提高股票市場的流動性，便利股票的交易對經濟增長的推動作用大于擴大股市規(guī)模對經濟增長的影響。對此，我們的解釋是：提高股票市場的流動性，能夠降低投資股票的風險，從而使投資者更愿意投資于高風險、高回報的長期項目。但是我國股票市場的發(fā)展尚處于初級階段，廣大投資者對新股的需求遠遠大于供給，存在著新股的“短缺”現(xiàn)象，這也是我國對新股發(fā)行實行配額制的原因。在這種情況下，投資者購買新股的熱情決不會因為股票市場流動性的降低而減少。更重要的一個原因可能是直接融資替代間接融資使資源配置的優(yōu)化效應大于因股市流動性增加而加強了對企業(yè)管理層的監(jiān)督所實現(xiàn)的優(yōu)化資源配置的效應。而且，股市規(guī)模的擴大便于投資者隱藏私人信息，對私人信息的壟斷能使投資者獲取更高的交易利潤，這就激勵投資者花費更高的成本去搜集企業(yè)信息。這些信息將隨著股票交易逐漸滲入到股票價格中，股票價格對企業(yè)信息的反映越是充分，股票市場的價格信號功能和對管理者的監(jiān)督控制功能就越完善，資源的配資效率就越高。　　結果三：換手率指標Turnover、Turnover(-2)、Turnover(-4)都不顯著地進入回歸模型。而且換手率的偏相關系數(shù)相當小，與經濟增長之間的關聯(lián)度很低。　　我國股票市場的換手率極高，1993年至1999年年度平均換手率為5．27，1976—1993年間美國的平均換手率0．493， 日本為0．469，泰國為0．739，韓國為0．832財。我國股票市場的換手率不僅高，而且與實質經濟發(fā)展狀況相脫離，由換手率指標與經濟增長率之間關系的非顯著性可以看出，我國股票市場的投機性非常強。在一個股機性很強的股票市場中，投資者購買股票是為了在短期內將股票在一個更高的價位上拋售，追求的目標純粹是資本利得。這種短期行為使投資者更關注股票的技術分析、K線形態(tài)、炒作概念，而對上市公司的投資決策、管理效率、經營業(yè)績、行業(yè)發(fā)展都不會花費足夠的精力去調查研究。這樣，上市公司的管理層就不會面臨中小股東的監(jiān)督壓力，而且股票價格中包含的實質信息也會非常少。股票價格與公司實際經營管理狀況相脫離，資本市場對上市公司管理層的監(jiān)督就被削弱了。　　結果四：Volatility和Volatility(-4)都不顯著地進入回歸模型，Volatility(—2)顯著地進入回歸模型，而且Volatility(—2)的偏向關系數(shù)是-1．09。　　這說明我國股票市場收益率的波動在一定程度上影響了國民經濟的穩(wěn)定發(fā)展。股票市場總體收益率波動的標準差可以看作是投資股票的市場風險，這種風險是無法用投資組合加以克服的。因此，這種市場風險越大，則風險規(guī)避的投資者就越不愿意投資于股市，他們寧愿將錢存在銀行里，追求低風險的穩(wěn)定收益。這勢必會影響新股的發(fā)行規(guī)模、發(fā)行市盈率以及已上市公司的配股功能。這從一定程度上證實了德龍等人(Bradford Delonget al，1989)的觀點：股票市場收益率的波動會阻礙投資和資源的優(yōu)化配置。　　結果五：金融深化的指標Depth顯著地進入所有的回歸模型，而且Depth的偏回歸系數(shù)是負的。　　這一檢驗結果與其他學者的研究結論相似，金融中介的發(fā)展和經濟增長之間有顯著的負相關關系。　　三、進一步解釋　　一國的經濟增長率由人均資本存量和全要素勞動生產率決定，股票市場對經濟增長的推動作用也是通過影響人均資本存量和全要素勞動生產率來實現(xiàn)的。居民的儲蓄存款是社會的人力資本投資、企業(yè)固定資產投資、研究與開發(fā)的重要資金來源，而這些方面的投資決定了一國經濟增長率的高低。因此，為了進一步檢驗中國股票市場發(fā)展對經濟增長的作用，同時考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們可以從以下兩個回歸模型進行分析：　　1.中國股票市場發(fā)展與國有單位固定資產投資增長的相關性模型。這一模型的回歸結果顯示，除了Capitalization(-2)和Vaule(—2)外，其余衡量我國股票市場發(fā)展狀況的幾個指標均不顯著地進入回歸模型。　　Capitalization(-2)和Vaule(-2)的偏回歸系數(shù)均為正，這說明股票市場規(guī)模的擴大，交易的活躍增加了國有單位固定資產的投資。而且這個效應滯后了半年，說明我國上市公司從資金募集到項目投資的間隔大約為半年左右。同時，股票融資和國有單位固定資產投資之間的正相關關系也說明股票市場的直接融資和銀行的間接融資并不是純粹的替代交系，企業(yè)從股票市場募集資金后確實會減少向銀行借款，但是企業(yè)募集資金的大部分卻是投向一些技術含量較高、投資周期較長的新項目，而這些項目在企業(yè)上市之前是很難從銀行獲得貸款的。即使能夠獲得銀行貸款，也會因為資金成本過高降低了投資項目的收益率而被企業(yè)放棄。如果這些項目獲得資本市場的支持，就可以轉變成新的生產能力，其收益率是比較高的。從這個角度看，股票市場優(yōu)化資源配置的功能確實加快了企業(yè)的技術進步，有利于產業(yè)結構升級，推動了經濟增長。研究顯示，當期固定資產投資的增加只是等量的增加了國內生產總值，而投資項目外部性的逐漸溢出則提高了全社會的勞動生產率，推動了經濟以更快的速度增長。鑒于我國季度勞動生產率數(shù)據(jù)難覓，我們無法對勞動生產率和股票市場發(fā)展的相關性進行回歸。　　2．中國股票市場發(fā)展與居民銀行儲蓄的相關性模型。這一模型的回歸結果顯示：　　結果一：當期、滯后半年和滯后一年的Capitalization和Value均顯著地進入回歸模型(相應的t檢驗值均大于1．71)。股票市場的規(guī)模指標和交易率指標與居民銀行儲蓄率呈負相關性。　　這說明，股票市場規(guī)模的擴大、交易的活躍將誘使居民減少投機性貨幣需求，將這部分儲蓄存款投資到股票市場中。因為，投機性貨幣需求追求的只是資產的最高期望收益，股票價格的普遍上漲、市場成交量的放大使股票投資的收益率遠遠超過了銀行儲蓄。1999年“5．19”行情啟動后，第三和第四季度居民儲蓄存款余額僅比上季度增加了190．83億元和257．69億元，而1998年第三和第四季度居民儲蓄存款余額則分別比上一季度增加了1633億元和1827億元。2000年2月14日股市暴漲了9％以后，滬深兩市開戶的投資者在3天內劇增了7萬多戶。股票一級市場的穩(wěn)定性高收益也吸引著大量的資金滯留在股票一級市場中，隨著股市的不斷“擴容”，越來越多的儲蓄存款加入到“搖獎隊伍”。我們的實證結果證明了本斯維格和史密斯(BenciVenga and Smith，1991)提出的觀點：股票市場流動性的提高、交易成本的下降將導致居民銀行儲蓄率的下降。居民儲蓄存款的下降會減少銀行的可貸資金，進而使新增投資下降，最終減緩了一國的經濟增長率。本文前面的回歸結果卻表明股票市場推動了我國經濟的增長。對此，我們的解釋是：a．在我國股票市場發(fā)展的初期階段，股票市場實現(xiàn)的資源配置優(yōu)化對經濟增長的推動作用要大于居民銀行儲蓄率下降導致的投資下降對經濟增長的抑制作用；b．國有企業(yè)通過新股發(fā)行和配股融通到的資金部分補償了銀行門接融資的下降；c．近年來我國銀行業(yè)一直處于“超存”的狀態(tài)，居民儲蓄存款的下降，一部分減少了銀行的超額準備金，資金的更加有效利用還提高了投資收益率。　　結果二：Volatility(-2)和Savings呈顯著性正相關關系。　　這說明股票市場的系統(tǒng)風險越高，居民就越青睞收益穩(wěn)定的銀行儲蓄。股票市場上投資者數(shù)量的減少，交易資金的下降將削弱股票市場功能的發(fā)揮，從而阻礙經濟的增長。這一結果進一步論證了本文Volatility(-2)和GY之間的負相關關系。　　結果三：GY(-4)在所有的回歸方程中都和Savings呈非常顯著的負相關關系。　　這說明上一年收入的增加會導致當期居民銀行儲蓄率的下降。一種可能的解釋是：根據(jù)持久收入假說，如果居民預期未來的收入會保持現(xiàn)在的增長速度或以更高的速度增長時，他們會在下一年度增加消費，減少儲蓄，提前享受未來收入增長帶來的好處，從而盡量使較長一段時間內的消費趨于平穩(wěn)。這樣，我們就會看到儲蓄率將隨著經濟增長率的提高而下降。四、結論　　本文的實證研究證實了萊文和澤爾沃斯的假設：股票市場發(fā)展和經濟增長之間有很強的正相關性；而與股票市場對經濟增長的作用是極其有限的結論不同。本文的主要結論是：(1)股票市場規(guī)模的擴大、交易率的提高促進了我國經濟的增長，股市規(guī)模的擴大對經濟增長的推動作用尤為顯著。(2)股票市場收益率的波動抑制了儲蓄資金投向高效率的項目，在一定程度上影響了我國經濟的穩(wěn)定增長。(3)股票市場規(guī)模的擴大、交易率的提高增加了國有單位固定資產的投資數(shù)量，加快了企業(yè)的技術進步。(4)股票市場規(guī)模的擴大、交易率的提高導致我國居民銀行儲蓄率的下降，卻提高了直接融資的比重。(5)股票市場通過改善投資效率、優(yōu)化資源配置而提高了全社會的勞動生產率，進而提高了我國經濟的增長質量。　　全文的分析表明，盡管因勞動生產率等數(shù)據(jù)指標難覓，從而會在一定程度上影響實證檢驗的結論，但多數(shù)的指標均表明我國股票市場在1993—1999年間的發(fā)展促進了經濟增長。因此，股票市場的積極“擴容”，可以成為中國經濟持續(xù)和高速增長的一股推動力量