中国股票市场发展与经济增长关系的动态实证分析
中国股票市场发展与经济增长关系的实证研究
家口口 技 院学挥 珂业 学 】
Ｊ ｕ ａ ｏ ｈ ｎ ｊ ｋ ｕ Ｖ ｃ ｔ ｎ ｌ ｎ ｅ ｈ ｉ ｌ ｏ ｅ ｅ ｏ ｒ ｌ ｆ ａ ｇ ａ ｏ ｏ ａ ｏ ａ ａ ｄＴ ｃ ｎ ａ Ｃ ｌ ｇ ｎ Ｚ ｉ ｉ ｃ ｌ
Ｖｏ ＿ ５ Ｎｏ １ ｌ２ ．
（） １ 市场 资本 化 率 ： 映 股 票 市 场 规 模 化 率 指标 ， 反 用
ＭＣ Ｐ表示 ， Ａ 定义 为 ： 资本 化 率 ＝市 场 资本 化／ Ｄ 。其 中 Ｇ Ｐ
经开始 向民 营企业 和 外 资企 业 开放 。 中国 的股 票 市场 推
动 了国有 企业 改革 和 体 制转 换 的进 程 。股票 市 场 的这 种
的 比重 为 ３ ９ ％ 。 截 止 到 ２ １ ．３ ０ ０年 中 国股 票 市 场 已 经 发 展
成为～个拥有 ２ ６ ０ ３家 上市 公 司 ， 价 总值 达到 ２ ５ ２ 市 ６ ４ ３亿
元 的 巨大 市 场 。 上 市 企 业 由 过 去 仅 限 于 国 有 企 业 ， 在 已 现
选 择 １９ ９ ２年 为 起 点 的 数 据 ， 基 于 以 下 原 因 ： 是 中 国 股 是 一
票 市场发展 的时 间较 短 ， 初 几 年 的交 易 量太 小 ， 市 公 最 上
规 模和市场规 模的股票 交易程度 。 （ ） 了用 以上 指 标测 度 我 国股 票 市场 的 发展 外 ， ３除 考 虑到我 国股票 市场 的特殊 背景 ， 我们 用股 票市 场依存率 来 测定经济发展 对 股票 市 场融 资 的依 赖 ， Ｓ Ｒ表示 ， 义 用 Ｄ 定
分析发现 中国股票 市场 的发展和 经济增 长关 系在 总体上具有 明显的正相 关关 系， 股票市场 某些方面的发展不利 但 于 中国经济增长 。造成这种现 象有 多种原 因 ， 建议通过完善股票 市场 的组 织制度和 市场 结构 ， 范上 市公 司的运 规 作， 提高上市公 司的质量 ， 转变政府 职能 ， 强化政府对股票市场的监 管 ， 进经济的增长 。 促 关键词 ： 股票市场 ； 经济增长 ； 回归分析 ； 政策建议 中 图分 类 号 ：８ ２ ５ Ｆ ２ Ｆ ３ ． ；１４ 文献 标 识 码 ： Ａ ・ 文 章 编 号 ：０ ８— １６ ２ １ ） １ ０ ０ ０ １０ ８ ５ （０ ２ ０ — ０ ５— ３
我国股票市场发展对经济增长影响的实证研究
２ ０ ，８ ． ０３（）
中 图分 类 号 ： ８ ０９ 文 献 标 识码 ： Ａ 文 章 编 号 ：１０ － ２Ｘ｛０６ ０ － １８ ｏ Ｆ ３ ．１ ０８８７ ２０ ） ００啊４ ４
【】 毅夫， ２林 孙希芳． 信息、 非正 规金融与 中 小企业融资【 ． Ｊ 经济研究 。０ ５（） 】 ２０ ， ． ７ 【】 毅夫， ３林 李永军． 中小企业发展与中小企 业融资叨． 经济研 究，０ １ １． ２０ ， ） （
织结构【 ． Ｊ 经济研 究。０ ２ ２． 】 ２０，） （
【］ 莳 安， 斌． ６章 程 对创 建 中小 企 业 融资 担 保
基金的思考【． 与企业，９ ９（） Ｊ银行 】 １９ ， ． ９
【］ ７陆云 种 ． 用 民 间 金 融 缓 解 中小 企 业 融 利
资 问题 探 讨叨 ． 券 市 场 导 报 ，０４（ 。 证 ２０，） ２ ｓ ｍｍａｙｏ ｒｖｏ ｓｓｕ ｉｓａ ｄｔｅＥｖｅ ｔｔ ｔ ｏｔ ｒ， ｔｉ ａｔ ｌ ｋ ｓａ ｍ— ｕ ｒ ｆｐｅ ｉｕ ｔｄｅ ｎ ｉｗｓｓａｉ ｉ ｓｆ ｅ ｈ ｓ ｒｃｅｍａ ｅ ｎｅ ｈ ｓｃ ｗａ ｉ 【 杨 育谋 ． ８ ］ 动产 融资 ： 小企 业 融 资新 途 径 中
Ｎｏ ．。 ０ ６ ｖ ２ ０ Ｖｏ． ０，Ｎｏ４ １ ２ ．
第 ２ 第 ４期 ０卷
妻 麟 ： 聱
值 系数 。 银 企 博 弈 学 习 模 型 为 企 业 了
解 银行 信 贷博 弈 决策 提 供 帮 助 ， 同
时也 为企 业 如 何 获 得 银 行 信 贷 提
供 了一 些 解 决 思 路 。 由于 在 模 型 计 算 中 我 们假 设 企 业 的 还 贷 比率 不
外 相 关 研 究 中 。 多 数认 为股 粟 市场 通 过 其 功 能作 用促 进 了经 济 增 长 。 而在 我 国 的具 大 体 实 践 情 况 又 如何 呢？ 用 Ｅ ｉｗ 统 计 软 件 ， 运 ｖ ｓ ｅ 以我 国 １９ ９ ５年 第 一季 度 到 ２ ０ ０ ５年 第 四
我国股票市场发展对经济增长影响的实证分析
存在显著正相关关系。随着计量经济学 的发展 ，与早期采用截
面数据的 回归分析相 比 ，后来 的实证研究更侧重时间序列和平
■■■＿
市场经纬・ Ａ Ｋ Ｔ Ｍ Ｒ Ｅ
我国 股票市场发展对经济增长影响的实证分析 ，
文／ 杨 毅
一
、
研 究 文 献 回顾 与综 述
增长有显著的促进作用 ，而债券和股票市场对经济增 长的作用
不大 。
对于 股票市 场发展 与经济 增长 的关系 ，前人做 了许 多研
究 ，从研究结论得出的观点大致可 以分成两种 ，一种观点认为
论 ， 说 明 股 票 市 场 发 展 对 经 济 增 长 有 积 极 影 响 。 Ａｌ ｓ ｉ Ｄ ｍ ｒ ｕ — ｕ ｔｅ Ｒ ｓ Ｌｖｎ１９ １ 过 对 ４ 个 国 家 １ ８ ｅ ｉ ｇ ｃＫ ｎ 和 ｏｓ ｅｉｆ９ ６通 ｏ ｈ １ ９ ６～ １９ 年的数据研究发现 ，人均 实际Ｇ Ｐ ９３ Ｄ 和股票市 场之间存在很 强 的正 相关 关 系 。Ｌｖｎ 和 Ｚ ｒ ｓ（ ９ ６ ｅｉｅ ｅｖ １９ ）通 过 对 ４ 个 国家 ｏ １ １７ ９６～１ ９ 年的相关数据建立 多国回归模型 ，结果也显示两者 ９３
经 济 的关 系较 弱 。 Ｆｌ 、Ｈ ｎｕｅ 和 Ｇ ｍｐｓ （０ ０）的格 兰 杰 ｉ ｒ ａｏ ｓｋ ａ ｏ ２ ０ ｅ
通 回归分析方法检验它们 之间的相关性 ，而是采取协 整方法进
行检验。 （ ）协 整 检 验 三
我国股票市场发展促进经济增长的实证分析
［ 关键词］ 经济增长 股票市场 协整分析 格兰杰因果关系 ［ 中图分类号 ］ｒ２ ． ［ ２４ｏ 文献标识码 ］Ａ 截至 ２ｏ 年 ３ ｏ６ 月，我国证券市场总市值达 ３８ ． ５６ ５ ０ ３ 亿元 ，流通市值达 １６ ． 亿元，上市公司 １ ２ ２ ７ ６ ２ ９ ４ 家，深 ２
推动经济增长的作用 ， 根据实证 结论提 出简单 的政策 并
建议 。 若证据表明存在从股票市场发展到经济增长的因 果关系，则其具有政策含义。也就是说，有效率的股票
市场将提供 “ 更好 的”金融服 务，这将提高经 济的真 实 Ｇ Ｐ增长能力。所 以 ，确立适 当的股票 市场政 策对政 策 Ｄ 制定者至关重要，这些政策通过便利交易、动员资本以 及实施公司监控而改善市场失败，并进而促进经济增长。
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第２卷 ６
期 ２７ 第月 ０ 年１ Ｏ １
工 业 技 术 经 济
Ｖ．，ｏ ｏ６ Ｎ １ １ ２ ．
总第 １９期 ５
我 国股票市场发展促进经济增长 的实证分析 周 来自 （ 东北财经大学，大连
［ 摘
１６２ ） １ ５ ０
要］ 基于 １ ２ ２０ 年 间的股票市场周转率、股 票市场融资额和 经济增长数据 集，我们 利 ９ — ０５ ９
议的面版差分估计来联合研究银行和股权市场对经济增 长 的影响。使用 ５ 年期平均数 据避免 经济周期 波 动并 利 用面 版 过 程避 免与 差 分 相 联 系 的偏 倚 ，Ｂｃ 和 Ｌｖ ｅ ｅｋ ｅｉ ｎ
（ｏ３ ２ ０）将样本扩展到 １９ 年从而缓解 了 ２ 世纪 ９ ９８ ０ ０年代
ｌ 理论 和 实证 文 献 回顾
收 稿 日期 ：２０ — １一 １ Ｏ６ Ｏ ３
一
回归 技术 ，Ａｅｔ、Ｄ ｍ ｔａｅ ｒｓｓ ｅ ｃｉ ｓ和 Ｌ ｉｃ ２０ ）发 现 ， ｉ ｒｄ ｕｔ ｎ ｌ（０ １ 股票市场流动性对增长 的经济效应是 正 向而显著 的 ，但 在经 济上 比 Ｌ ｖ ｅ和 Ｚ ｒ ｓ（９ ８ 、Ｒ ｕｓａ ｅｉ ｎ ｅｖ １９ ） ｏｓ ｕ和 Ｗａｈ ｌ ｏ ｅ ｃｔ ｃ （ｏ０ ２０ ）以及 Ｂｃ ｅｋ和 Ｉｖ ｅ ． ｉ 发现的效应 小些。 ￣ｎ
中国经济增长与股票市场关系的实证研究
中国经济增长与股票市场关系的实证研究作者：孙晓云来源：《时代金融》2018年第08期【摘要】该文应用Morlet小波时频相关性分析对中国经济增长和股票市场的关系进行实证研究。
该方法既能对二者在时域维度上的结构性转变进行分析，又能从频域角度分析二者在短期、中期和长期的相关性。
研究结果表明，中国经济增长只在短期和中期与股票市场存在正相关关系，股票市场是导致该时期内经济增长的重要因素。
本文认为，要想继续保持中国经济的中高速发展，应该积极地促进股票市场的发展。
【关键词】经济增长股票市场小波相关性时域频域一、引言随着中国股票市场的不断发展壮大，它与经济增长之间的关系已经成为经济增长理论研究中的一个重要课题。
两者之间的相关性、因果性关系，不论是对股票市场走势的判断，还是对政府政策的制定都有着重要意义。
虽然在强式有效市场假说下，股票市场的价格具有随机游走的特点，依靠宏观经济变动的基本面分析将会失效，但实证研究证明，目前即使是发达国家的股票市场也未达到强式有效市场假说的条件（姚道洲，2010）。
本文应用Morlet小波时频相关性分析对中国经济增长和股市间的关系进行实证研究，并通过所得结论给出具体的政策建议。
关于中国经济增长和股市之间的相关性问题可以用货币政策传导机制中的托宾Q理论（Tobin，1969）来解释（Su et al.，2016）。
托宾Q理论将企业的股票价格与投资支出联系起来，托宾Q为企业股票市值对股票所代表的资产重置成本的比值。
如果Q值较大，即企业资本重置成本低于企业市场价值，那么公司发行较少的股票就可以买到较多的投资品，进而促进投资支出增加，反之则相反。
根据托宾Q理论的货币政策传导机制为：货币供应↑？圯股票价格↑？圯q↑？圯投资支出↑？圯总产出↑针对中国经济增长和股票市场之间的相关性问题，国内外学者得出了不同的结论。
一种观点认为股市发展能显著地促进经济增长，比如Schwert（1989），Cooray（2010），周晖（2010），姚道洲（2010）等。
中国股票市场与经济增长相关性的实证研究
经 验 上来 说 ， 股票 市场 的 发展 主要 通过 股 票市 场 的规模 及其 流
ｅ ｉｅ ｅｖｓ １８ ）提 出的理论 ，用市 年 来 ，大 量 的 经 济 学 者 对 我 国股 票 市 场 和 经 济 增 长 之 间 的 相 关 动性 表现 出来 。根据 Ｌ ｖｎ 和 Ｚ ｒｏ （９８ 场 的资 本 化率 来反 映 股票 市场 的 规模 大 小 ，表 示 为 ｃ ｐｔｌ ａｉｎ ａｉ ｉ ｔ ａｚ ｏ 关 系作 了实证分析 ，这些研究表明股票市场影响经济增长的 各 个方 面 ，比如 流 动 性 ，促 进 储 蓄 向 投 资 的 转 化 ， 以及 公 司 治 理 ， 信 息 披 露 等 等 。这 样 股 票市 场通 过影 响 这 些 方 ，股 票 融 资 每 增加 １ ，产 出 只增 加 ０ １９ ，从 而 论 证 了 中 ％ ．Ｏ ％ 国股 票市 场 勺经 济 增 长 之 间 存 在很 强 的 正相 关 关 系 。 本 文 通 过 建 立 多 元 回 归模 型 的 方法 对 中 国 股 票市 场 和 经 济 增 长 之 间 相
四 、建立客 户关系管理系统 ，提升营销能力 谈 判 技 巧 等综 合技 能 ，更 好 的彰 显开 行 员工 素 质 。 客 户 天 系管 理 （ ＲＭ ）是 ２ Ｃ ０世纪 ９ ０年代 国 际 一新 兴 的 营 ｋ 第 二，编 制 产 品 手册 。 产 品手 册 在营 销过 程 中 可 以起 到 较 强
影 响 经 济 增 长 的作 用 。 另 ・ 学 者 则 认 为 由 于 股 票 市场 分 散 风 些 险和 提 高 流 动 性 的 作 用 ， 使 人 们 的 储 蓄 动 机 下 降 ， 从而 不 利 于 出 的 角 度分 析 了我 国证 券 市场 和 经 济 增 长 的实 证 关 系， 结 果 表
中国股票市场发展与经济增长关系的实证检验
金融在经济增长 中的作用 ，在金 融功能计量上取 得 了突 破性的进展 ，形成了现代金 融发展理 论。随后 ，许 多学 者对金融功能从 不同侧面 给予研究。作为金融市场 的重
要 组 成 部 分 ，股 票市 场 发 展 和 经 济 增 长 的 关 系 引起 了 国
度时间序列数据的分析认为 ，股票 市场发 展与经济 增长
第２ 卷 ８
２９ 第月期 Ｏ 年３３ Ｏ
工 业 技 术 经 济
Ｖ第 ， ｏ 总． Ｎ． ｏ８ ３ １ ２
１５ ８ 期
中 国股票 市场 发展 与 经济 增长关 系 的实证 检 验
吴 鸣鸣 （ 京科技 大学 ，北 京 １０ ８ ） 北 ０ ０３
［ 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 Ｊｈｎｅ ｏａｓｎ 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
影响显著 ，而银行贷款对人均实际 Ｇ Ｐ 长率的影响甚 Ｄ增
微 ；ｌ ｖ ｅ和 Ｚ ｒ ｓ发现 证券市 场 流动性 与经 济增 长率 ＿ｉ ｅｎ ｅｖ ｏ
之，因此 认为证券市场 发展与经济 增长
间 存 在 因 果 关 系 。 Ａｌ Ｄ ｓ ｅ ｉ 一Ｋｎ ｕｔ和 Ｒ ｓ Ｌｖ ｅ ｏｓ ｅｉ ｎ
之 间具 有 较 微 弱 的 正 相 关 关 系 ；李 冰 菊 （ｏ７ ２ｏ ）运 用 计
我国股票市场与实体经济增长的相关性分析
我国股票市场与实体经济增长的相关性分析摘要：随着我国经济体制改革的不断深入，我国资本市场不断发展和完善，股票市场对我国经济的发展所起的重要作用越来越明显。
根据国外学者研究表明，股票市场的发展会促进实体经济增长，这与经济理论分析是一致。
而最近几年国内学者研究表明，我国股票市场的发展与实体经济增长之间出现了背离关系。
本文就运用johansen协整法和granger因果检验来论证我国股票市场与经济增长之间是否存在背离性。
关键词：股票市场实体经济增长实证检验一、文献综述自从我国股票市场的诞生以来，为国家的发展和企业的发展以及投资者的需要起着和重要的作用，逐步成为我国经济增长不可缺少的一部分。
首先，股票市场促进实体经济增长。
文建东（2004）采用逐步回归法，对中国股票市场与经济增长1994-2000年间的季度数据进行了回归分析，结果表明中国的股票市场对经济增长有促进作用。
其次，股票市场抑制实体经济增长。
此外股票市场平行实体经济增长。
二、股票市场与实体经济增长之间相关性实证检验本文选取了1991-2010年度数据，股票资本化率（ca），即指每年年末股票总市值和该年度名义gdp的比值、股票交易率（va），即每年度股票的总成交额与该年度名义gdp的比率、换手率（tu），即年度总成交金额除以股票流通市值等指标来大体上代表股票市场的发展状况，而用国内生产总值增长率（gdpg）来代表实体经济增长的状况，共20年的年度数据，样本容量基本符合计量分析要求。
（一）单位根检验一般来说，表示宏观经济变量的时间序列都是非平稳的，具有时间趋势。
因此，在进行具体的方程估计之前，通常需要进行单位根具有，以考察经济变量是否平稳，进而确定实证具有是否有必要进行协整分析。
1、增项df检验df检验由迪克和福勒（dickey和fuller）在1979年提出的，其检验方法如下：2、平稳性检验结果本文就对各个变量进行单位根检验（adf）或者增项df检验，其中检验过程中滞后项的确定采用aic准则，检验形式就采取trend and intercept。
中国股票市场与经济增长关系的实证分析的开题报告
中国股票市场与经济增长关系的实证分析的开题报告一、研究背景与意义中国是世界上经济发展最为迅速的国家之一，其GDP总量居世界第二。
股票市场作为中国资本市场的重要组成部分，在中国经济发展中也扮演着重要的角色。
自1990年代以来，随着中国经济转型和改革的逐步深入，股票市场的发展也日益迅速。
同时，也有许多研究指出，股票市场与经济增长之间存在着密不可分的关系。
本研究拟就中国股票市场与经济增长之间的关系展开实证分析，旨在探讨股票市场在中国经济增长中的作用以及其发展对经济增长的影响，为未来中国资本市场的发展和经济增长提供参考。
二、研究目的与内容本研究拟在以中国股票市场与经济增长关系的实证分析为主线的基础上，对以下问题进行探讨：1.中国股票市场的发展历程及其现状和特点。
2.中国股票市场与国民经济之间的联系，并探讨其对中国经济增长的作用和贡献。
3.分析股票市场的市场结构和市场机制对经济增长的影响。
4.探讨政策因素对中国股票市场和经济增长的影响。
三、研究方法与技术路线本研究打算运用相关统计数据和经济学模型进行实证分析，研究方法主要包括计量经济学方法和因果推断分析。
具体技术路线如下：1.搜集相关数据：选取有代表性的数据源，包括中国股票市场和经济增长的有关数据，并进行数据清理和预处理。
2.构建经济学模型：结合相关理论，构建假设检验模型，引入适当的控制变量，以实现对股票市场和经济增长之间的关系进行经济分析。
3.实证分析：通过计量方法和因果推断分析，探讨中国股票市场对经济增长的影响机制，以及政策因素对两者之间关系的影响。
4.数据分析：运用统计软件对统计结果进行分析，得到验证假设的统计结论。
四、预期成果及意义本研究旨在深入探讨中国股票市场和经济增长之间的密切联系，为我们更好地理解中国资本市场和经济发展提供有益的参考。
通过这种实证分析方式，可以更加准确地估计股票市场对经济增长的影响和贡献，对政府部门制定相关政策提供理论支持。
预期研究成果包括以下方面：1. 了解中国股票市场的历程、现状和特点。
我国股票市场与GDP关系的实证分析
DZGDP D ZGDP ZSHAN GZH ZDSHAN GZH D2 ZDSHAN GZH
2
数据来源 : 2005 年《中国统计年鉴》 、 《中国经济景气 月报》 、中国统计局网站 , 国研网 。
1991 — 2005 年各变量序列的 ADF 检验结果 ADF 检验值 - 21 741 541 3 3 3 - 31 099 534 3 3 3 - 41 039 291 - 31 617 101
三 、实证分析及检验
笔者选择我国 1991 - 2005 年的 GDP 、上 证 ( S HAN GZH ) A 股价格指数的数据作为样本进行 统计分析 ( 见表 1) 。 首先对变量序列计算增长率 , 并用增长率数据 对其进行单位根的 ADF 检验 ( 数据分别为 ZGDP , ZSHAN GZH) , 测算 ZGDP 与 ZSHAN GZH ( 分 别 代表 GDP 与上证 A 股价格指数的增长率) 在各时段 的平稳性特征 , 解释各变量变化的规律 (如表 2
Fa , 则拒绝 H0 , 认为 X 与 Y 有因果关系 , 反之接 受 H0 , 认为 X 与 Y 无因果关系 。当 X 与 Y 位置交 换 , 就成为检验 Y 关于 X 的因果关系。
所示) 。
表 1 GDP 、SHANGZH 各年数据 ( 单位 : 亿元) 年份 GDP SHAN GZH 1991 21 6171 8 1681 633 3 1992 26 6381 1 6621 177 5 1993 34 6341 4 6671 163 3 1994 46 7591 4 7401 338 3 1995 58 4781 1 8011 259 2 1996 67 8841 6 1 0431 223 1997 74 4621 6 1 2381 013 1998 78 3451 2 1 3321 869 1999 82 0671 5 1 4681 013 2000 89 4681 1 2 0141 113 2001 97 3141 8 2 0291 869 2002 105 1721 3 1 6501 949 2003 117 2511 9 1 4971 04 2004 136 5151 0 1 2661 50 2005 150 0291 9 1 1611 05
股票市场发展对经济增长的贡献：中国的实证分析
一
、
文 献 综 述
２ 世 纪９ 年 代初 起 ，世 界 范 围 内股 票 市 场 迅 速 扩 张 ，股 票 市 场 发 展 与经 济 增 长 的关 系 受 到经 ０ ０
济学界的广泛关注 。 但是，早期 的理论模型并没有把股票市场和其他金 融中介在经济发展中的作用
区分开来 （ 比如，Ｂｎ ｉｅｇ和Ｓｉｈ ９ １ ｅｃｖｎａ ｍｔ ，１９…；Ｌｖｎ ，１９ ）。随着股市的深入发展 ，部分学 ｅｉｅ ９ １
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２０ ０ ７年 第 ５期 （ 总第 １ ０期 ） ０
福 建 金 融 管 理 干 部 学 院学 报 Ｊ ｕｎ ｌ ｆ ｕｉｎＩ ｓｉ ｔ ｆ ｉａ ｃａ ｍｉｉｔ ｔｒ ｏ ｒａ ｊａ ｎ ｔ ｕｅｏ ｎ ｎ ｉｌ ｏＦ ｔ Ｆ Ａｄ ｎｓｒ ｏ ｓ ａ
生 导 师 ，福 建 金 融 职 业技 术 学 院 客座 教 授 ，研 究 方 向 为 国 际金 融理 论 与 政 策及 台港 澳与 东南 亚金 融 ；严 佳 佳
（９２ ） １８－ ，女 ，江 苏人 ，厦 门 大学经 济 学院金 融 讯
于 公 司 股 权 融 资 比重 低 ， 票 市 场 在 筹措 资 金 上 对 于 经 济 增 长 并 不 重 要 。 对 风 险 分 散 ， ｅ ｅ ｅ ｘ 股 针 Ｄ ｖ ｒ ｕ 和 Ｓ ｉ ｈ （ ９ ４ 以及 Ｏ ｓ ｆ １ （ ９ ４ 同时 又 指 出较 大 的 风 险 分 担 意 味着 储 蓄 水 平 将 因此 下 降 ， ｍ ｔ １９ ） ｂｔｅｄ １９ ） 经 济 增 长 减 缓 ，经 济 福 利 减 少 。Ｓ ｉ ｌ ｔ １８ 、 １９ ）认 为发 达 的 股 市 具 有 快 速 披 露信 息 的 特 ｔ ｇ ｉ Ｚ（ ９ ５ ９ ３
中国股票市场与经济增长关系的相关性研究
ＬＡ Ｃ Ｐ
ｌ
Ｉ Ｒ Ｕ
ｌ
Ｌ Ａ Ｖ Ｌ
｛
Ｃ
３ ．５ ３ ６ ｌ １ ８８ ７ ７ ｌ一１ ．４６ ６ ｌ 一１ ６ １ ６ ８ ４２８ ２ ３ ３ ．４ ３ ２
（００ ８ ６ ３ （２８６ ５２ ５ ．９ ３ ３ ）ｌ ５ ． ３ ２ ）ｌ（７９ ６ ７ ２ － ６２ ３ ２ ４ ４ ．７４ ２ ） ４ ． ３ ８
向格兰杰 因果关 系 ， 这说明在 中国股票市 场发展近二十年 的历 程 中， 中国经济的持续增长一定程度上 促进了股票市场规模 的 扩大 ， 是 ， 票市场 的规 模却对 中国经济 的增 长所起 的促进 但 股 作用十分有限 。第二 ， 经济增长指标季度 ＧＤ Ｐ环比增长率和代 表股票市 场流动性 的指标周转 率和交 易率之 间都存在着 反向
对经济增长的作用是相 当有限 的 ， 股票市场 流动性 游离于我国 经济发展 的进程之外 ， 还有可能是不利于我国经济发展的。
此这几个变量为典型的一阶单整变量。
（） ２ 协整检验 。 由表 ２ 表明在 ９％ ９ ％ ５ 和 ９ 的置信度下分别存
在 ４个和 ２个协整方程。本文选择 了仅有一个协整关系时列出
ＧＤ Ｐ环比增 长率和资 本化率 Ｃ Ｐ通过了格兰 杰因果检 验 ， Ａ 存 在由 Ｇ Ｙ到 Ｃ Ｐ的单向因果 关系 ， Ａ 同时在 ９ ％的概 率保证下存 ５ 在Ｇ ＤＰ环比增长 率到交易率的单向 因果 关系 ， Ｇ 而 ＤＰ环 比增
长率与周转率之间并不存在格兰杰因果 关系。
四 、 论 与 政 策 建 议 结
由表 ３ 以得 出数学表达式 ： 可
ＶＥＣＭ ＝ＬＧＹ 一 １ ． ＬＣＡＰ＋ １ ． ＬＴＵ Ｒ ＋１ ． ５ ３３８６ ４２８５ ３６ １ ＬＶＡＬ
我国股票市场与经济增长关系的研究——基于金融窖藏理论的解释
、
金 融窖 藏理 论 对 股 票 市场 的解 释
（ ） 融窖 藏理论 一 金
金融窖藏假说是 由Ｍ． 宾斯维杰提 出的 ， 用来解释美国８ 年代 以来经济增长和金融发展的“ ０ 剪刀差和 反常现 象 ” 的极 富洞见 的新假 说 。Ｍ・ 宾斯维 杰 的金融 窖藏 理论产 生 于金融 管制 放松 ， 融创新 、 融深化 金 金
高级金融资产或者收益率较高的金融资产形式存在 的金融窖藏 ，而不包括现金窖藏。该理论建立了一个 三部 门的货币循环模型 ， 中所有货币流量与经济 中实际经济活动直接相关 。另外 ， 其 其认为也存在一种与 经济中实际经济活动不相关 、 游离于货币循环之外的 ， 且其量正逐渐庞大的资金 。金融窖藏即代表暂时或
可 能导致 泡 沫 。 （ ） 国金 融窖藏 的来 源 二 我
我国经济高速发展了二十多年 。 从宏观层面， 主要是 由于国内基础货币释放过快 ， 国货币乘数 出现 我
逐渐上升态势 ， 那么随着基础货币的不断投放 ， 市场 中货币供应逐年增加 。如果一国居民储蓄和货币创造
增 长幅度 大 于净投 资 增长 幅度 ， 该 国存 在 净金 融 窖藏 ， 者之 间 的差额 越 大 ， 金 融窖 藏就 越大 。近年 则 两 净
宋 玉 颖
（ 吉林 大 学 经 济 学院 ， 吉林 长春 １０ １ ） ３ ０ ２
［ 摘
要 ］ 用计量经济学 中的协整理论 ， 应 对我 国股票 市场与经济增 长的关 系进行 实证分析 ， 结果表明， 代表虚拟 经济
的股 市和代表 实体经济的经济增长之 间并不具有长期的均衡 关 系， 造成这种现 象的原因有多种 ， 笔者试从 Ｍ・ 宾斯 维杰提
２０ ０ ９年 ６月
总第 １４ 第 ３期 ５期
中国股票市场发展与经济增长关系的实证分析
文 献 标 识码 ： Ａ
文章 编 号 ：０ ６ ４ １ （０ ８ ０ — １ ２ ０ １０ — ３ １２ ０ ）１ ０ ５ — ３
０ 引言
从 １９ ９ ０年 上 海 证 券 交 易所 和 １９ 年 深 圳 证 券 交 ９１ 易 所 分 别 成立 至今 ， 国股 票市 场 从 无 到 有 、 小 到 大 中 从 经 历 了 一段 高 速 发 展 的 时期 截 止 到 ２０ 年 １ ０６ ２月 ３ １
关 键词 ：股 票 市场 发展 ： 济 增 长 ； 模 型 经 ＡＫ
Ｋｅ ｒ ： ｔ ｃ ｒ ｅ ｅ ｅｏ ｍｅ ｔ ｅ ｏ ｏ ｃ ｇｏ ｈ： ｄ ｌ ｙ ｗｏ ￣ ｓｏ ｋ ｍａ ｋ ｔｄ ｖ ｌｐ ｎ ： ｃ ｎ ｍｉ ｒｗ ｔ ＡＫ Ｍｏ ｅ
中 图 分类 号 ：８ ０ ９ ；０ １２ Ｆ ３ －１ Ｆ６ ・
摘 要 ：以金 融发 展 理 论 为基 础 ， 理 论 上 论 述 了股 票 市 场发 展 与 经 济增 长 的关 系 ； 从 并将 此 理 论 应 用 于 中国股 票 市场 ， 中 对 国股 票 市 场发 展 与 中国 经济 增 长 的 关 系进 行 了实证 检 验 结 果表 明 ． 国股 票 市 场发 展 与 经 济 增 长不 存 在 显著 的相 关性 。 我
融发展之间存在着大致平行的关系”
Ａｊ ｔ ｅ和 Ｊｖｎｖ （９ ３ 通 过 对 ７ ｏａｏｉ １９ ） ｃ ２个 国 家 １８ — ９０
１８ 年 的样本数据进行 回归 分析发现 ． ９８ 股票市场发展 具有双重效应 ：增长效应 （ 即对经济活动增长率的影
响 ） 水 平 效应 （ 和 即对 经 济 活 动水 平 的影 响 ）
一
时 期 ． 国 的 经 济 也 在 快 速 增 长 ． 革 开放 ２ 中 改 ９年 来
中国股票市场发展与经济增长的实证研究
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
二 、指标的选取和计量方票市场发展 时间较短 ，但发 展很快 ，我国学者也对
此课题展开 了研究 ，谈儒勇 （９ ９ 发 现 中国股票 市场发展对经 １９ ）
根据Ｌ ｖ ｅ ￣ｒＳ １９ ） ｅｉ 和Ｚ Ｆ （９ ８ 等人 的研究 ，同时考虑到 我国国 ｎ Ｃ Ｏ
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
济 增 长 即 使 有 极 其 有 限 的 作 用 ，也 是 负 面 的 ；Ｌ ｕｅ ｃｓｎ ａｒｎ ｅｏ （０ ２ 、 ２ ０ ）赵振全等（０ ２ 的研究也认为 中国股票市场发展对经济 ２ｏ ） 增长的作用相 当有 限 ；冉茂盛 等（０ ２ 对 １９ 年 到２ ０ 年的极 ２０ ） ９５ ０１ 度时间序列数据 的分析认 为 ，股票市场 发展与经济增 长之间具
济增长的影响与各 国所 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
和经济增长 的实证关系 ，发 现在人均实 际Ｇ Ｐ Ｄ 和资本 市场发展 之 间有某种 对应 关 系 ，一 般而 言 ，在 人 均实 际Ｇ Ｐ较高 的 国 Ｄ 家 ，股票市场发展程度也较高 。此外 ， ｒ ｓ １９ ） Ｈａ （９ ７ 在实证研究 ｉ ｒ 中把发达 国家和发展 中国家做 了区别 ，认为在发 达 国家 中资本 市场与经济增长之间存在 着相互促进 的正向关系 ，但 在发展 中
中国股市和经济增长关系的实证分析
表 ２ ｇ Ｌ ＧＧＰ 和 Ｌ ＣＧＶ２ ２ ｇ
【 键 词 】 协 整 关 系 Ｇｒｎ ｅ 关 ａｇｒ因 果 检 验
一
向 量 误 差 修 正 模 型 （Ｖ ＣＭ ） Ｅ
ＬＧ Ｐ和 ＬＣ ｇＤ ｇ ＧＶ 进 行 相 关 性 检 验 分 析
表 １ ｇ Ｌ ＧＤＰ 和 Ｌ ＣＧＶ 相 关 性 分 析 ｇ
ＬＧ尸 ｇ Ｄ ＬＧＰ ｇ Ｄ
ＬＣＶ ａ Ｇ
一
１
Ｏ ３３ ．９
ＬＧＤ 和 Ｌ Ｃ ｇ Ｐ ｇ ＧＶ 的 相 关 性 只 有 ０ ３ ３ ， 明 二 者 的 相 关 性 很 若 。 ．９ 说
图 １ ｇ Ｐ和 Ｌ Ｃ Ｖ 折 线 图 Ｌ ＧＤ ｇＧ
系 列 年 份 ， 时 间 序 列 数 据 和 横 截 面 数 据 结 合 在 一 起 来 考 虑 。 检 将
那 么 ， 中 国 股 票 市 场 总 体 发 展 和 长 期 经 济 增 长 之 间 是 否 存 在 在
如 Ｌ ｖ ｅ与 Ｚ ｒ ＶＳ所 证 实 的 很 强 的 相 关 关 系 ． 以 及 二 者 之 间 究 竟 ｅｉ ｎ ｅ— Ｏ
从 折线 图上 可 以看 出从 ２０ ０ ６年 第 １季 度 是 个 转 折 点 ． 们 把 数 我
维普资讯
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中国毛寿技 术企 业
中 国 股 市 和 经 济 增 长 关 系 的 实 证 分 析
移 文 ／张丽 娜
【 要】 摘 我 国 的 股 市 是 否 能 成 为 经 济 的 睛 雨 表 ， 经 济 增 长 之 间 又 有 看 怎 样 的 关 系 ？ 文 以 流 通 总 市 值 作 和 本
我国证券市场与经济增长的实证分析
１２ ３ ８ ９ ． ２ ８ ．２ ４１ ５
９ ４ ５ ４ ． ６ ３１３Ｏ Ｏ ．８ １２ ２ ３ ５ ．４
７ ６． ４４ ２６ ７８ ３ ５ ２ ４．
８ ６ ． ２Ｏ ７ ５ ８ ６ ． ９４ ８ １ ９ １． ７３４ ８
是空买 空卖 的投 机者 和冒险家 的乐 园 ；有 人认 为搞 市场 经济 就得大 力发展 证券 市场 ，似乎有 了庞 大的 证券市 场 ，尤其 是有 了大规模 的股票 市场 ，就认 为 建 起 了现 代市 场经 济 。那 么 ，证券 市场 ，尤 其是股 票 市场对 一 国经济 发展是 否具 有决 定性作 用 呢？下 面就此 问题进 行实 证分析 。
６７ １ １． ５ １２ ９ ３ ９ ．
９． ９ ４ ０
３ ５． ７ ７ ４ ３ ６． ８ ２ ７
２ ３ ． ６６ ８ １
３ ３ ， ４６ ４ ４ ４ ５ ． ６７ ９ ４
在ｌ 纪３ ９世 ０年代初 ．美 国经济学家 道格拉 斯 （ ． Ｄ ｕｌ ） 和经 济 数 学 家 柯 布 （ ． Ｃｂ ） Ｆ Ｈ． ｏｇａ ｓ Ｃ Ｗ． ｏｂ 分 析研究 了美 国 １９ ８９到 １２ 资本 与劳动两 大生 ９２年 产 要素 的投入 与产 出 的关 系 ，得 到柯布一 道格拉斯 生产 函数 ，其表达 式 为 ：Ｑ＝Ａ ｋＬ （） １
１ ５． ２２ ９ ６
９ １７ ６ ．５ １３ ７ ７ ５ ．５
１５１ ． ４ ０９
１５１２ ３ Ｏ ７ ． １７３ｏ ２ １ ９ ．
１ ６ ８ ５． ３ ７ ９
模型 的理 由一是该 生产 函数是指 数 函数形 式 ，在
资料来源：根据历年 《 国际金融统 计＞ 《 、 中国证券期货统 计 年鉴） （ ０５ ２０ ）整理得出。
股权分置改革前后股票市场与经济增长关系的实证研究
经济的影响。基 于上 述考虑 ， 笔者将 股权 分置改 革作 为一 项我 国股票市 场 的制 度变 迁 因素 ， 通过设 置虚拟 变量对 股 权分置改革前后股票市场对经济增 长的影响作用进行 试验 分析 ， 尝试找出股权 分置 改革推动 完善股 票市场 的市场 化 功能 以及支持股票市场服务经济发展 的作用。
增长的相关关 系 ， 本上都 得 出了一 国的经济增 长与 股票 基 市场发展存在某 种均 衡关系 。经 国 内学者 研究得 出 ， 国 我 经济增长与股票市 场发展 也存在 长期均衡 关 系， 但是 这种 关系十分微弱 。笔者认 为 ， 国从传 统计 划经济 向现代 市 我 场经济转变过 程 中， 国股 票市 场结构 与西方发 达 国家股 我
二、 研究方法与研究设计
传统经典理论指 出 ， 典 回归模 型是 建立在平 稳数 据 经 变量基础上的。对于非平稳变 量 ， 不能使用 经典 回归模 型。
关系； 李冻菊 （０６ 选 择 １９－ ２０ ２０ ） ９ ６ ０ ５年衡 量股 票市场 发展
的规模 、 流动性和风 险分 散程度三大 指标 ， 过 Ｊｈｎｅ 通 ｏ ａｓｎ协 整检验 和格兰杰因果检验 得出经济增 长与股票市场 发展存 在正 向协整关 系， 中国经济 持续增 长一定 程度 上促进 了股
经济 与管理
Ｔｈ ｒｄ ＆ Ｃｈ ｎｇ ｉ ｇ ｅ Ｗｏ ｌ ｏ ｑｎ
重庆与世界 ２１年第２ 卷 期 ０１ ８ 第１
Ｖｏ． ８ Ｎｏ． ０ １２ １ ２ １１
股 权 分 置 改 革 前 后 股 票 市 场 与 经 济 增 长 关 系 的 实证 研 究
股票市场与经济增长关系实证研究
股票市场与增长的相关性是经济增长理论中的新领域。
多数的实证分析证实股票市场发展促进了经济增长。
那么，我国股票市场的建立和发展是否有利于我国经济的增长呢?回归分析表明：我国股票市场规模的扩大、交易率的提高增加了国有单位的固定资产投资，加快了的技术进步，推动了我国经济更快的增长。
因而，股票市场发展与经济增长之间有很强的正相关性。
据此，我们可以认为股票市场发展是我国深化的重要环节，是经济持续增长的一股推动力量。
股票市场与经济增长关系是经济增长理论研究中的一个新课题。
当经济学家详细探讨了贸易与经济增长、金融中介与经济增长关系后，感到如何界定股票市场在经济增长中的作用是非常重要的，其目的是要揭示未来股票市场的发展前景和经济增长的潜力。
对于股票市场尚未充分发展的许多发展中国家来说，假如股票市场与经济增长之间存在着正相关关系，那么，促进股票市场的发展就是显而易见的政策建议。
截至2000年3月初，我国股票市场的A股流通市值已达10609．4亿元，在上海与深圳证券交易所上市发行A股的公司达到了929家。
股票市场的规模和流动性指标与发展中国家以及发达国家相比，已经达到较高的水平。
我国1993—199 9年间A股流通市值与GDP的比率平均为0．052，46个发达国家和发展中国家在1 976—1993年间的平均比率为0．32。
1993—1999年间我国A股的平均交易率(股票成交金额与GDP的比率)为0．275，1976—1993年间美国股市的平均交易率为0．29，英国为0．253，韩国为0．183，泰国为0．144。
显然，我国股票市场的发展与国民经济之间的关系越来越紧密了。
怎样研究和确定股票市场发展与经济增长的关系呢?莱文和泽尔沃斯(Levin e andZeros，1998)在阿切和乔万诺维克(Atje and Jovanovie，1993)等人研究成果的基础上，再次证实了一个重要的假设：股票市场的发展和经济增长之间有很强的正相关关系。
我国股票市场与经济增长弱相关性的实证研究及启示
家 ，股 票 市 场 与 经 济 发 展 之 间 则 不 存 在 明 显 的关 系 。 近 年 来 ，越 来 越 多 的经 济学 家 开 始 使 用 统 计 和 计 量 经 济 学 的模 型 进 行 研 究 ，但 使 用 的方 法 不 尽 相 同 。 本 文 将 通 过 建 立 多 元 回归 模 型 的 方 法 对 中 国股 票 市 场 和 经 济 增 长 之 间 的相 关 性 进 行 实 证 分 析 。
ａ ｄ ｆ ｄ ａ ｉ ｅ ｅｓｏ ｋ ｍａ ｋ ｔ ｎ ｃ ｎ ｍｉ ｒ ｗ ｈ ｈ ｓｗｅ ｋｃ ｒ ｅａ ｉ ｎ ｎ ｎ ｓｔ ｔ ｉ ｈ Ｃｈ ｎ ｓ ｔ ｃ ｒ ｅ ｄ ｅ ｏ ｏ ｃｇ ｏ ａ ｔ ａ ａ ｏ ｒ ｌｔｏ ．
Ｋｅ ｏ ｄ ： ｓｏ ｋｍａｋ ｔ ｅ ｏ ｏ ｉ ｒ ｗｔ ｗｅ ｋｃ ｒｅａｉｎ， ｅ ｉｉａ ｅｅ ｒｈ ｙＷ ｒ ｓ ｔ ｃ ｒ ｅ ， ｃ ｎ ｍ ｃｇｏ ｈ， ａ ｏ ｌｔ ｏ ｍｐｒｃ ｌ ｓ ａｃ ｒ
发 达 国家 第 一 种 观 点 表 现 得 比较 突 出 ，而 在 发 展 中 国
了银 行 体 系在 经 济增 长 中发 挥 的作 用 ，银 行 等 金 融 机 构通 过 识 别 和 筹 集 生 产 性 投 资 资 金 等 积 极 推 动 技 术 创 新 和 总 要 素 生 产 率 的 提 高 ，从 而 促 进 未 来 的 经 济 增
ｔｅｉ ｓ ｅ ｔ ｎａ ｄｒ ｇｅ ｓｏ ｎ ｌｓｓｏ ａ ｇ ｒｒｌｔ ｎ ｈｐ， ｔ ｉ ａ ｅ ｔｄｅ ｍｐｒｃ ｌ ｂｒｌｔ ｎ ｈｐ ｂ ｔ ｅ ｎｔ ｅｔ ｏ． ｈ ｎ ｐ ｃｉ ｎ ｒ ｓｉｎａ ａｙ ｉ ｆｇ ｎ ｅ ｅａｉ ｓ ｉ ｏ ｅ ｒ ｏ ｈｓｐ ｐ ｒｓ ｉｓｅ ｉｉａｌ ｔ ｅａｉ ｓ ｉ ｅｗ ｅ ｕ ｙ ｈ ｏ ｈ ｗ
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中国股票市场发展与经济增长关系的动态实证分析郑长德马俊*（西南民族大学经济学院西南民族大学资本市场研究所四川成都610041）摘要：本文选用我国1995—2004年间股票市场和宏观经济中的相关季度时间序列数据，对我国股票市场与经济增长之间的关系进行了计量经济学分析。
实证分析发现，我国经济增长对于股票市场的发展起到了较为明显的促进作用，而我国股票市场的发展对经济增长的促进作用则表现的不明显。
关键词：股票市场；经济增长；季度时间序列；计量经济学1.引言20世纪90年代以来的20多年里，中国股票市场从试点到大规模发展，目前股票市场已成为我国社会主义市场经济体系的重要组成部分。
关于我国股票市场发展与经济增长的关系也已成为一个令人们非常关注的问题。
有很多学者就我国股票市场和经济增长的关系进行了广泛的研究和深刻的探讨。
郑江淮和袁国良（2000）、谈儒勇（2000）、孙小素（2000）、韩廷春（2001）、佘运久（2001）、赵北亭和于鸿君（2001）、殷醒民和谢洁（2001）、冉茂盛和张卫国（2002）、王军（2002）、张碧琼与付琳（2003）、郑长德（2003、2005）等都对于中国股票市场的发展与经济增长关系进行了实证研究，其结论是有冲突的，有的研究认为我国股票市场发展与我国经济增长之间存在相关关系，有的研究则认为股票市场发展与我国经济增长之间不存在相关关系。
导致研究结论不一致有许多因素，一个重要的方面是大多数研究使用的年度时间序列数据，研究中使用的计量经济学方法也比较粗糙。
本文选取我国股票市场和国民经济在1995～2004年10年间的相关季度数据指标，并*作者简介：郑长德，男，四川广元人，经济学博士，西南民族大学经济学院教授。
主要研究方向：金融经济学。
马俊，男，西南民族大学资本市场研究所研究人员。
借鉴目前较为前沿的计量经济学方法对我国股票市场和经济增长的关系进行实证检验。
在研究方法上，本文进行了以下几个方面的改进：一是文章扩大了样本数据的时间跨度，并且全部采用了季度数据，有利地避免了以往研究中由于时间跨度和样本数量较小而对实证检验效果带来的局限性。
二是本文进行动态分析时，主要采用了协整检验、建立向量误差修正模型并在此基础上进行广义脉冲响应函数的检验和方差分解分析，等。
2．数据与指标为了更好地研究我国股票市场发展与经济增长之间的关系，本文构造了以下几组指标。
同时，对于这些指标本文截取了1995年第1季度到2004年第4季度的季度时间序列数据来进行分析。
2.1 经济增长指标通常国内生产总值(GDP)或国民生产总值(GNP)都可以作为衡量一个国家或地区宏观经济总量的理想指标，本文对于我国经济增长的指标就选用了季度GDP的实际增长率GY。
由于可以查找到的GDP季度数据都为名义值，所以本文以1995年第4季度作为基期来分别计算出各季度的实际GDP，然后再计算出其相应的增长率。
2.2 股票市场发展指标为了测度股票市场的发展程度，Levine和Zervos（1998）提出了以资本化率和流动性指标来衡量股票市场的发展。
其中包括：资本化率一（CAP1）是指每季度三个月月末股票市价总值的算术平均值和该季度名义GDP的比值，根据Levine和Zervos的分析，虽然大的市场和高的市场运行效率不是等价的，但是使用这一指标进行研究时，可以假定股票市场的规模和股票市场提供的资本流动性以及分散风险的能力是正相关的。
另外，这里之所以采用算术平均值，是因为股票市场的市价总值本来应该反映某一时点的数值，而我国的统计资料中却只有其累计值，所以本文进行了这样的处理以反映我国股票市场市价总值的客观性和代表性。
下文股票市场的流通市值也采用了同样的处理方法。
资本化率二（CAP2）是指每季度三个月月末股票流通市值的算术平均值与该季度平均市价总值的比值。
可见资本化率是对股票市场规模和股票市场流通规模的测度，资本化率越高说明股票市场的规模及流通规模都很大，并且其筹集资本和分散风险的能力也越强。
由于我国股票市场的筹资额与市场发展和价格指数之间有很大的相关性，因此我们把筹资额引入衡量股票市场的指标中。
净筹资率（NC），它表示该季度末股票市场的筹资总额减去上季度末的筹资总额再除以该季度的名义GDP，它衡量了股票市场对于经济增长的贡献程度同时它也反映了股票市场的发展规模。
另外，反映股票市场流动性的指标有四个，分别是：季度交易率（VAL）是指每季度股票的成交金额与该季度名义GDP的比值。
该指标的不足之处在于它不能很好的反映和特定交易场所相联系的交易成本和某些不确定性，但是可以假定其上升反映了整体经济范围内流动性的提高。
该指标是以经济总量为基础的流动性，反映了相对于经济规模的交易数量，与周转率相比是有区别的，周转率是相对于股票市场规模的交易。
因此，一个规模较小的流动性市场可能会有较高的周转率，而同时交易价值较小。
季度周转率一（TR1），等于每季度股票的成交金额除以该季度股票的平均市价总值。
Levine和Zervos（1998）分析认为，较高的周转率一意味着较低的交易成本。
季度周转率二（TR2），等于每季度股票的成交金额除以该季度股票的平均流通市值。
该指标度量的是相对于股票市场规模交易的国内权益数量，较高的周转率二也意味着较低的交易成本。
季度换手率（TO）等于季度总成交股数除以季度末总股本，以衡量市场的投机程度。
本文所需数据主要来自《中国证券监督委员会公告》，《中国经济景气月报》，《中国人民银行统计季报》，《中国证券期货统计年鉴》以及中国咨询行数据库()、和讯网()、中华人民共和国国家统计局（）、中国人民银行（）、中国证券监督管理委员会（）、上海证券交易所()、深圳证券交易所()等相关网站、国研网（）、中经网（）等等。
3．我国股票市场与经济增长关系的统计检验3.1变量的季节调整对于季度数据指标而言，传统的经济研究很少考虑其季节因素，因而这些具有明显季节性变化趋势的数据指标必然会严重影响到后续研究成果的准确性和科学性。
因此，本文在对所采用的季度数据指标进行实证分析之前，对其分别进行了季节调整。
对于经过季节调整的变量后面都附加有“SA”。
3.2 相关性检验在进行正式的实证统计检验之前，我们必须搞清楚当期的经济变量和证券市场变量之间是否存在相关性关系，表1便是我国经济增长与股票市场之间各个变量指标的配对相关系数矩阵。
表1 经济变量和股票市场变量的配对相关系数矩阵GYSA CAP1SA CAP2SA NCSA VALSA TR1SA TR2SA TOSAGYSA 1.000000 -0.095455 -0.003574 0.007907 0.137371 0.261877 0.259380 0.250166CAP1SA -0.095455 1.000000 0.956253 0.573353 0.460209 -0.342998 -0.406413 -0.403031CAP2SA -0.003574 0.956253 1.000000 0.502022 0.410213 -0.299638 -0.363294 -0.355459NCSA 0.007907 0.573353 0.502022 1.000000 0.438630 -0.095919 -0.140655 -0.134787VALSA 0.137371 0.460209 0.410213 0.438630 1.000000 0.574610 0.513551 0.487405TR1SA 0.261877 -0.342998 -0.299638 -0.095919 0.574610 1.000000 0.997001 0.984783TR2SA 0.259380 -0.406413 -0.363294 -0.140655 0.513551 0.997001 1.000000 0.989728TOSA 0.250166 -0.403031 -0.355459 -0.134787 0.487405 0.984783 0.989728 1.000000从表1可以看出，我国的经济增长速度与股票市场的季度净筹资率、季度交易率、季度周转率和季度换手率具有较弱的正相关关系，而与资本化率呈负相关。
对于股票市场内部而言，股票市场的资本化率与其季度净筹资率和季度交易率之间存在适度的正相关关系。
股票市场的季度净筹资率与其季度交易率之间有着适度的正相关关系。
股票市场的季度交易率与其季度周转率和季度换手率有适度的正相关关系。
股票市场的季度周转率与其季度换手率有强的正相关关系。
3.3 经济增长与证券市场各变量指标平稳特性的ADF单位根检验对于变量GYSA、NCSA、VALSA、TR1SA、TR2SA、TOSA而言，它们的数据图形的轨迹属于随机行走，因此我们设定其ADF检验为含截距（或不含截距），但不含时间趋势项。
而对于变量CAP1SA和CAP2SA而言，其图形轨迹有较明显的时间趋势，所以设定其ADF检验为含截距，但含或不含时间趋势项。
如图1所示。
类似地，对于所有的变量的一阶差分而言，其图形轨迹都属于随机行走，所以我们设定它们的ADF检验为含截距（或不含截距），但不含时间趋势项，如图2所示。
图1 变量的数据图图2 变量一阶差分的数据图1.GYSA 不含截距也不含趋势项的ADF 检验2. GYSA 一阶差分序列不含截距也不含趋势项ADF 检验由上表可知，我国实际经济增长速度的时间序列GYSA 不是I(0)序列，因为在t 值、F 值等各项统计指标都比较显著的情况下，其ADF 检验值均大于各临界值。
而GYSA 序列的一阶差分序列是平稳序列，其ADF 检验值均小于各临界值，且t 值、F 值等指标都很显著，AIC 值很小，残差平方和RSS 也比较小，DW 值基本离二较近说明自相关不是很强，同时可决系数R^2值也很理想，由此GYSA 是一个一阶单整I(1)序列。
3.CAP1SA 含截距不含趋势项的ADF 检验4. CAP1SA 一阶差分序列不含截距也不含趋势项的ADF 检验ADF Test Statistic-1.151073 1% Critical Value*-2.6243 5% Critical Value -1.949810% Critical Value-1.6204*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GYSA(-1) -0.149618 0.129981 -1.151073 0.2573 D(GYSA(-1)) -0.687136 0.090784-7.5689340.0000 R-squared0.787393 Mean dependent var -0.003295 Adjusted R-squared 0.781488 S.D. dependent var 0.092910 S.E. of regression 0.043431 Akaike info criterion -3.384095 Sum squared resid 0.067905 Schwarz criterion -3.297906 Log likelihood 66.29781 F-statistic 133.3267 Durbin-Watson stat2.382949 Prob(F-statistic)0.000000ADF Test Statistic-8.889592 1% Critical Value*-2.6261 5% Critical Value -1.950110% Critical Value-1.6205*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(GYSA(-1)) -2.298486 0.258559 -8.889592 0.0000 D(GYSA(-1),2) 0.2097760.123327 1.7009770.0978 R-squared0.957023 Mean dependent var 0.002995 Adjusted R-squared 0.955795 S.D. dependent var 0.180429 S.E. of regression 0.037935 Akaike info criterion -3.653347 Sum squared resid 0.050367 Schwarz criterion -3.566270 Log likelihood 69.58692 F-statistic 779.3931 Durbin-Watson stat2.273750 Prob(F-statistic)0.000000ADF Test Statistic -1.790988 1% Critical Value* -3.6117ADF Test Statistic -2.820694 1% Critical Value* -2.62615% Critical Value -2.93995% Critical Value -1.950110% Critical Value -2.608010% Critical Value -1.6205 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.CAP1SA(-1) -0.064570 0.036053 -1.790988 0.0819D(CAP1SA(-1)) -0.575609 0.204066 -2.820694 0.0078 D(CAP1SA(-1)) 0.207895 0.157436 1.320508 0.1952D(CAP1SA(-1),2) -0.234209 0.167085 -1.401730 0.1698C 0.097243 0.048787 1.993205 0.0541R-squared 0.410622 Mean dependent var -0.001652 R-squared 0.127752 Mean dependent var 0.022667Adjusted R-squared 0.393783 S.D. dependent var 0.163627 Adjusted R-squared 0.077909 S.D. dependent var 0.129506S.E. of regression 0.127400 Akaike info criterion -1.230430 S.E. of regression 0.124359 Akaike info criterion -1.255632Sum squared resid 0.568078 Schwarz criterion -1.143353 Sum squared resid 0.541281 Schwarz criterion -1.126349Log likelihood 24.76295 F-statistic 24.38467 Log likelihood 26.85700 F-statistic 2.563098Durbin-Watson stat 2.041357 Prob(F-statistic) 0.000019 Durbin-Watson stat 2.110177 Prob(F-statistic) 0.091454由上表可知，我国股票市场的资本化率一时间序列CAP1SA不是I(0)序列，因为在各项统计指标都比较显著的情况下，其ADF检验值均大于各临界值。