中國創(chuàng)業(yè)板和主板市場時(shí)變聯(lián)動(dòng)與波動(dòng)溢出:基于DCC-MGARCH-VAR模型的實(shí)證分析

張金林 賀根慶

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢430073)

創(chuàng)業(yè)板市場是專門為具有高成長性的中小型創(chuàng)新企業(yè)提供融資途徑和成長空間的證券交易市場。我國創(chuàng)業(yè)板市場的開啟完善了資本市場結(jié)構(gòu)，有力地支持了創(chuàng)新型中小企業(yè)的發(fā)展。我國創(chuàng)業(yè)板市場已經(jīng)運(yùn)行近兩年時(shí)間，創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場在相互影響中逐步走向成熟。分析創(chuàng)業(yè)板市場的發(fā)展壯大會(huì)對(duì)主板市場產(chǎn)生怎樣的影響，或者主板市場會(huì)對(duì)創(chuàng)業(yè)板市場的發(fā)展產(chǎn)生何種影響，對(duì)兩個(gè)市場深層次的互動(dòng)發(fā)展，乃至對(duì)整個(gè)證券市場的進(jìn)一步完善具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

金融市場的聯(lián)動(dòng)性是指在不同金融市場之間存在著顯著的關(guān)聯(lián)性，即一個(gè)市場的價(jià)格或收益率的波動(dòng)變化，會(huì)引起另一個(gè)市場相關(guān)變量的波動(dòng)變化。金融市場之間的相關(guān)系數(shù)是解釋市場間相關(guān)關(guān)系一個(gè)重要指標(biāo)，長期以來，相關(guān)研究都把證券市場間的相關(guān)系數(shù)視為一成不變的常數(shù)，然而Longin和Solnik的研究表明，市場間的相關(guān)系數(shù)不是固定不變的，而是具有時(shí)變特征[1]。這一結(jié)論逐漸被人們所接受。此后，如何精確地刻畫不同市場之間的時(shí)變聯(lián)動(dòng)關(guān)系成為學(xué)術(shù)界的重要研究課題之一。單變量GARCH族模型采用異方差建模方法，引入了條件方差的時(shí)變概念，但單變量GARCH族模型不能體現(xiàn)市場之間的相關(guān)性，因而在處理市場間聯(lián)動(dòng)性的時(shí)變特征上也就缺乏手段。為了解決這一問題，許多學(xué)者開始構(gòu)造更有效的多元GARCH模型，其中有代表性的主要有Bollerslev、Engle和 Wooldridge提出的VECH模型[2]，Engle和 Kroner提出的BEKK模型[3]，Bollerslev提出的CCC-GARCH模型等[4]。Engle和Sheppard在CCC-GARCH模型基礎(chǔ)上，解決了常相關(guān)系數(shù)的不合理假定，構(gòu)建了動(dòng)態(tài)條件相關(guān)多變量GARCH模型，即DCC(E)模型[5]。此后，Tse和Tsui也提出了一種類似DCC(E)模型的動(dòng)態(tài)條件相關(guān)多變量模型——DCC(T)模型[6]。這些多元GARCH模型為計(jì)算金融市場間的時(shí)變聯(lián)動(dòng)性提供了有力支撐。

研究金融市場間的時(shí)變聯(lián)動(dòng)關(guān)系的文獻(xiàn)不少，但少有學(xué)者研究創(chuàng)業(yè)板和主板市場之間的時(shí)變聯(lián)動(dòng)與波動(dòng)溢出關(guān)系。Lee、Oliver和Steven對(duì)美國納斯達(dá)克與亞洲地區(qū)創(chuàng)業(yè)板市場之間的信息傳遞效應(yīng)進(jìn)行了研究。Brian運(yùn)用DCC-MGARCH模型，對(duì)美國市場和拉美7個(gè)市場進(jìn)行研究，分析20世紀(jì)90年代拉美主要國家的金融自由化對(duì)它們與國際市場相關(guān)性的影響。谷耀和陸麗娜基于DCC-(BV)EGARCH-VAR模型，對(duì)滬、深、港股市信息溢出效應(yīng)與動(dòng)態(tài)相關(guān)性進(jìn)行了研究，認(rèn)為港市收益對(duì)內(nèi)地滬、深兩市都有顯著的正效應(yīng)[7]。周少甫和潘娜利用DCC-MGARCH-VAR模型檢驗(yàn)了香港創(chuàng)業(yè)板市場與主板市場的動(dòng)態(tài)相關(guān)性，證實(shí)了主板市場對(duì)創(chuàng)業(yè)板市場的引導(dǎo)作用，而創(chuàng)業(yè)板市場對(duì)主板市場的影響極弱[8]。董秀良和吳仁水基于DCC-MGARCH模型對(duì)中國A、B股市場的相關(guān)性進(jìn)行了研究，滬深兩市A、B股之間的相關(guān)系數(shù)總體為正，具有明顯的時(shí)變特征，并且滬深A(yù)、B市場之間的一體化程度正日趨增強(qiáng)[9]。

現(xiàn)有對(duì)主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場相關(guān)關(guān)系的研究主要有兩類:一是側(cè)重于理論層面上討論創(chuàng)業(yè)板市場對(duì)主板市場的影響。岳正坤認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板與主板之間表現(xiàn)為明顯的互相促進(jìn)和互為補(bǔ)充的關(guān)系，創(chuàng)業(yè)板可以彌補(bǔ)主板市場的功能缺陷，也會(huì)對(duì)主板市場形成競爭局面，爭奪主板市場資源[10]。二是利用深圳中小企業(yè)板代替創(chuàng)業(yè)板進(jìn)行實(shí)證分析。王旻、楊朝軍和廖士光通過ARCH模型分析了中小板和主板市場的互動(dòng)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)深圳主板市場的波動(dòng)性單向溢出到中小企業(yè)板，滬深主板與中小企業(yè)板市場在流動(dòng)性方面存在雙向溢出效應(yīng)[11]。朱玲玲和胡日東通過建立GARCH模型研究發(fā)現(xiàn)，我國中小板與主板相比規(guī)模較小，其對(duì)主板市場波動(dòng)性的影響并不大[12]。上述研究是從靜態(tài)角度，以固定不變的相關(guān)系數(shù)分析市場間的相關(guān)性，具有較大的局限性。

從已有研究文獻(xiàn)來看，借助Engle的DCC-MGARCH模型可以很好地捕捉到金融市場間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)，掌握市場間的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。但是將其應(yīng)用于研究創(chuàng)業(yè)板和主板市場間的時(shí)變聯(lián)動(dòng)性的文獻(xiàn)不多，研究中國創(chuàng)業(yè)板和主板市場間的時(shí)變聯(lián)動(dòng)性的文獻(xiàn)尚未見到。本文試圖運(yùn)用金融市場時(shí)變聯(lián)動(dòng)模型，探討創(chuàng)業(yè)板的開啟對(duì)主板市場帶來的沖擊效應(yīng)，并分析中國資本市場的結(jié)構(gòu)變化和投資者的投資理念變化給市場效率帶來的影響，為創(chuàng)業(yè)板和主板市場的協(xié)調(diào)健康發(fā)展提出相關(guān)建議。

二、模型選取及樣本數(shù)據(jù)處理

(一)模型選取

本文利用基于時(shí)間序列分析的多變量時(shí)變(動(dòng)態(tài))條件相關(guān)模型DCC-MGARCH(Dynamic Conditional Correlation Multivariate GARCH)，實(shí)證檢驗(yàn)中國創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場的時(shí)變聯(lián)動(dòng)關(guān)系，并通過建立VAR模型，利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解方法，詳細(xì)分析創(chuàng)業(yè)板市場與主板市場之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)。

(二)樣本數(shù)據(jù)的選擇及處理

本文選取上證綜指代表上海主板市場(SH)，深證成指代表深圳主板市場(SZ)，創(chuàng)業(yè)板指代表中國創(chuàng)業(yè)板市場(CYB)，樣本期限從2010年6月1日至2011年6月30日，共得到3組各262個(gè)交易日數(shù)據(jù)，以上原始數(shù)據(jù)來源于分析家股票分析系統(tǒng)。最后利用公式Rt＝(ln(Pt)-ln(Pt-1))×100(Pt是第t個(gè)交易日的收盤價(jià)格)，計(jì)算出3個(gè)市場的日收益序列為:上證收益(RSH)、深證收益(RSZ)和創(chuàng)業(yè)板收益(RCYB)。

使用Eviews 5.1，采用ADF方法依次對(duì)3個(gè)市場的收益率序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，3個(gè)市場的收益序列均是在1%的顯著性水平上的平穩(wěn)序列(見表1)。

對(duì)3個(gè)市場的收益序列進(jìn)行序列自相關(guān)檢驗(yàn)，Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)均接受了序列無關(guān)的原假設(shè)，而3個(gè)收益平方序列的Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)均拒絕了序列無關(guān)的原假設(shè)，顯示收益序列存在異方差。ARCH＿LM異方差檢驗(yàn)進(jìn)一步證實(shí)了收益序列均存在異方差的結(jié)論。對(duì)收益序列進(jìn)行J＿B檢驗(yàn)，3個(gè)市場均在1%的顯著性水平上拒絕了正態(tài)分布的原假設(shè)。此外，從收益率的運(yùn)行軌跡圖還可以看到3個(gè)市場收益率序列都表現(xiàn)出一定的尖峰和聚類性(Clustering)特征(見圖1)。因此，采用DCC-MGARCH模型進(jìn)行時(shí)變聯(lián)動(dòng)分析是合理的。

表1 3個(gè)市場收益序列單位根檢驗(yàn)

圖1 3個(gè)市場收益率的運(yùn)行軌跡圖

三、實(shí)證研究及結(jié)果分析

Engle提出DCC-GARCH模型可以通過兩個(gè)步驟來估計(jì)。首先利用單變量GARCH模型估計(jì)每個(gè)市場收益率的條件方差，利用得到的條件方差去除殘差，得到標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列；然后用第一步得到的標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列估計(jì)出模型動(dòng)態(tài)條件相關(guān)系數(shù)。

(一)條件方差

GARCH(1，1)模型能夠很好地表現(xiàn)收益序列的波動(dòng)性，本文采用此模型來分析這3個(gè)市場收益序列的條件方差(見表2)。結(jié)果顯示，滬、深主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場收益序列的GARCH項(xiàng)比較顯著，說明3個(gè)市場中都存在異方差現(xiàn)象，并且3個(gè)市場的GARCH項(xiàng)的系數(shù)也遠(yuǎn)大于各自的ARCH項(xiàng)系數(shù)，說明這3個(gè)市場本期的條件方差主要受到上期條件方差的影響。實(shí)證結(jié)果也顯示回歸系數(shù)都滿足了常數(shù)項(xiàng)大于零，ARCH和GARCH的系數(shù)非零，且ARCH和GARCH的系數(shù)之和小于1的限制，滿足平穩(wěn)性條件。

表2 3個(gè)市場收益序列的時(shí)變波動(dòng)性結(jié)果

將創(chuàng)業(yè)板和滬、深主板市場收益序列的條件方差進(jìn)行對(duì)比分析(見圖2)，可以看出，深市的條件方差要高于滬市，創(chuàng)業(yè)板市場的條件方差高于滬、深兩市，而且創(chuàng)業(yè)板市場的波動(dòng)幅度遠(yuǎn)大于主板市場。這主要是因?yàn)橹袊鴦?chuàng)業(yè)板市場的開啟受到了市場參與者的追捧，市場資金對(duì)創(chuàng)業(yè)板塊的熱情參與，使得創(chuàng)業(yè)板市場的波動(dòng)率高于滬深兩市。由于深圳市場的中小板塊和創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)存在股本、成長性等諸多的相同之處，深圳市場的中小板塊也成為市場資金的追逐對(duì)象，因此深市的條件波動(dòng)率高于滬市。此外，創(chuàng)業(yè)板市場的波動(dòng)曲線具有向下并逐漸靠近深圳主板市場波動(dòng)曲線的走勢，這主要是因?yàn)槭袌鲑Y金對(duì)創(chuàng)業(yè)板市場從瘋狂炒作到逐漸回歸理性，使得創(chuàng)業(yè)板市場波動(dòng)性呈現(xiàn)逐步穩(wěn)定的趨勢。

圖2 3個(gè)市場收益率的條件方差對(duì)比情況

圖3 創(chuàng)業(yè)板和主板的時(shí)變條件相關(guān)系數(shù)

(二)時(shí)變條件相關(guān)系數(shù)

借助上述單變量GARCH模型估計(jì)的參數(shù)，利用DCC-MGARCH模型對(duì)創(chuàng)業(yè)板和滬、深主板市場之間的時(shí)變相關(guān)關(guān)系進(jìn)行研究，采用最大化對(duì)數(shù)似然函數(shù)的方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，運(yùn)算法則為Marquardt。估計(jì)結(jié)果如下(括號(hào)內(nèi)T統(tǒng)計(jì)量):

回歸結(jié)果中α、β＞0，且α＋β＜1，符合DCC-MGARCH模型的約束條件。β等于0.957 8，接近于1，說明3個(gè)市場的本期條件異方差受前期條件異方差的影響非常顯著，市場的聚類現(xiàn)象突出，根據(jù)上文的回歸結(jié)果可以分別得到創(chuàng)業(yè)板和滬、深主板市場的時(shí)變條件相關(guān)系數(shù)圖(見圖3)。從圖3可以看出，創(chuàng)業(yè)板市場和滬、深主板市場間的時(shí)變聯(lián)動(dòng)趨勢基本一致，且條件波動(dòng)系數(shù)都大于零，說明創(chuàng)業(yè)板市場和滬、深主板市場間都存在著正向的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，不過創(chuàng)業(yè)板市場和深圳主板市場間的時(shí)變相關(guān)性要高于上海市場，大致在0.574～0.714之間，而創(chuàng)業(yè)板市場和上海主板市場間的時(shí)變相關(guān)系數(shù)大致在0.557～0.695之間。這一結(jié)果說明中小板和創(chuàng)業(yè)板在深圳市場的上市，是創(chuàng)業(yè)板和深圳主板市場相關(guān)性較高的重要原因。此外，在樣本數(shù)據(jù)的中期，創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場間的時(shí)變相關(guān)系數(shù)快速變小并出現(xiàn)了最低點(diǎn)?；仡櫴袌鲂星槲覀儼l(fā)現(xiàn)，滬、深主板市場在2010年11月11日達(dá)到樣本期的最高點(diǎn)后出現(xiàn)了大幅下跌的走勢，而創(chuàng)業(yè)板市場并未跟隨主板市場出現(xiàn)下跌，而是繼續(xù)保持一個(gè)多月的上升走勢?？梢哉J(rèn)為，由于創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場定位的不同，創(chuàng)業(yè)板的運(yùn)行具有一定的獨(dú)立性，現(xiàn)階段主板市場對(duì)其的影響程度遠(yuǎn)小于滬深主板市場之間的相互影響。

(三)風(fēng)險(xiǎn)溢出效應(yīng)

繼續(xù)構(gòu)建三元VAR模型，深入分析中國創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場的波動(dòng)溢出效應(yīng)，并檢驗(yàn)相互間的引導(dǎo)關(guān)系。選取2010年6月1日至2011年6月30日間3個(gè)市場的收益率的條件方差序列作為分析對(duì)象。分別用變量GARCHRSH、GARCHRSZ、GARCHRCYB表示上海主板市場、深圳主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場的波動(dòng)序列，通過ADF檢驗(yàn)(這里不再詳述)，發(fā)現(xiàn)這3個(gè)波動(dòng)序列都是平穩(wěn)的，可以直接建立VAR模型。

1.最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇

利用LR、FPE、AIC、SC、HQ等5種標(biāo)準(zhǔn)來確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，SC和HQ標(biāo)準(zhǔn)建議選擇的滯后階數(shù)為1階，F(xiàn)PE、AIC建議選擇的滯后階數(shù)為3，LR標(biāo)準(zhǔn)建議選擇的滯后階數(shù)為6，在此情況下采用VAR滯后階數(shù)排除檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)1～2階是不應(yīng)該被排除的。根據(jù)多數(shù)原則和VAR滯后階數(shù)排除檢驗(yàn)，最后選擇建立滯后2階的VAR模型(檢驗(yàn)結(jié)果略)。

2.VAR模型的實(shí)證結(jié)果

采用最小二乘法來估計(jì)該VAR模型，結(jié)果如下(括號(hào)內(nèi)為T統(tǒng)計(jì)量):

利用特征方程檢驗(yàn)VAR模型穩(wěn)定性的時(shí)候，要求特征方程的根都在單位圓內(nèi)才能保證建立的VAR模型穩(wěn)定，從表3可以看到建立的三元VAR(2)模型的6個(gè)根均在單位圓內(nèi)，所以該VAR模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，進(jìn)一步分析它們間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，以及是否存在時(shí)間上的先導(dǎo)—滯后關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)RCYB和RSH，RCYB和RSZ進(jìn)行兩兩之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，滯后2期的檢驗(yàn)結(jié)果顯示(見表4)，在5%的顯著水平下，創(chuàng)業(yè)板是上海主板市場的格蘭杰原因，而上海主板市場不是創(chuàng)業(yè)板的格蘭杰原因。在10%的顯著水平下，創(chuàng)業(yè)板是深圳主板市場的格蘭杰原因，深圳主板市場不是創(chuàng)業(yè)板的格蘭杰原因。通過格蘭杰因果檢驗(yàn)說明了現(xiàn)階段創(chuàng)業(yè)板市場短期對(duì)主板市場在時(shí)間上有一個(gè)先導(dǎo)—滯后的解釋作用，即具有一定的引導(dǎo)作用。為此，我們進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析予以確認(rèn)。

表3 VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了更清楚地認(rèn)識(shí)創(chuàng)業(yè)板和滬、深主板市場之間的相互影響關(guān)系，運(yùn)用脈沖響應(yīng)方法進(jìn)行外來沖擊分析，用以觀察VAR模型中的變量之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。為避免由于變量次序不同對(duì)脈沖結(jié)果的影響，本文采用廣義脈沖的方法。

圖4 RSH對(duì)各變量沖擊的響應(yīng)

圖5 RSZ對(duì)各變量沖擊的響應(yīng)

圖6 RCYB對(duì)各變量沖擊的響應(yīng)

圖4～圖6顯示了脈沖響應(yīng)情況。滬、深主板市場對(duì)來自不同市場的沖擊反應(yīng)類似，大約在10期后消失，而創(chuàng)業(yè)板市場對(duì)外來沖擊的反應(yīng)時(shí)間長，而且反應(yīng)強(qiáng)度大，這與上文的創(chuàng)業(yè)板市場波動(dòng)大的結(jié)論一致，但外來沖擊對(duì)創(chuàng)業(yè)板的影響整體也呈現(xiàn)逐步減小的態(tài)勢，這進(jìn)一步證明了該VAR模型的穩(wěn)定性。各個(gè)市場t＋1期對(duì)自身t期一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新信息反應(yīng)迅速，創(chuàng)業(yè)板為0.257，深圳主板為0.060，上海主板為0.038，這說明創(chuàng)業(yè)板對(duì)市場新信息的反應(yīng)程度遠(yuǎn)大于主板市場。此外，從圖4和圖5中可以看出，深圳主板市場對(duì)外來沖擊的反應(yīng)大于上海主板市場，這是因?yàn)閯?chuàng)業(yè)板在深圳市場上市，深圳主板市場和創(chuàng)業(yè)板的相關(guān)程度高于上海市場的緣故。相反，從圖6中可以看出，創(chuàng)業(yè)板對(duì)上海和深圳主板市場的外來沖擊在t＋1期并沒有完全反應(yīng)，而是在t＋2期達(dá)到最大，隨后沖擊效應(yīng)逐漸變小，這一現(xiàn)象可以理解為相對(duì)于主板市場，創(chuàng)業(yè)板市場具有一定的分割性，主板市場對(duì)創(chuàng)業(yè)板市場的信息傳遞有一定的時(shí)滯，現(xiàn)階段的創(chuàng)業(yè)板市場還不太成熟。作為新興的市場，創(chuàng)業(yè)板市場的運(yùn)行具有一定的獨(dú)立性，其與滬、深主板市場的關(guān)聯(lián)度遠(yuǎn)小于滬、深主板市場間的關(guān)聯(lián)度，創(chuàng)業(yè)板市場還沒有完全融入整個(gè)股票市場。

5.方差分解分析

通過方差分解方法可以觀察各變量對(duì)預(yù)測誤差的影響比例，結(jié)果見表5。

表5 方差分解情況

在預(yù)測10期內(nèi)，RSZ和RSH對(duì)RCYB的解釋能力比較弱，而RCYB對(duì)SZ和RSH的解釋能力比較強(qiáng)。以預(yù)測10期為例，RSZ和RSH只能解釋RCYB方差的0.46%和6.77%；而創(chuàng)業(yè)板卻能解釋RSZ和RSH方差的31.51%和34.07%。這說明，滬、深主板市場的波動(dòng)對(duì)創(chuàng)業(yè)板市場的波動(dòng)性的解釋能力較小，而創(chuàng)業(yè)板市場的波動(dòng)性對(duì)滬深主板市場的影響較大。這和我國目前創(chuàng)業(yè)板市場受到市場資金認(rèn)可的現(xiàn)實(shí)是相符的，隨著創(chuàng)業(yè)板市場的發(fā)展，創(chuàng)業(yè)板市場的創(chuàng)新發(fā)展理念逐步得到了市場的認(rèn)可。目前中國創(chuàng)業(yè)板市場對(duì)主板市場已經(jīng)產(chǎn)生了一定的引導(dǎo)作用，這也進(jìn)一步證明了上文的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)論。

四、結(jié)論與啟示

1.通過對(duì)中國創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場波動(dòng)關(guān)系的研究，我們發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場間存在著較頻繁的時(shí)變波動(dòng)性，并且創(chuàng)業(yè)板市場的波動(dòng)程度明顯比主板市場劇烈。因此，對(duì)創(chuàng)業(yè)板市場的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警進(jìn)行深入研究是當(dāng)前需要注意的問題，防范創(chuàng)業(yè)板市場對(duì)主板市場的惡性沖擊，從而維護(hù)整個(gè)資本市場的健康發(fā)展。

2.創(chuàng)業(yè)板的開啟滿足了廣大投資者的不同風(fēng)險(xiǎn)偏好，有利于擴(kuò)大資本市場的服務(wù)范圍。由于創(chuàng)業(yè)板定位的不同，投資者的投資理念也會(huì)發(fā)生改變。格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示創(chuàng)業(yè)板是滬、深主板市場的格蘭杰原因，脈沖響應(yīng)和方差分解證實(shí)了現(xiàn)階段創(chuàng)業(yè)板市場對(duì)主板市場形成了一定的引導(dǎo)作用。這說明創(chuàng)業(yè)板市場的創(chuàng)新成長性得到了市場參與者的認(rèn)可，進(jìn)一步發(fā)展創(chuàng)業(yè)板市場，會(huì)引導(dǎo)主板市場向創(chuàng)新方向發(fā)展，從而對(duì)中國經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展具有重要的推動(dòng)作用。

3.實(shí)證結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)板市場和主板市場的相關(guān)度較低?，F(xiàn)階段，中國創(chuàng)業(yè)板市場還不太成熟，如何保證創(chuàng)業(yè)板的穩(wěn)定發(fā)展是當(dāng)前應(yīng)該關(guān)注的問題，對(duì)創(chuàng)業(yè)板的上市企業(yè)要嚴(yán)格把關(guān)，并完善市場的信息披露機(jī)制，確保創(chuàng)業(yè)板市場的健康運(yùn)行以及整個(gè)資本市場的協(xié)調(diào)發(fā)展。

創(chuàng)業(yè)板的設(shè)立有助于提高資本運(yùn)行效率，同時(shí)為主板市場儲(chǔ)備優(yōu)秀的后備資源，無論對(duì)企業(yè)，還是對(duì)投資者，創(chuàng)業(yè)板市場都提供了更多的選擇機(jī)會(huì)。有理由相信，隨著創(chuàng)業(yè)板市場的發(fā)展，其對(duì)主板市場的影響會(huì)逐漸加強(qiáng)，中國創(chuàng)業(yè)板市場必將為整個(gè)資本市場發(fā)展帶來新的機(jī)遇。

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