制度質(zhì)量對(duì)金融市場(chǎng)表現(xiàn)的影響

萬(wàn)金石,周孝華,劉斌

摘要：制度作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)工程的重要組成部分，對(duì)金融市場(chǎng)的健康發(fā)展有著關(guān)鍵性作用。本文建立面板數(shù)據(jù)模型，并將制度質(zhì)量通過(guò)主成分分析法分解為制度完善指數(shù)和政治穩(wěn)定指數(shù)以消除制度質(zhì)量指標(biāo)間存在的相互干擾，利用美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)發(fā)布的經(jīng)濟(jì)自由度指標(biāo)作為工具變量解決了制度完善指數(shù)存在的內(nèi)生性問(wèn)題。研究結(jié)果表明：制度完善指數(shù)既減少了市場(chǎng)收益，也減少了市場(chǎng)波動(dòng)水平。政治穩(wěn)定指數(shù)提高了市場(chǎng)波動(dòng)水平，而與市場(chǎng)收益不相關(guān)。本文的實(shí)證結(jié)果解釋了為何中國(guó)這類兼具制度不完善和政治穩(wěn)定特點(diǎn)的新興經(jīng)濟(jì)體的金融市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)極高，為我國(guó)金融市場(chǎng)管理體系和發(fā)展戰(zhàn)略的優(yōu)化提供了一些啟示。

關(guān)鍵詞：制度質(zhì)量；金融市場(chǎng)表現(xiàn)；GMM模型；主成分分析法；工具變量法

中圖分類號(hào)：F275文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：2097-0145（2022）05-0034-08doi：10.11847/fj.41.5.34

Research on the Correlation between Institutional Quality and Finance Market Performance

——Empirical Analysis from Multinational Panel Data Model

WAN Jin-shi， ZHOU Xiao-hua， LIU Bin

（School of Economics and Business Administration， Chongqing University， Chongqing 400044， China）

Abstract：As an important part of the social and economic system engineering， institutional quality plays a key role in healthy development of the finance market. This paper establishes the panel data model， and breaks down institutional quality into institutional improvement index and political stability index to eliminate the mutual interference between the institutional quality indicators. The economic freedom index released by the American Heritage Foundation is used as a tool variable to solve the endogenous problem of institutional improvement index. The results show that： institutional improvement index not only reduces the finance market return， but also reduces finance market volatility. Political stability index increases finance market volatility， but is unrelated to finance market return. The findings of this study explain why the finance markets of emerging economies， like China， which are characterized by both institutional imperfection and political stability， are extremely volatile. This paper provides some enlightenment for the optimization of management system and development strategy of finance market.

Key words：institutional quality; finance market performance; GMM model; principal component analysis; instrumental variable method

1引言

金融市場(chǎng)表現(xiàn)除了受到上市公司自身因素影響以外，往往還受到一系列政治事件以及各項(xiàng)政策的沖擊。公司治理機(jī)制的有效運(yùn)作取決于一個(gè)國(guó)家治理框架的質(zhì)量，這是因?yàn)楣緯?huì)受到它們所在地區(qū)治理系統(tǒng)的影響。從社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)工程的角度來(lái)看，治理框架的優(yōu)劣取決于相關(guān)制度的運(yùn)行機(jī)制。制度已成為區(qū)域間爭(zhēng)奪發(fā)展主旋律的重要考量因素［1］。政府行政效率越高，區(qū)域自然資源稟賦就越容易轉(zhuǎn)化為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力，越有利于投資行為［2］。當(dāng)前，越來(lái)越多來(lái)自新興經(jīng)濟(jì)體的企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行“逆向”投資［3］，也證明制度質(zhì)量較高的市場(chǎng)對(duì)資金具有比較高的吸引力。投資者需要從進(jìn)化和適應(yīng)性的視角了解金融市場(chǎng)［4］，不同國(guó)家政治制度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異對(duì)金融市場(chǎng)表現(xiàn)影響不同，如不同金融市場(chǎng)對(duì)本國(guó)貨幣政策的不同反應(yīng)等［5］。本文聚焦國(guó)家一級(jí)制度質(zhì)量水平對(duì)金融市場(chǎng)表現(xiàn)的影響。在研究跨國(guó)制度質(zhì)量指標(biāo)時(shí)，學(xué)者們使用較多的是Kaufmann等［6］構(gòu)建的制度質(zhì)量指標(biāo)體系，包括6個(gè)制度質(zhì)量子指標(biāo)。一些學(xué)者在利用這一制度質(zhì)量體系作為制度質(zhì)量指標(biāo)研究金融市場(chǎng)表現(xiàn)時(shí)，對(duì)其包含的6個(gè)指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠懻?，?dǎo)致許多研究出現(xiàn)自相矛盾的結(jié)果。而其他對(duì)制度質(zhì)量指標(biāo)的研究和探索成果主要包括：蔡長(zhǎng)昆［7］認(rèn)為政治制度環(huán)境中權(quán)力結(jié)構(gòu)的開(kāi)放程度、產(chǎn)權(quán)體系的完備程度，以及社會(huì)制度環(huán)境中結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本的豐富程度是理解制度績(jī)效的關(guān)鍵。鐘昌標(biāo)等［8］使用政府管制指標(biāo)和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來(lái)反映我國(guó)的制度質(zhì)量。金祥榮等［9］使用司法制度質(zhì)量和產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度質(zhì)量作為制度質(zhì)量的替代變量。戴翔和鄭嵐［10］使用公共服務(wù)和公共安全支出比的算術(shù)平均數(shù)作為地區(qū)制度質(zhì)量的替代變量，數(shù)值越大意味著制度質(zhì)量越低。文雁兵［11］在研究制度質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)時(shí)選取了非國(guó)有化率、市場(chǎng)化指數(shù)、市場(chǎng)化收入和對(duì)外開(kāi)放度四個(gè)指標(biāo)， 通過(guò)主成分方法合成為一個(gè)制度質(zhì)量指標(biāo)來(lái)探索這個(gè)問(wèn)題。然而這些學(xué)者對(duì)制度質(zhì)量指標(biāo)的選取也存在特殊性和局限性，更多側(cè)重于政府的經(jīng)濟(jì)政策相關(guān)指標(biāo)，得出的結(jié)論說(shuō)服力不足。

基于上述研究的局限，本文可能產(chǎn)生的貢獻(xiàn)主要包括以下幾個(gè)方面：第一，采用主成分分析法將Kaufmann等［6］構(gòu)建的制度質(zhì)量指標(biāo)分解為相互獨(dú)立的兩個(gè)影響因子，將他們分別定義為制度完善指數(shù)和政治穩(wěn)定指數(shù)，消除了制度質(zhì)量指標(biāo)間存在的相關(guān)關(guān)系。同時(shí)利用美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)發(fā)布的經(jīng)濟(jì)自由度指標(biāo)作為工具變量解決了制度完善指數(shù)存在的內(nèi)生性問(wèn)題。第二，以往文獻(xiàn)多集中于考察政策對(duì)金融市場(chǎng)的短期影響，本文則考察了制度質(zhì)量對(duì)金融市場(chǎng)表現(xiàn)的影響，通過(guò)對(duì)國(guó)家層面治理的分析取代對(duì)具體政策事件的分析，進(jìn)一步研究了宏觀治理變量對(duì)金融市場(chǎng)表現(xiàn)的影響。第三，研究結(jié)果具有一定的政策啟示，有利于防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，協(xié)助政府推進(jìn)國(guó)家治理體系和治理能力的不斷優(yōu)化。

2文獻(xiàn)綜述

適應(yīng)性市場(chǎng)假說(shuō)的基本思想邏輯認(rèn)為有效市場(chǎng)是不成立的。長(zhǎng)期以來(lái)，金融市場(chǎng)存在制度因素和市場(chǎng)因素之間的互動(dòng)和博弈。圍繞制度因素對(duì)金融市場(chǎng)的作用，學(xué)者們進(jìn)行了廣泛的研究。從宏觀治理的角度來(lái)看，公司治理機(jī)制的有效運(yùn)作取決于一個(gè)國(guó)家的制度質(zhì)量。制度質(zhì)量影響公司各個(gè)方面的活動(dòng)，尤其會(huì)反映在金融市場(chǎng)表現(xiàn)上。比如，Hooper等［12］研究了制度質(zhì)量對(duì)全球金融風(fēng)險(xiǎn)和各種業(yè)績(jī)指標(biāo)的影響，他們的調(diào)查結(jié)果顯示制度質(zhì)量較高的國(guó)家擁有更高的金融市場(chǎng)收益。良好的國(guó)家層面治理質(zhì)量降低了企業(yè)運(yùn)營(yíng)的交易成本，提高了公司的增長(zhǎng)前景和利潤(rùn)，增加了對(duì)股東的回報(bào)率。因此，較高的制度質(zhì)量會(huì)提升金融市場(chǎng)的回報(bào)率。Lombardo和Pagano［13］強(qiáng)調(diào)了法律和執(zhí)法在影響公司治理、公司價(jià)值評(píng)估、市場(chǎng)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的重要作用。Chiou等［14］認(rèn)為制度質(zhì)量會(huì)通過(guò)影響外部融資可用性、融資成本、市場(chǎng)估值和投資質(zhì)量來(lái)影響該國(guó)金融和資本市場(chǎng)的運(yùn)作。Fan等［15］證明治理結(jié)構(gòu)不良的金融市場(chǎng)的代理成本和交易成本高于治理框架良好的金融市場(chǎng)，在管理不善的市場(chǎng)中，股權(quán)需求會(huì)下降，導(dǎo)致股本回報(bào)率降低。Chen等［16］的研究表明，在公司治理方面，企業(yè)層面的公司治理在影響公司政策和決策方面的有效性受到制度質(zhì)量的影響。焦豪等［17］通過(guò)實(shí)證證明制度質(zhì)量對(duì)投資有顯著的正向影響，企業(yè)所在地政府制度質(zhì)量越高，企業(yè)凈利潤(rùn)中用于投資活動(dòng)的比例越高，對(duì)該地區(qū)金融市場(chǎng)的投資越有可能獲得收益。Sherif和Chen［18］認(rèn)為制度質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)，推進(jìn)制度質(zhì)量提升有助于降低市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。

從微觀層面來(lái)看，制度質(zhì)量能夠改善企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱性。良好的制度環(huán)境下，管理層隱瞞負(fù)面消息的可能性降低，從而降低了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。從市場(chǎng)層面來(lái)看，Harvey［19］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)新興市場(chǎng)國(guó)家的治理結(jié)構(gòu)比發(fā)達(dá)市場(chǎng)弱，因此具有較大的股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)和較高的收益波動(dòng)。Claessens［20］也認(rèn)為隨著全球化趨勢(shì)的不斷增強(qiáng)，金融市場(chǎng)開(kāi)放、跨境資本流動(dòng)、貿(mào)易自由化增加了金融市場(chǎng)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，而通過(guò)完善制度可以有效應(yīng)對(duì)這一問(wèn)題。對(duì)于發(fā)展中國(guó)家而言，良好的制度環(huán)境能夠抑制非效率投資產(chǎn)生的負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果。目前發(fā)展中國(guó)家的金融體制依舊存在著眾多非市場(chǎng)因素［21，22］。楊高宇［23］發(fā)現(xiàn)我國(guó)2001年到2005年的股權(quán)分置改革中，每次改革政策的出臺(tái)都會(huì)對(duì)金融市場(chǎng)帶來(lái)巨大的價(jià)格波動(dòng)。王明濤等［24］同樣發(fā)現(xiàn)政策因素是影響我國(guó)金融市場(chǎng)波動(dòng)的主要因素，政策因素在牛市行情中對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)的影響大于熊市行情，對(duì)股市向下波動(dòng)的解釋程度大于向上波動(dòng)的解釋程度。

不過(guò)Soo-Wah等［25］考察了制度質(zhì)量與全球股市收益之間的聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)制度質(zhì)量與股票收益之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，制度質(zhì)量得分較低的國(guó)家的平均股本回報(bào)率高于那些制度質(zhì)量得分較高的國(guó)家。Gul等［26］通過(guò)對(duì)巴基斯坦股市進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，政治不穩(wěn)定對(duì)股價(jià)產(chǎn)生了相當(dāng)大的影響。他們使用事件研究方法來(lái)測(cè)試這種關(guān)系，發(fā)現(xiàn)恐怖襲擊、政治人物遇刺、部落武裝沖突，以及美國(guó)無(wú)人機(jī)襲擊等政治事件對(duì)股市產(chǎn)生了明顯的沖擊。Bittlingmayer［27］發(fā)現(xiàn)了股票價(jià)格波動(dòng)與政治不穩(wěn)定之間的因果關(guān)系。當(dāng)不同政治事件的組合發(fā)生時(shí)，金融市場(chǎng)的波動(dòng)性更高。他的研究還證實(shí)革命、戰(zhàn)爭(zhēng)、暴力和罷工直接導(dǎo)致股票收益波動(dòng)性增加。Mei和Guo［28］調(diào)查了政治動(dòng)蕩對(duì)金融危機(jī)的影響，采用22個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在這些經(jīng)濟(jì)體發(fā)生的總共9次危機(jī)中，金融市場(chǎng)波動(dòng)性很大。機(jī)構(gòu)投資者在新興市場(chǎng)國(guó)家政府發(fā)生頻繁更迭的階段對(duì)是否投資金融市場(chǎng)猶豫不決。Hussain和Qasim［29］將金融市場(chǎng)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代表來(lái)研究政治動(dòng)蕩對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響。這項(xiàng)研究的結(jié)果也支持了股票價(jià)格會(huì)隨著不同的政治事件而波動(dòng)的假設(shè)。根據(jù)上述分析，可以發(fā)現(xiàn)關(guān)于制度質(zhì)量和金融市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)系，學(xué)術(shù)界存在廣泛的爭(zhēng)論。這可能是未將制度指標(biāo)進(jìn)行合理細(xì)分造成的。

3理論模型構(gòu)建和分析3.1制度質(zhì)量指標(biāo)主成分分析

本研究選取了 2002—2019年全球范圍內(nèi)的代表性樣本，包含32個(gè)國(guó)家和地區(qū)。其中非洲國(guó)家2個(gè)，亞洲國(guó)家及地區(qū)12個(gè)，歐洲國(guó)家11個(gè)，拉美國(guó)家3個(gè)，北美洲國(guó)家 2 個(gè)，大洋洲國(guó)家2個(gè)，測(cè)試了這些國(guó)家制度質(zhì)量與金融市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)系。Kaufmann等［6］構(gòu)建的政治治理指標(biāo)體系包括政治穩(wěn)定程度（PS：political stability and absence of violence）、公民話語(yǔ)權(quán)與政治權(quán)利（VA：voice and accountability）、政府施政有效性（GE：government effectiveness）、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)限制程度（RQ：regulatory quality）、司法有效性（RL：rule of law）和貪腐控制（CC：control of corruption）。利用Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣，可以發(fā)現(xiàn)這些變量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。如政府施政有效性（GE）與貪腐控制（CC）之間的相關(guān)性高達(dá)0.967，且在1%的顯著性水平上顯著。由于變量之間的高度相關(guān)性，會(huì)使得參數(shù)估計(jì)不準(zhǔn)確，因此需要將制度質(zhì)量6個(gè)指標(biāo)進(jìn)行“降維”，用少數(shù)幾個(gè)變量來(lái)替代6個(gè)指標(biāo)，同時(shí)使6個(gè)指標(biāo)的信息基本都包含在這幾個(gè)變量里，并且用來(lái)表示的這幾個(gè)變量之間基本不存在相關(guān)性，這種方法稱為主成分分析法，提取的少數(shù)幾個(gè)變量稱為主成分因子。

通過(guò)因子貢獻(xiàn)率的分析結(jié)果，最終從中提取了兩個(gè)主成分因子，得到的累積方差貢獻(xiàn)率為92.6%，即6個(gè)變量中的92.6%的信息可以用這兩個(gè)因子來(lái)進(jìn)行說(shuō)明。KMO和SMC的結(jié)果檢驗(yàn)顯示，KMO的度量值為0.932，表示非常適合做主成分分析，而SMC檢驗(yàn)也顯示變量之間線性關(guān)系較強(qiáng)，應(yīng)該使用主成分分析。通過(guò)主成分分析之后，提取的兩個(gè)因子為fac1和fac2，在fac1中，CC、GE、RQ、RL對(duì)其貢獻(xiàn)較大，其中最小值為0.421，最大值為0.426，由于這些因素主要反映國(guó)家制度建設(shè)成果，因此將因子1稱為制度完善指數(shù)（ipi）。對(duì)于fac2，變量PS和VA對(duì)其的貢獻(xiàn)為正，分別達(dá)到0.691和0.489，其他因子為負(fù)，這兩個(gè)指標(biāo)主要反映國(guó)家政治團(tuán)結(jié)和穩(wěn)定，因此也將因子2稱為政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）。

3.2變量選擇及數(shù)據(jù)處理

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，選取了2002年至2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。參考張光利等［30］的做法，本文以金融市場(chǎng)表現(xiàn)（MP）作為被解釋變量，選取市場(chǎng)收益（asp）和市場(chǎng)波動(dòng)（smv）指標(biāo)來(lái)衡量。將衡量制度質(zhì)量的兩個(gè)指數(shù)（ipi、psi）作為核心解釋變量，制度完善指數(shù)（ipi）和政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）是由6個(gè)制度質(zhì)量指標(biāo)通過(guò)主成分分析法而得。金融市場(chǎng)的表現(xiàn)在一定程度上受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的影響，因此選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的對(duì)數(shù)形式（lgdp）作為各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的控制變量并采用地區(qū)虛擬變量（as、eu、af、na、sa、au）控制地理因素。一些國(guó)家存在制度發(fā)展不平衡問(wèn)題，為了更好地促進(jìn)本國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展，會(huì)將股票交易所建立在該國(guó)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)、制度相對(duì)完善的地區(qū)。因此將一國(guó)股票交易所是否設(shè)立在首都，作為一個(gè)虛擬變量來(lái)控制，變量名稱為制度水平是否勻質(zhì)（cap）；許多國(guó)家金融市場(chǎng)表現(xiàn)在2008年出現(xiàn)巨大波動(dòng)，這是由于該年度發(fā)生了美國(guó)“次貸”危機(jī)，經(jīng)濟(jì)周期問(wèn)題是經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心問(wèn)題之一［31］，因此將數(shù)據(jù)的時(shí)間以2008年為節(jié)點(diǎn)分為兩個(gè)部分構(gòu)建虛擬變量d；而經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)（ltscore）為工具變量。有關(guān)變量的具體解釋如表1所示。制度質(zhì)量指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行WGI數(shù)據(jù)庫(kù)。股指數(shù)據(jù)和宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)。連續(xù)變量在第1和第99百分位數(shù)處進(jìn)行了縮尾處理。此部分分析均采用Stata15.0完成。

3.3模型構(gòu)建及檢驗(yàn)

3.3.1模型構(gòu)建

參考已有文獻(xiàn)［12］，構(gòu)建如下基本回歸模型

（1）OLS模型

基本回歸模型如模型（1）所示

MP=β0+β1ipit-1+β2psit-1+β3Control+μ（1）

解釋變量MP由市場(chǎng)收益（asp）和市場(chǎng)波動(dòng)（smv）兩個(gè)變量來(lái)度量，考慮到制度質(zhì)量對(duì)于經(jīng)濟(jì)的影響具有一定的滯后性，因此模型考慮滯后1期的制度完善指數(shù)（ipit-1）以及滯后1期的政治穩(wěn)定指數(shù)（psit-1）進(jìn)行分析?？刂谱兞堪ǎ簢?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)形式（lgdp）；時(shí)間虛擬變量d；地區(qū)虛擬變量as、eu、af、na、sa、au；cap為主要股票交易所是否設(shè)立在首都，反映國(guó)家治理是否均衡。

（2）2SLS模型

在上述OLS模型中，如果核心解釋變量存在內(nèi)生性問(wèn)題，那么參數(shù)的估計(jì)將失效，考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在內(nèi)生解釋變量，因此引入工具變量法建立2SLS模型來(lái)消除核心解釋變量的內(nèi)生性。

模型的第1階段為（考慮ipit-1具有內(nèi)生性）

ipit-1=α0+α1pist-1+α2Control+α3ltscoret-1+ε′（2）

于是可以得到ipit-1的估計(jì)值為

iit-1=α0+α1psit-1+α2Control+α3ltsoret-1（3）

在模型的第2階段中，被解釋變量對(duì)iit-1以及其他變量進(jìn)行回歸

MP=γ0+γ1iit-1+γ2psit-1+γ3Control+μ′（4）

在模型加入變量ltscoret-1作為控制之后，解釋變量ipit-1變得不再顯著，且系數(shù)由正數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)。通過(guò)相關(guān)系數(shù)矩陣可知，變量ipit-1與變量ltscoret-1具有比較強(qiáng)的相關(guān)性，解釋變量存在內(nèi)生性的問(wèn)題，因此考慮將變量ltscoret-1作為解釋變量ipit-1的工具變量。

3.3.2工具變量的有效性檢驗(yàn)

工具變量選擇的有效性對(duì)于解釋變量是否能夠?qū)Ρ唤忉屪兞康淖兓龀龊侠淼慕忉尫浅Ｖ匾Ｏ旅鎸?duì)工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，以說(shuō)明其使用的有效性。

（1）工具變量有效性經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)自由度指標(biāo)是由以下10個(gè)因素構(gòu)成的，分別是：營(yíng)商自由、貿(mào)易自由、財(cái)政自由、合理政府開(kāi)支、貨幣自由、投資自由、金融自由、產(chǎn)權(quán)保障、廉潔程度和勞工自由。與反映制度質(zhì)量的制度完善指數(shù)貢獻(xiàn)最大的四個(gè)因素（政府施政有效性、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)限制程度、司法有效性、貪腐控制）存在關(guān)聯(lián)。而經(jīng)濟(jì)自由度指標(biāo)并不能直接對(duì)金融市場(chǎng)產(chǎn)生影響，但是經(jīng)濟(jì)自由開(kāi)放會(huì)促使國(guó)家進(jìn)一步完善其治理。經(jīng)濟(jì)自由度指標(biāo)可以通過(guò)影響制度質(zhì)量完善程度對(duì)金融市場(chǎng)產(chǎn)生間接影響。

（2）工具變量有效性實(shí)證檢驗(yàn)

對(duì)于工具變量的檢驗(yàn)，分別進(jìn)行不可識(shí)別檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)以及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。在不作iid擾動(dòng)項(xiàng)假設(shè)下，不可識(shí)別檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為116.458，其p值為0，拒絕“不可識(shí)別的”原假設(shè)；在iid擾動(dòng)項(xiàng)假設(shè)下，統(tǒng)計(jì)量的值為 344.895，p值為0，同樣拒絕原假設(shè)。弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量的值為1130.722遠(yuǎn)大于真實(shí)顯著性水平不超過(guò)15%的值8.96，顯示拒絕“存在弱工具變量的”的原假設(shè)。在進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)中，為滿足過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的條件，將滯后1期經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)對(duì)數(shù)（ltscoret-1）以及滯后2期的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)對(duì)數(shù)（ltscoret-2）作為制度完善指數(shù)（ipit-1）的工具變量，對(duì)其進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在不作iid擾動(dòng)項(xiàng)假設(shè)下，Hansen統(tǒng)計(jì)量為0.227，對(duì)應(yīng)的p值為 0.634，說(shuō)明不能拒絕“所有工具變量均為外生”的假設(shè)；若是在iid擾動(dòng)項(xiàng)假設(shè)下，Sargan統(tǒng)計(jì)量的值為0.297，p值為0.586，同樣不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明工具變量有效。

4實(shí)證結(jié)果分析

4.1描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，市場(chǎng)收益asp的平均值為0.130，市場(chǎng)波動(dòng)smv的平均值為1.27，這兩個(gè)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.330和0.621，說(shuō)明不同國(guó)家間金融市場(chǎng)表現(xiàn)存在顯著差異。而制度完善指數(shù)ipi的標(biāo)準(zhǔn)差為2.309，遠(yuǎn)大于政治穩(wěn)定指數(shù)psi的標(biāo)準(zhǔn)差0.586，可見(jiàn)樣本國(guó)家制度質(zhì)量的差異主要體現(xiàn)在制度是否完善上。其他指標(biāo)也均和已有文獻(xiàn)相符。在進(jìn)行主成分分析后，制度完善指數(shù)與政治穩(wěn)定指數(shù)之間的相關(guān)性幾乎為0。通過(guò)Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)，相關(guān)分析結(jié)果與預(yù)期相符，可以進(jìn)行進(jìn)一步的多元回歸分析。

4.2OLS回歸

表2的回歸結(jié)果顯示：金融市場(chǎng)表現(xiàn)（分別以asp和smv表示） 與制度完善指數(shù)（ipi）均顯著負(fù)相關(guān)（β=-0.029，p＜0.01;β=-0.087，p＜0.01），第（2）列中smv與政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）顯著正相關(guān)（β=0.178，p＜0.05），而第（1）列中asp與政治穩(wěn)定指數(shù)（psi）的關(guān)系不顯著。控制變量實(shí)際GDP的變化（lgdp）對(duì)被解釋變量的影響不顯著。考察制度水平勻質(zhì)程度變量（cap）和金融市場(chǎng)表現(xiàn)的回歸系數(shù)也不顯著，時(shí)間虛擬變量（d）與asp在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，2008年后各國(guó)市場(chǎng)收益顯著下降，對(duì)smv的影響不顯著。制度質(zhì)量反映了一個(gè)國(guó)家政府運(yùn)行效能的信息。國(guó)家級(jí)治理結(jié)構(gòu)和企業(yè)級(jí)公司治理之間相互作用，構(gòu)成了金融市場(chǎng)表現(xiàn)的長(zhǎng)期影響因素，制度質(zhì)量的優(yōu)劣直接體現(xiàn)了這一宏觀環(huán)境的優(yōu)劣。契約環(huán)境的改善可以有效緩解企業(yè)債務(wù)融資約束，影響企業(yè)股票的價(jià)格［32］。而不同國(guó)家的投資環(huán)境的差異化特征也影響了金融市場(chǎng)表現(xiàn)［33］。

4.3核心變量的2SLS模型及其對(duì)比

本文建立了靜態(tài)面板模型，并進(jìn)一步采用2SLS模型進(jìn)行檢驗(yàn)。如果2SLS的估計(jì)系數(shù)和GMM的估計(jì)系數(shù)基本一致，可以判斷模型不存在嚴(yán)重的異方差問(wèn)題。再由LIML模型與2SLS模型的回歸系數(shù)進(jìn)行比較，若其回歸系數(shù)趨于一致，則可以進(jìn)一步印證不存在弱工具變量問(wèn)題。表3回歸結(jié)果中，采用GMM法和LIML法的結(jié)果和采用2SLS法得到的結(jié)果基本一致，說(shuō)明模型不存在異方差和弱工具變量問(wèn)題，偏R2統(tǒng)計(jì)值和Sargan統(tǒng)計(jì)值檢驗(yàn)結(jié)果均顯示工具變量有效。

由表3第（1）列可知，制度完善指數(shù)對(duì)市場(chǎng)收益有顯著的負(fù)向影響（β=-0.028，p＜0.05），投資者將較低的制度質(zhì)量與投資風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)系起來(lái)，因此要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。政治穩(wěn)定指數(shù)則對(duì)市場(chǎng)收益影響并不顯著，否定了Soo-Wah等［25］的觀點(diǎn)：政治風(fēng)險(xiǎn)高國(guó)家的投資者因承擔(dān)較高的風(fēng)險(xiǎn)而獲得更高的股權(quán)回報(bào)。表3第（4）列顯示，制度完善指數(shù)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)有顯著的負(fù)向影響（β=-0.133，p＜0.01），而政治穩(wěn)定指數(shù)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)有顯著的正向影響（β=0.113，p<0.05）?？赡艿脑蚴牵河捎诮鹑谌蚧?，政治穩(wěn)定程度較高的國(guó)家股票市場(chǎng)更容易得到巨額國(guó)際游資的青睞，國(guó)際游資的沖擊提升了股市波動(dòng)水平。

在其他控制變量中，實(shí)際GDP的變化對(duì)于金融市場(chǎng)變化的影響并不顯著，地區(qū)控制變量對(duì)于金融市場(chǎng)表現(xiàn)的影響未完全顯著。而變量d對(duì)于市場(chǎng)收益有顯著的影響，這說(shuō)明2008年美國(guó)爆發(fā)的金融危機(jī)對(duì)各國(guó)的金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)都產(chǎn)生了顯著影響，各國(guó)金融市場(chǎng)回報(bào)率有所降低。一些國(guó)家由于制度發(fā)展不均衡，并未將股票交易所設(shè)置在首都以期減少股票交易受到政治偏好和腐敗議員的干擾，所以這里發(fā)現(xiàn)cap對(duì)金融市場(chǎng)表現(xiàn)并未產(chǎn)生影響。表3的實(shí)證結(jié)果也贊同了Harvey［20］的觀點(diǎn)，即新興市場(chǎng)制度不完善，治理結(jié)構(gòu)總體上較發(fā)達(dá)市場(chǎng)較弱，因此具有更大的股權(quán)溢價(jià)和更高的股價(jià)波動(dòng)性。而政治穩(wěn)定又導(dǎo)致中國(guó)這類新興經(jīng)濟(jì)體更加吸引國(guó)際游資進(jìn)入，在這樣的雙重作用下進(jìn)一步加劇了金融市場(chǎng)波動(dòng)。

4.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，分別使用滯后2期的制度完善指數(shù)ipit-2和政治穩(wěn)定指數(shù)psit-2來(lái)重新檢驗(yàn)制度質(zhì)量因素對(duì)金融市場(chǎng)指數(shù)是否有顯著影響。通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)，ipit-2仍然存在內(nèi)生性問(wèn)題，分別取滯后2期的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)對(duì)數(shù)（ltscoret-2）和滯后3期的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)對(duì)數(shù)（ltscoret-3）作為變量ipit-2的工具變量。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，使用滯后2期的制度完善指數(shù)ipit-2和政治穩(wěn)定指數(shù)psit-2替換原有的核心變量（ipit-1和psit-1）后，制度完善指數(shù)和政治穩(wěn)定指數(shù)的系數(shù)與表3第（1）列和第（4）列中回歸結(jié)果的系數(shù)變化不大，且在至少5%顯著性水平上仍然顯著，與被解釋變量的相關(guān)性不變；Sargan等統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)仍然顯著說(shuō)明工具變量是有效的；對(duì)于控制變量而言，其系數(shù)的符號(hào)和顯著性都沒(méi)有發(fā)生明顯變化，結(jié)果仍然保持一致。

5結(jié)論與啟示

依據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果，可以得到以下結(jié)論：

（1）制度質(zhì)量的高低對(duì)于各國(guó)金融市場(chǎng)表現(xiàn)有顯著的影響，影響期滯后1年。在制度質(zhì)量的兩個(gè)因素中，制度完善指數(shù)既減少了市場(chǎng)收益，也減少了市場(chǎng)波動(dòng)。

（2）政治穩(wěn)定指數(shù)和市場(chǎng)波動(dòng)呈正相關(guān)，這一觀點(diǎn)與許多學(xué)者研究得出的國(guó)家制度質(zhì)量減少金融市場(chǎng)波動(dòng)水平的結(jié)論相反。原因在于：政治穩(wěn)定水平較高的國(guó)家金融市場(chǎng)更容易得到國(guó)際游資的青睞，新興市場(chǎng)國(guó)家的市場(chǎng)波動(dòng)水平較高可能與巨額國(guó)際游資的進(jìn)出有關(guān)。

（3）政治穩(wěn)定指數(shù)和市場(chǎng)收益不相關(guān)，投資者僅會(huì)對(duì)制度不完善的金融市場(chǎng)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。

本文的研究啟示在于：

（1）中國(guó)若要進(jìn)一步完成金融市場(chǎng)改革，首先需要在制度層面（特別是金融領(lǐng)域的對(duì)外開(kāi)放）取得突破和進(jìn)展，注重制度的全局性和前瞻性。同時(shí)為了完成對(duì)整個(gè)金融市場(chǎng)管理體系和發(fā)展戰(zhàn)略的優(yōu)化，金融改革的主導(dǎo)權(quán)需要放在最高層。

（2）新興經(jīng)濟(jì)體兼具制度不完善和政治穩(wěn)定的特點(diǎn)，因此市場(chǎng)波動(dòng)相較于發(fā)達(dá)國(guó)家更為明顯。要在政局穩(wěn)定前提下積極完善證券市場(chǎng)的配套制度。通過(guò)堅(jiān)定不移地推行改革開(kāi)放，以開(kāi)放促改革，減少非市場(chǎng)因素對(duì)金融市場(chǎng)的不合理干預(yù)，提升市場(chǎng)自由度。

（3）由于新興經(jīng)濟(jì)體金融市場(chǎng)的特殊性，更容易成為國(guó)際游資的“狩獵目標(biāo)”，對(duì)此應(yīng)當(dāng)有所警惕并謹(jǐn)慎地安排國(guó)外資金有序進(jìn)入本國(guó)金融市場(chǎng)，避免劇烈的股市波動(dòng)和金融風(fēng)險(xiǎn)。

參考文獻(xiàn)：

［1］段忠賢，黃其松.要素稟賦、制度質(zhì)量與區(qū)域貧困治理——基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.公共管理學(xué)報(bào)，2017，14（3）：144-160.

［2］Libman A. Natural resources and sub-national economic performance： does sub-national democracy matter［J］. Energy Economics， 2013， 37： 82-99.

［3］李新春，肖宵.制度逃離還是創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)？——制度約束與民營(yíng)企業(yè)的對(duì)外直接投資［J］.管理世界，2017，33（10）：99-112.

［4］周孝華，宋慶陽(yáng)，劉星.適應(yīng)性市場(chǎng)假說(shuō)及其在中國(guó)資本市場(chǎng)的實(shí)證［J］.管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2017，20（6）：111-125.

［5］陳其安，雷小燕.貨幣政策、投資者情緒與中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性：理論與實(shí)證［J］.中國(guó)管理科學(xué)，2017，25（11）：1-11.

［6］Kaufmann D， Kraay A， Mastruzzi M. Governance matters II： updated indicators for 2000/01. world bank policy research［R］.? Working Paper No.2772， 2002.

［7］蔡長(zhǎng)昆.制度環(huán)境、制度績(jī)效與公共服務(wù)市場(chǎng)化：一個(gè)分析框架［J］.管理世界，2016，32（4）：52-69.

［8］鐘昌標(biāo)，李富強(qiáng)，王林輝.經(jīng)濟(jì)制度和我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的實(shí)證研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，（11）：13-21.

［9］金祥榮，茹玉驄，吳宏.制度、企業(yè)生產(chǎn)效率與中國(guó)地區(qū)間出口差異［J］.管理世界，2008，24（11）：65-77.

［10］戴翔，鄭嵐.制度質(zhì)量如何影響中國(guó)攀升全球價(jià)值鏈［J］.經(jīng)貿(mào)論壇，2015，（12）：51-64.

［11］文雁兵.制度質(zhì)量對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)——基于向量誤差修正模型的考察［J］.國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2015，31（2）：28-42.

［12］Hooper V， Sim A B， Uppal A. Governance and stock market performance［J］. Economic Systems， 2009， 33（2）： 93-116.

［13］Lombardo D， Pagano M. Legal determinants of the aspurn on equity［J］. Social Science Electronic Publishing， 2006， 22： 235-270.

［14］Chiou W J P， Lee A C， Lee C F. Stock aspurn， risk， and legal environment around the world［J］. International Review of Economics & Finance， 2010， 19（1）： 95-105.

［15］Fan J P H， Rui O M， Zhao M. Public governance and corporate finance： evidence from corruption cases［J］. Journal of Comparative Economics， 2008， 36（3）： 343-364.

［16］Chen K C W， Chen Z， Wei K C J. Legal protection of investors， corporate governance， and the cost of equity capital［J］. Journal of Corporate Finance， 2009， 15（3）： 273-289.

［17］焦豪，焦捷，劉瑞明.政府質(zhì)量、公司治理結(jié)構(gòu)與投資決策——基于世界銀行企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］.管理世界，2017，33（10）：66-78.

［18］Sherif M， Chen J. The quality of governance and momentum profits： international evidence［J］. The British Accounting Review， 2019， 51（5）： 1-16.

［19］Harvey C R. Predictable risk and aspurns in emerging markets［J］. Review of Financial Studies， 1995， 8（3）： 773-816.［20］Claessens S. Corporate governance and development［J］. World Bank Research Observer， 2006， 21（1）： 91-122.

［21］劉貫春，張軍，豐超.金融體制改革與經(jīng)濟(jì)效率提升——來(lái)自省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.管理世界，2017，33（6）：9-22.

［22］彭俞超.金融功能觀視角下的金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——來(lái)自1989-2011年的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)［J］.金融研究，2015，（1）：32-49.

［23］楊高宇.中國(guó)股市制度缺陷與股市功能異化［J］.中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2013，（2）：91-100.

［24］王明濤，路磊，宋鍇.政策因素對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)的非對(duì)稱性影響［J］.管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2012，15（12）：40-56.

［25］Soo-Wah L， Si-Roei K， Lain-Tze T. International evidence on the link between quality of governance and stock market performance［J］. Global Economic Review， 2011， 40（3）： 361-384.

［26］Gul S， Khan M T， Saif N， et al.. Stock market reaction to political events （evidence from Pakistan）［J］. Journal of Economics and Sustainable Development， 2013， 4（1）： 165-174.［27］Bittlingmayer G. Output， stock volatility， and political uncertainty in a natural experiment： germany， 1880-1940［J］. The Journal of Finance， 1998， 53（6）： 2243-2257.

［28］Mei J， Guo L. Political uncertainty， financial crisis and market volatility［J］. European Financial Management， 2004， 10（4）： 639-657.

［29］Hussain F， Qasim M A. The Pakistani equity market in 50 years： a review［J］. The Pakistan Development Review， 1997， 22： 863-872.

［30］張光利，薛慧麗，高皓.企業(yè)IPO價(jià)值審核與股票市場(chǎng)表現(xiàn)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2021，56（10）：155-171.

［31］苗文龍，鐘世和，周潮.金融周期、行業(yè)技術(shù)周期與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化［J］.金融研究，2018，（3）：36-52.

［32］楊暢，龐瑞芝.契約環(huán)境、融資約束與“信號(hào)弱化”效應(yīng)——基于中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的實(shí)證研究［J］.管理世界，2017，33（4）：60-69.

［33］張述存.“一帶一路”戰(zhàn)略下優(yōu)化中國(guó)對(duì)外直接投資布局的思路與對(duì)策［J］.管理世界，2017，33（4）：1-9.