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金融发展和危机传染:基于“法与金融”的研究视角(下)
游家兴 张哲远  厦门大学管理学院 厦门大学管理学院财务学系
上传时间:2020/7/28
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二、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文以1991—2013年为研究窗口,选取全球十个主要国家和地区的资本市场作为研究样本:中国、中国香港、韩国、日本、新加坡、美国、英国、德国、法国和澳大利亚。本文分别选取这些国家和地区各自有代表性的证券市场股票指数:中国上证指数、中国香港恒生指数、日经225指数、韩国综合股价指数、新加坡海峡时报指数、美国标准普尔500指数、德国DAX指数、英国伦敦指数、法国CAC40指数和澳大利亚ASX指数。考虑到日收益数据容易受到买卖价差、价格压力、非同步交易等市场微观结构的影响,在估计市场联动性时可能存在较大的噪音,影响准确性,本文以周收益作为主要研究对象。由于地缘、时差、监管等因素,不同证券市场交易日存在差异,本文删除了这十个市场交易期间不重叠的数据,最后获得1151组周收益数据。有关股票指数的数据来自雅虎财经网站;有关中国宏观经济的数据来自中国经济信息网的经济统计数据库;有关其他市场所在国家和地区宏观经济的数据来自世界银行网站或国际货币基金组织网站。

(二)变量定义与计算

1. 传染效应的衡量和六次金融危机的确定

如果在金融危机爆发期间,各个国家和地区金融市场的资产收益呈现出更强的同步性和互相依赖性,表示各市场间的传递机制在受到危机冲击后得以加强,并产生了危机传染,即存在收益率传染效应(King&Wadhwani,1990;Forbes&Rigobon,2002;Boyer et al.,2006)。基于此,本文以金融危机爆发前后股票市场联动性是否显著提高来判断金融危机传染效应是否存在。具体而言,本文的研究对象是经对数处理的每日股指收益率,采用非对称多元GARCH模型(M-GARCH),并应用Engle(2002)提出的动态条件相关方法(Dynamic Conditional Correlation,DCC)来捕捉市场间资产价格的相关关系。通过DCC模型,本文计算了各个国家和地区与其他国家和地区股票市场指数收益率之间的相关系数,以此作为本文的因变量。本文借鉴Forbes&Rigobon(2002),Diamandis(2008)和游家兴(2010)的研究,选取20世纪90年代至今波及广泛、影响深远的六次金融危机进行考察:墨西哥货币危机(1994年12月22日)、亚洲金融危机(1997年10月23日)、俄罗斯金融危机(1998年3月3日)、巴西金融动荡(1999年1月14日)、美国次贷危机(2007年3月13日)和欧洲债务危机(2009年12月8日),本文将每个危机发生的时期定义为自危机正式爆发起之后的三个月。

2. 金融发展水平的衡量

本文采用四个指标来衡量金融发展水平,即广义货币量、银行贷款、私人信贷和股票市值分别占当年GDP的比重。这四个指标从不同的维度反映了金融发展的程度,互有重叠又不尽相同。为了更为全面地对各个国家和地区金融发展进程进行评价,本文采用主成分分析法来计算各个国家和地区金融发展综合指数(FinDev1)。考虑到金融发展的作用存在时间滞后性,本文还进一步加入四个指标滞后一年的数据,共计八个变量进行主成分分析,构造金融发展的第二个综合指数(FinDev2)。

(三)检验模型动态时变相关系数

在接下来的检验中,本文以各市场间的动态时变相关系数为因变量,构建计量回归以回答以下问题:各个国家和地区是否存在金融危机传染效应?金融发展进程和投资者法律保护在金融危机传染效应中各自发挥什么样的作用?在金融发展与危机传染二者关系中,投资者法律保护又会起到什么样的作用?对此,本文在检验模型设定上从以下两个方面分别展开。

第一,以中国为样本展开单独考察,以期对我国的特殊性做更加深入的分析。就本文考察对象———时变相关系数而言,各组市场之间可能存在相关性。对于中美、中英这两组市场,中美股市联动性的起伏有可能带来中英股市联动性的同向变动。对此,本文在回归时以每一组国家和地区为群(中国与其他九个国家和地区形成九个群),对回归标准误进行群内自相关调整,以保证回归结果的可靠性。回归模型具体设定如下:(略,无法复制)

第二,其中,Corri,t为应用动态条件相关方法(DCC)捕捉到的第t周中国股票市场的股指收益率与i国股票市场股指收益率的动态条件相关系数。Crisist为金融危机发生时间的哑变量,金融危机发生期间,取1;其他时期,取0。在此基础上,本文引入了危机爆发与金融发展的交乘项Crisis×FinDev,用于考察金融发展对危机传染效应的影响。如果在回归结果中系数α1的值显著为正,表明在金融危机爆发期间,中国市场与其他市场的相互依赖性加强,存在金融危机传染效应。如果系数α2的值显著为正,说明金融发展水平越高,市场越容易受到金融危机传染效应的影响。此外,本文还引入了如下控制变量:金融发展水平(FinDev);对外贸易依存度(TraDep),采用进出口总额与当年GDP的比值进行衡量;两个经济体之间的地理距离(Distance),采用两个经济体首都或地区政府之间的直线距离(万公里)进行衡量;是否同属一个洲(ContDum),如果关联的国家和地区同属于一个洲,Cont Dum取1,否则,取0;时间变化趋势(Year),当年份从1991年推移至2013年,Year取值从1递增至23。需要指出的是,Corri,t和Crisist为周数据,本文通过这两个变量检验危机传染效应是否存在。由于无法获得每周的金融发展水平和其他控制变量数据,本文借鉴游家兴(2009,2010)的做法,将t年的周数据与t-1年金融发展水平和其他控制变量数据匹配,其原因在于宏观变量在短期内不易发生较大改变,年度数据能够较好地反映一个国家和地区该年金融发展程度和其他控制变量的水平。

第三,对十个国家和地区展开全样本研究,以期通过跨市场比较找出不同市场之间的异同点。类似地,本文在回归时同样以每一组国家和地区为群(9×9共计81个群),对回归标准误进行群内自相关调整。回归模型设定如下:(略,无法复制)

模型(2)是在模型(1)的基础上扩展而得。其中,Law为一个国家和地区的投资者法律保护指数。本文借鉴Morck et al.(2000)的做法,选取La Porta et al.(1998)所构建的三个指标:政府腐败程度、政府对私人产权的掠夺风险和政府违反契约风险,通过对它们加总平均获得每个国家和地区的法律保护指数。Law的数值越高,表明这个国家和地区的法律对投资者保护力度越强。本文加入了危机爆发与法律保护的交乘项Crisis×Law,以及危机爆发、金融发展与法律保护三者的交乘项Crisis×Fin Dev×Law;CV为控制变量。如果系数β1的值显著为正,说明各市场间存在金融危机传染效应。如果β2显著为正,说明一个国家和地区的金融发展水平越高,其市场在金融危机期间越容易受危机传染效应的影响。如果β3的值显著为负,说明法律对投资者的保护有助于弱化金融危机的传染效应。如果β4的值显著为负,说明投资者法律保护在金融发展与危机传染二者关系起到积极的阻隔作用。由于是跨市场比较研究,本文在模型(1)的基础上增加了与国家和地区特征相关的其他变量作为控制变量:人均GDP(PGDP),以万美元计算,用于衡量一个国家和地区经济发展水平;GDP平均增长率(RGDP),取t-4至t年GDP增长率的均值,用于衡量一个国家和地区经济发展的活跃度;GDP增长率的标准差,取t-4至t年GDP增长率的标准差,用于衡量一个国家和地区经济发展的平稳性;法律保护(Law)为La Porta et al.(1998)投资者法律保护指数;市场虚拟变量(Market_dum)。

(四)描述统计分析

表1列示了本文主要研究变量按不同国家和地区统计计算的结果。从动态相关系数(Corr)的统计结果可以看出,中国证券市场与其他市场的联动性还不高,均值只有0.064。反观其他市场,都较大程度融入了全球化金融市场中,均值大都达到了0.30以上(除了韩国为0.252)。从衡量金融发展水平的四个维度来看,各个国家和地区的金融资产规模、国民经济的货币化程度等都有了不同程度的发展。以M2占当年GDP比重这一指标为例,最高为日本,达到了2.453;最低为美国,达到了0.729。中国在过去二十年的平均水平则达到了1.378,在十个经济体中处于中间的位置。然而,不同国家和地区的金融发展水平有着不小的差异。以银行贷款占当年GDP比重(即BL)为例,最高为日本,达到了3.017;其次是美国,达到了2.042;最低为新加坡,只有0.785。从Law的描述性统计结果可以看出,与欧美发达国家相比,亚洲国家和地区对投资者的法律保护水平相对较低。其中,中国的法律保护分值仅为5.167,位列十个国家和地区之末。相比而言,德国的法律保护分值达到9.533,位居第一。

表1 十个国家和地区主要研究变量的均值    下载原表

 

资料来源:雅虎财经、中国经济信息网的经济统计数据库、世界银行网站、国际货币基金组织网站注:M2,BL,DCP和SMC分别为广义货币量、银行贷款、私人信贷和股票市值占当年实际GDP的比重;Corr为周数据,每个国家和地区各有10359个观测值;Law和Distance为国家和地区数据,每个国家和地区各有1个观测值;其他变量均为年份数据,每个国家和地区各有23个观测值。

三、实证结果与分析

(一)金融发展与危机传染:中国特征

表2列出了以中国为样本的多元回归结果。从Model1的结果可以看出,Crisis的参数估计值为0.024,显著性水平达到1%,表明金融危机的爆发使得中国股票市场与其他市场的联动性有了显著提高,相关系数突然发生了变化,说明中国市场存在金融危机传染效应。Model2—Model5在此基础上引入金融发展的各个维度与Crisis的交乘项,回归结果显示,这些交乘项的参数估计值都显著为正,说明中国金融体系在不同层面的发展都会放大金融危机在中国的传染效应。相比而言,BL的显著性水平在四个维度中最高,说明银行业的快速发展更容易催生金融系统的脆弱性,加剧金融危机的蔓延态势。Model6和Model7在Model1的基础上,引入了金融发展综合指数与Crisis的交乘项。从表2中可以看出,两个模型的金融发展综合指数与Crisis的交乘项系数的回归结果均为正,且都在1%的水平上显著,再次表明伴随着中国金融发展的演进过程,国内经济更容易受到国际金融危机的冲击,支持了研究假设1。

表2 金融发展与危机传染:中国特征    下载原表 

 

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著(双尾检验);括号内为T统计量。下同。中国与其他九个国家和地区形成九个群,每个群各有4748个观测值,九个群合计42732个观测值。

(二)金融发展与危机传染:跨市场比较

表3和表4列示了跨市场研究回归结果。其中,表3以各个市场为样本单独展开分析,采用式(1)进行回归分析。对于每个国家和地区而言,它与另外九个国家和地区分别组成九个群,每个群各有1151个观测值,九个群合计10359个观测值。从中可以看出,Crisis的回归系数都显著为正,说明金融危机传染效应是全球的普遍现象。而Crisis与FinDev交乘项的回归结果在各个国家和地区非常稳健,都显著为正,说明金融发展在推动经济增长的同时,也容易引发金融系统自身的脆弱性,从而加剧金融危机的传染风险,再次支持了研究假设1。

表4列出了全样本的多元回归结果。在该多元回归分析中,本文控制了其他可能对因变量产生影响的变量,以保证结论的稳健性。更为重要的是,本文可以重点考察对投资者的法律保护在金融危机传染中所发挥的作用。Model1中,Crisis的回归系数为0.059,达到1%的显著性水平,再次证明金融危机传染效应的存在。Mode2和Model4在Model1的基础上,引入Crisis与FinDev以及Crisis与Law的交乘项。从中可以看出,前者的回归参数分别为0.098和0.103,达到1%的显著性水平,说明金融发展加剧了外部危机对国内经济的冲击,加强了金融危机的传染效应,支持本文所提出的研究假设1;后者的回归参数分别为-0.024和-0.023,也达到1%的显著性水平,说明完善的投资者法律保护机制对于金融危机的传染效应会起到直接的阻隔作用,支持本文所提出的研究假设2。Mode3和Model5进一步引入了Crisis,FinDev,Law三者的交乘项。回归结果表明,交乘项的参数估计值分别为-0.012和-0.010,达到5%的统计显著水平,说明完善的投资者法律保护机制有助于削弱金融发展在危机传染上的放大效应,支持本文所提出的研究假设3。

此外,结合表3和表4的实证结果可以发现,当一个国家和地区对外贸易依存度越高、金融或经济发展程度越高、法律保护水平越高或经济波动性越强时,其股票市场与其他国家和地区股票市场间的联动性也越高。相反,一个国家和地区经济增长率越高,其市场与其他市场之间的关联度越低。而市场之间的物理距离不会对股市间的联动性产生显著的影响,说明随着信息通信技术的发达,地理距离不再成为国际经济贸易交流的主要障碍。

表3 金融发展与金融危机传染:跨市场比较  下载原表 

 

注:全样本是将上述十个国家和地区的分组样本合并在一起进行回归,样本合计427320个。

(三)稳健性检验

为了确保研究结论的可靠性,本文首先对动态相关系数进行修正;其次,采用日收益率重新估计动态相关系数;最后,采用其他方法来度量投资者法律保护水平重新进行实证检验。结果均显示,这些敏感性分析没有对本文的结论产生根本性的影响,本文的结论具有较好的稳健性4

四、结论与启示

金融发展是福祉,还是诅咒?Levine(1997)在回顾前人研究的基础上总结指出,金融部门通过便利交易、聚集储蓄、配置资源、管理风险和监督公司五大基本功能,借助资本积累和技术创新两条路径推动经济增长。然而,答案并非这么简单。2008年全球金融危机爆发后,学术界对金融发展进程和金融创新活动进行了深刻反思,指出金融过快发展会加剧金融体系的脆弱性,引起宏观经济的不稳定。而金融创新产品虽然大大提升了市场流动性,但其复杂的机制设计弱化了金融监管效率,放大了金融机构的经营风险。

表4 金融发展、法律保护与危机传染效应:跨市场比较    下载原表 

 

本文以1991—2013年为研究窗口,对中国独立样本展开深入考察,并对包括中国在内十个主要经济体展开跨市场比较分析。研究发现,第一,危机爆发后,产生金融危机传染效应,在其他国家和地区发生的危机会蔓延至我国金融市场,且随着我国金融发展水平的提高,金融危机的传染效应将被放大。跨市场比较的结果也再次证实这一发现。作为全球普遍现象,金融危机传染性和连锁性随着国家和地区金融发展的演进过程呈现出逐步放大的趋势,这也成了各国家和地区政府在金融改革实践过程中不得不面对的一个棘手问题。第二,危机爆发后,在投资者法律保护较好的国家和地区,金融危机的传染效应能得到有效的阻隔。进一步的研究显示,法律保护水平越高时,因金融发展所引发的危机传染放大效应也将得到积极的遏制。这一结果意味着,以投资者法律保护为主要元素的制度框架彰显了其现实意义和重要价值。

从1978年改革开放到1990年是中国改革政策纷纷试水、金融体系发生重大变革的历史时期;而从1990年中国证券市场建立至今的三十年是中国各项改革政策深化实践、金融发展水平快速提高的重要时期,国民经济的货币化程度逐渐上升,金融资产和金融机构的规模日渐扩大,金融功能在保持经济活力、推动经济增长上日益发挥着不可替代的重要作用。然而,这一时期也是中国经济从最初的相对独立的分割状态逐渐走向日益紧密的全球融合的阶段,全球金融市场的风险和不稳定性影响我国金融稳定。特别是在经济金融化和贸易全球化的今天,金融危机的传染性已成为全球经济发展的共同特征,如何有效抵御外部冲击,保障国内经济稳定和金融安全,对政府宏观调控能力、风险监管能力和危机应对能力提出了更高的挑战和要求。因此,本文研究的重要启示在于:一方面,应从更广阔、更全面的视角重新审视金融发展所扮演的角色,在看到金融发展积极作用的同时,也要注意到这种发展可能带来的负面效应;另一方面,在金融发展的实践过程中,政府要积极推进基础制度建设和法律框架建设,加强必要的金融监管,以防范国内金融风险的累积和国际金融危机的冲击。

 

出处:《国际金融研究》2020年第6期
 
 
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