周 弘, 韓盼盼

(安徽財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院,安徽 蚌埠 233030)

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于家庭股市參與行為的研究大多是從影響因素方面分析,年齡、收入、教育程度、性別、家庭成員數(shù)量等人口統(tǒng)計學(xué)特征影響家庭股市參與行為。賀雅婷認(rèn)為年輕家庭更偏好風(fēng)險投資,因此家庭持有的資產(chǎn)流動性較差[1];刑春冰研究發(fā)現(xiàn)家庭股市參與率與戶主的年齡關(guān)系為U型,與收入、戶主學(xué)歷存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[2],這與付大利和侯永超的研究結(jié)論一致,且后者還研究了性別因素的影響,結(jié)果顯示女性股市參與率顯著高于男性[3]。除此之外,尹志超和黃倩從偏好異質(zhì)性、家庭投資選擇多樣化以及家庭背景特征等方面對股市有限參與之謎做出了解釋[4]。

從社會影響因素來看,張亞慧從住房的房產(chǎn)投資和住房所有權(quán)兩個維度來研究股市參與現(xiàn)象,發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)投資對股市參與有明顯的擠出效應(yīng),而住房所有權(quán)的作用體現(xiàn)在家庭股市參與的深度與廣度上[5]。周蓉蓉從社會互動視角探討我國居民的股市參與行為,研究表明兩者存在顯著的相關(guān)關(guān)系[6]。

通過對相關(guān)文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn),國內(nèi)研究區(qū)域差異對家庭股市參與行為影響的文獻(xiàn)較少。一般來說,南北方的地理位置差異所涵蓋的緯度、氣候以及地域性格差異等,都會對其居民的行為習(xí)慣產(chǎn)生影響,這也是適應(yīng)性行為理論的基本觀點(diǎn)。適應(yīng)性行為是指當(dāng)人們面對外界環(huán)境的改變而做出有利于生存的行為,這種外界環(huán)境變化通常指的是氣候、季節(jié)、溫度以及光線等等。

長期以來形成的居民股市參與行為差異并非一蹴而就,背后有著深刻的環(huán)境背景,而自然地理環(huán)境則是其中的重要內(nèi)容。自然地理環(huán)境直接決定了個體在自然界中的生存方式及適應(yīng)性行為,這些被不斷重復(fù)外化為后天習(xí)得,進(jìn)而內(nèi)化為一種思維方式。因此,本文從自然地理環(huán)境差異入手,分別選擇緯度、降水量和水稻小麥產(chǎn)量差作為南北方的劃分標(biāo)準(zhǔn),討論南北方居民的股市參與行為是否存在差異及其相關(guān)機(jī)制,希望能夠?yàn)楫?dāng)前的股市參與行為研究提供一種新的視角。

二、研究假說

本文分別采用三個標(biāo)準(zhǔn)對南北區(qū)域進(jìn)行劃分。第一個劃分標(biāo)準(zhǔn)是地理位置差異——緯度。緯度的差異造成了資源稟賦的不同,呈現(xiàn)出南北經(jīng)濟(jì)分化的現(xiàn)狀,而南北經(jīng)濟(jì)差距會影響人們的行為決策,如規(guī)避風(fēng)險的人們不會采取主動型的適應(yīng)性行為,在家庭股票參與的市場上,人們的行為與此相似。

第二個劃分標(biāo)準(zhǔn)為氣候差異。在能否感知到氣候變化的研究中,南方居民的敏感度高于北方,南澇北旱的氣候也使南方居民把握住了利益最大化的時機(jī)。

第三個劃分標(biāo)準(zhǔn)為主要種植農(nóng)作物的差異。近年來較為有代表性的研究是Talhelm等提出的“水稻理論”(亦稱作“稻米理論”)[7]。該理論認(rèn)為東西方文化差異形成的生態(tài)基礎(chǔ)在于小麥與水稻種植產(chǎn)生的差別,兩種作物的種植產(chǎn)生了兩種文化,進(jìn)而塑造了兩種不同的人格,這恰恰符合中國“南稻北麥”的特點(diǎn)并能夠解釋中國南方人和北方人在心理上的重大差別。

1.緯度與居民的家庭股市參與行為

據(jù)呂亞榮和陳淑芬的研究可得,緯度偏北的地區(qū)一年內(nèi)氣候寒冷的時間較多[8],這就使他們戶外生產(chǎn)的時間減少,其經(jīng)濟(jì)活躍度低于緯度偏南的地區(qū)。且從地理位置來看,南方地區(qū)交通便利、自然資源豐富使得資本向此區(qū)域聚集,資本的聚集又進(jìn)一步加深了地區(qū)的發(fā)展差異。據(jù)此,提出本文的假說1:

H1:緯度偏南的地區(qū),居民的家庭股市參與率高。

2.降水量與居民的家庭股市參與行為

高雪等認(rèn)為氣溫對農(nóng)戶適應(yīng)性行為具有顯著的正向作用,而降水總量則具有顯著的負(fù)向影響[9]。谷政和何澤對農(nóng)戶感知?dú)夂蜃兓M(jìn)行測度后研究認(rèn)為,南方地區(qū)農(nóng)戶對氣候變化認(rèn)知的敏感度大于北方地區(qū),即南方地區(qū)的居民應(yīng)對氣候的變化更加靈活[10]。南方降水量多,所以南方居民通常會采取主動的適應(yīng)性行為來應(yīng)對災(zāi)害的發(fā)生,而這種適應(yīng)性行為的風(fēng)險偏高,使南方居民潛移默化地養(yǎng)成了偏好風(fēng)險的習(xí)慣。據(jù)此,提出本文的假說2:

H2:降水量越多的地區(qū),居民的家庭股市參與率越高。

3.主要種植農(nóng)作物與居民的家庭股市參與行為

本文使用主要種植農(nóng)作物作為區(qū)分南北地區(qū)的第三個標(biāo)準(zhǔn)。南方的土壤氣候適合種植水稻,而北方則適合種植小麥。丁從明等的研究認(rèn)為小麥種植不需要勞作者之間有過多的配合,因此小麥種植者養(yǎng)成了偏向個人主義的思維習(xí)慣;而水稻的種植則需要勞作者的互相協(xié)作、共同配合來完成,因此水稻種植者有著偏向集體主義的思維習(xí)慣[11]。而在家庭股票參與活動中,家庭之間的團(tuán)隊(duì)協(xié)作、集思廣益會有利于決策判斷,進(jìn)而提高南方家庭的股票參與率。因此,提出本文的假說3:

H3:水稻產(chǎn)量越高的地區(qū),居民的家庭股市參與率越高。

將本文的研究假說和具體影響機(jī)制歸納如下,見表1所列。

表1 研究假說及作用機(jī)制

三、數(shù)據(jù)變量與初步分析

1.變量設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

本文的被解釋變量為家庭是否有股票賬戶和家庭是否有基金賬戶,以此來衡量家庭直接和間接參與股票市場的情況。

核心解釋變量為降水量和水稻小麥產(chǎn)量差,實(shí)證中使用該類變量用來解釋家庭股市參與行為的南北差異。

工具變量使用緯度和氣溫,其滿足了兩個假定條件:一是相關(guān)性,即工具變量與隨機(jī)解釋變量相關(guān);二是外生性,即工具變量和隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)。

數(shù)據(jù)主要來自各省區(qū)市的統(tǒng)計年鑒以及2011-2019年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)庫。CHFS是西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心開展的、在全國范圍內(nèi)對家庭金融微觀層次相關(guān)信息的抽樣調(diào)查。相關(guān)變量描述見表2所列。

表2 核心變量描述及賦值

本文主要依據(jù)三個標(biāo)準(zhǔn)來對南北方地區(qū)進(jìn)行劃分,具體內(nèi)容見表3所列:

表3 南北方劃分標(biāo)準(zhǔn)及結(jié)果

2.變量的描述性統(tǒng)計及對比分析

(1)變量的描述性分析 為描述以家庭為單位有無參與股市的情況,選取股票賬戶為直接參與方式,基金賬戶為間接參與方式;為界定南北地區(qū),選取緯度、降水量和水稻小麥量差等變量;為研究家庭人口統(tǒng)計學(xué)特征對家庭參與股市的影響因素,選取戶主學(xué)歷、戶主年齡、戶主性別、戶主婚姻狀況以及戶主健康狀況、家庭幸福感等變量;為研究社會因素的影響,選取是否有自有住房以及有幾套自有住房等變量;此外,股票盈虧、基金盈虧、股票型基金市值以及金融理財總價值等變量是對家庭股市參與投資數(shù)量上的刻畫。

股票賬戶、基金賬戶、是否有自有住房都是0、1變量,有則賦值為1,無則為0;緯度的單位是度;降水量單位為毫米;水稻小麥產(chǎn)量差的單位為萬噸;戶主學(xué)歷賦值情況:1為沒上過小學(xué)、2為小學(xué)、3初中、4高中、5中專/職高、6大專/高職、7大學(xué)本科、8碩士研究生、9博士研究生;居民幸福感賦值情況:1為非常幸福、2為幸福、3為一般、4為不幸福、5為非常不幸福;股票和基金盈虧賦值情況:1為盈利、2為虧損、3為持平、4為沒有買賣;擁有幾套自有住房情況為截至2019年家庭擁有自由住房的數(shù)量;戶主年齡為將2019年減去出生年份所得;戶主的性別情況:男賦值為1、女賦值為0;戶主婚姻狀況:已婚賦值為1、其他為0;戶主的健康狀況為戶主與同齡人相比:身體狀況1為非常好、2為好、3為一般、4為不好、5為非常不好。

對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析,結(jié)果匯總見表4所列。

表4 變量的統(tǒng)計性分析

由表4可知,在全樣本的情況下,我國居民家庭股票市場的參與率僅為4.7%,說明我國家庭股市參與率并不高;是否有基金賬戶的平均值為1.6%,小于直接參與率,只有直接參與率的三分之一。

關(guān)于家庭自有住房,是否擁有的均值為0.902,說明擁有自有住房的家庭很多;擁有自有住房的家庭戶均住房為1.099套;家庭最多擁有21套住房,最少的沒有擁有住房,其波動標(biāo)準(zhǔn)差為0.608。

關(guān)于個人的人口統(tǒng)計特征,我們主要探究戶主的各種情況。所有家庭戶主的年齡均值為54.5歲,性別均值為0.54,說明在我國居民家庭戶主中男性比例大于女性;戶主的文化程度均值為3.34,說明所有戶主的學(xué)歷均值在初中和高中之間;婚姻狀況和健康狀況的均值分別為0.83和2.76,說明大部分家庭戶主都是已婚狀態(tài)且身體素質(zhì)為中等偏上;家庭幸福感均值為2.14,說明大多數(shù)家庭可感覺到一定程度的幸福。

(2)南北方居民參股比例的橫向?qū)Ρ?計算不同標(biāo)準(zhǔn)劃分下的南北方家庭直接和間接參與股票市場的占比,結(jié)果見表5所列。

表5 不同標(biāo)準(zhǔn)下南北方家庭參股占比 單位：%

由表5可知,在三種不同的劃分標(biāo)準(zhǔn)下,居民家庭股市參與的直接參與率均大于間接參與率;不考慮直接參與和間接參與差別,居民家庭股市的南方參與率均大于北方參與率。

因此得出初步結(jié)論:南方的家庭股市參與率大于北方,且直接參與大于間接參與,說明南方的股票市場比北方活躍。

(3)南北方居民參股比例的縱向?qū)Ρ?根據(jù)CHFS中2013、2015、2017和2019年的數(shù)據(jù)按降水量標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較,見表6所列。

表6 不同年份南北方家庭參股占比的縱向比較 單位：%

由表6可知,2013、2015、2017以及2019年的南方家庭股市直接參與率均大于北方地區(qū),間接參與方式除了2013年南方家庭低于北方外,其余年份南方家庭均大于北方。

將南北方的直接方式與間接方式相加,得到的結(jié)果仍為南方家庭股市參與率大于北方地區(qū)。

在此四年數(shù)據(jù)中,2015年和2019年數(shù)據(jù)的差距最為顯著,2015年的南方家庭直接參與率約為北方的1.39倍,而2019年的南方家庭直接參與率約為北方的1.43倍。

基于上述分析,我們可以得到初步結(jié)論:南方家庭股市參與率大于北方家庭股市參與率。

四、實(shí)證分析

在完成數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析后,我們已經(jīng)得到了初步結(jié)論:南方家庭的股市參與率大于北方,且直接參與大于間接參與。接下來將2019年CHFS數(shù)據(jù)做一個大樣本回歸分析,再按降水量的標(biāo)準(zhǔn)劃分南北方(南方16個省區(qū)市,北方13個省區(qū)市),做分樣本的對比分析。

1.模型構(gòu)建

本文被解釋變量是家庭是否有股票賬戶與家庭是否有基金賬戶,用來衡量家庭有無股市參與行為,屬于二元離散型變量,因此采用Probit模型,用來研究南北方的差異對家庭股市參與行為的影響。建立(1)～(2)式模型:

prob(hhstocki=1)=α+β1Xi+β2Z+ε

(1)

prob(hhfundi=1)=α+β1Xi+β2Z+ε

(2)

式(1)中,當(dāng)hhstock=1時,表示家庭參與股票市場;當(dāng)hhstock=0時表示家庭未參與股票市場。在式(2)中,當(dāng)hhfund=1時,表示家庭參與基金市場,即間接參與股票市場;當(dāng)hhfund=0時表示家庭未參與股票市場。Xi為按第i種標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行劃分南北地區(qū):當(dāng)i=1時,即按第一種緯度的標(biāo)準(zhǔn)劃分;當(dāng)i=2,3時,分別代表按降水量、水稻小麥年產(chǎn)量之差的標(biāo)準(zhǔn)劃分。Z表示控制變量,包括戶主學(xué)歷、家庭幸福感、股票盈虧、基金盈虧、股票型基金市值、金融理財總價值、是否有自有住房、有幾套自有住房、戶主年齡、戶主性別、戶主婚姻狀況以及戶主健康狀況。ε為擾動項(xiàng),且服從均值為0、方差為σ2的正態(tài)分布。

在構(gòu)建模型的基礎(chǔ)上,對數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。為便于實(shí)證結(jié)果的比較分析,先對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)一規(guī)范化的處理:將緯度除以10;降水量除以1 000;水稻小麥產(chǎn)量差除以1 000;金融理財總價值、股票型基金市值分別除以10 000。

2.整體回歸分析

各變量對家庭股市參與行為的回歸結(jié)果見表7所列。

表7 家庭股市參與行為影響的整體回歸結(jié)果

表7為家庭持有股票賬戶的回歸結(jié)果,以此衡量家庭直接參與股市的情況,結(jié)果顯著予以保留(1)因?yàn)榧彝ラg接參與股市(持有基金賬戶)的結(jié)果不顯著,此處便沒有列出。可能的原因是持有基金賬戶的家庭數(shù)據(jù)太少,導(dǎo)致沒有得到有效結(jié)論。。在直接參與的結(jié)果中,兩個核心解釋變量均在1%的水平上顯著,表明結(jié)果具有可信度。

降水量的邊際效用系數(shù)全部為正,說明降水量大的南方家庭股市參與率高;水稻小麥產(chǎn)量差的系數(shù)是負(fù)的,說明水稻與小麥之差越高的地區(qū)股市參與率越低,即南方的家庭股市參與率高于北方。

12個控制變量中有9個(戶主學(xué)歷、家庭幸福感、股票盈虧、基金盈虧、金融理財產(chǎn)品市值、股票型基金的市值、家庭自有住房數(shù)量、戶主年齡以及戶主健康狀況)結(jié)果顯著。其中,金融理財總價值的邊際效應(yīng)系數(shù)為正,說明金融價值總價值高的地區(qū)家庭股市參與率高,由描述性統(tǒng)計分析可得,南方地區(qū)的金融理財總價值高于北方,所以可得南方的家庭股市參與率大于北方;戶主學(xué)歷的邊際效應(yīng)系數(shù)為正,說明戶主學(xué)歷越高,對于理財投資的傾向越高,家庭股市參與率越高;關(guān)于股票盈虧、基金盈虧以及股票型基金市值的結(jié)果均顯著為正,說明收益越好,人們的從眾心理越強(qiáng)烈,越容易參與股票市場;家庭自有住房數(shù)量為家庭資產(chǎn)狀況與投資傾向的共同表現(xiàn),邊際效應(yīng)顯著為正,說明了家庭自有住房越多,家庭參與股票市場的概率越大;戶主的年齡邊際效應(yīng)為正,意為隨著戶主年齡的增加,閱歷更加豐富,參與股市的概率會有所提升;戶主的健康狀況的邊際效應(yīng)系數(shù)為負(fù),說明戶主的身體情況會影響家庭資產(chǎn)分配的比例,使家庭資產(chǎn)投資的比例減少,用于醫(yī)療的存款有所增多。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

利用緯度、降水量以及水稻小麥產(chǎn)量差三種南北方劃分標(biāo)準(zhǔn),對整體回歸的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(2)為減少文章篇幅,只保留核心解釋變量的結(jié)果,且不顯示間接參與的結(jié)果。。

(1)緯度劃分標(biāo)準(zhǔn)下的回歸分析

由表8可知,在緯度劃分的標(biāo)準(zhǔn)下,兩個核心解釋變量做橫向比較時,南方的家庭股市參與結(jié)果非常顯著,降水量、水稻小麥產(chǎn)量差這兩個變量的邊際效應(yīng)系數(shù)分別為正、負(fù),由此得到南方家庭股市參與率大于北方。在北方,只有水稻小麥產(chǎn)量差這一個變量的結(jié)果顯著,且其符號為負(fù),結(jié)論與整體回歸分析一致。

表8 緯度標(biāo)準(zhǔn)劃分下回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)系數(shù)(直接參與)

(2)降水量劃分標(biāo)準(zhǔn)下的回歸分析

由表9可知,降水量劃分標(biāo)準(zhǔn)下,兩個核心解釋變量做橫向比較時,只有南方的降水量這一個核心解釋變量十分顯著,降水量的邊際效應(yīng)系數(shù)顯著為正,即表示南方家庭股市參與率大于北方,這與前文的結(jié)論一致。

表9 降水量標(biāo)準(zhǔn)劃分下回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)系數(shù)(直接參與)

結(jié)果顯示,控制變量顯著的個數(shù)也增加了一個,說明整體結(jié)果的顯著具有可信度。

(3)水稻小麥產(chǎn)量差劃分標(biāo)準(zhǔn)下的回歸分析

由表10可知,在按水稻小麥產(chǎn)量差標(biāo)準(zhǔn)劃分下的直接參與結(jié)果中,只有降水量這一變量的結(jié)果在南北方地區(qū)均顯著,因此在這一組中,降水量的邊際效應(yīng)系數(shù)顯著為正,代表著南方家庭股市參與率大于北方,與前文的結(jié)論一致。

表10 水稻小麥產(chǎn)量差標(biāo)準(zhǔn)劃分下回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)系數(shù)(直接參與)

(4)改變核心解釋變量后的回歸分析

表11中的grain代表南北地區(qū)主要種植的農(nóng)作物,南方地區(qū)以水稻為主,北方地區(qū)以小麥為主。結(jié)果顯示,在改變核心解釋變量后的直接參與回歸中,將水稻小麥產(chǎn)量差改為水稻產(chǎn)量和小麥產(chǎn)量并不影響結(jié)果的顯著性,說明按照水稻小麥產(chǎn)量差這一標(biāo)準(zhǔn)劃分可信度較高。

表11 改變核心解釋變量后全樣本回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)系數(shù)(直接參與)

(5) 兩階段工具變量回歸分析

由表12可知,一階段回歸的F值分別為2 665.99和453.49,F值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于工具變量為弱變量的臨界值,且Wald檢驗(yàn)結(jié)果的P值分別為0.045和0.007,表明不能拒絕模型的內(nèi)生性。

表12 將緯度和溫度作為工具變量用來檢驗(yàn)不同標(biāo)準(zhǔn)下變量是否存在內(nèi)生性

比較使用工具變量和未使用工具變量的結(jié)果顯示,當(dāng)將緯度和溫度作為工具變量替換降水量變量時,得到的結(jié)果系數(shù)為0.188和-0.251;當(dāng)將緯度和溫度作為工具變量替換水稻小麥產(chǎn)量差變量時,得到的結(jié)果系數(shù)為0.499和-1.909。這兩種回歸結(jié)果相較于無工具變量的結(jié)果0.012和-0.014均得到了顯著提升,其符號所代表的含義為南方家庭的股市參與率大于北方家庭。

(6)加入?yún)^(qū)域?qū)用婵刂谱兞亢蟮幕貧w分析

當(dāng)添加了各省區(qū)市2019年GDP的自然對數(shù)為區(qū)域?qū)用娴目刂谱兞亢?所得的總體結(jié)果和南方結(jié)果均顯著(見表13)。

表13 加入?yún)^(qū)域?qū)用婵刂谱兞繉δ媳惫墒胁町惖幕貧w結(jié)果

在未加入?yún)^(qū)域?qū)用孀兞恐?總體降水量和南方降水量的邊際系數(shù)分別為0.012、0.010(見表7),這說明降水量會影響南北股市參與,且降水量越高的地區(qū)家庭股市參與傾向越高,即南方家庭股市參與高于北方;在加入?yún)^(qū)域?qū)用婵刂谱兞亢?所得系數(shù)分別為0.010、0.009。

可見,符號與顯著性未改變,只有數(shù)值上的減少,說明不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素不會對本文主要結(jié)論(即南方家庭的股市參與率高于北方家庭)產(chǎn)生影響,但是會削弱影響強(qiáng)度。

核心解釋變量水稻小麥產(chǎn)量差的邊際效應(yīng)系數(shù)符號依然為負(fù),代表北方家庭股市參與傾向小于南方家庭。

上述全樣本和三個劃分標(biāo)準(zhǔn)下的分樣本回歸結(jié)果顯示,南方家庭股市參與率均大于北方,這個結(jié)論與描述性統(tǒng)計得到的結(jié)論一致。且在本文的研究中,家庭幸福感、股票盈虧、基金盈虧、金融理財總價值、股票型基金市值、家庭自有住房數(shù)量、戶主年齡以及戶主學(xué)歷都對家庭股市參與有較為顯著的正向影響,戶主健康狀況對家庭股市參與有較為顯著的負(fù)向影響。其中,戶主學(xué)歷起作用的影響較大。在經(jīng)過內(nèi)生性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)結(jié)果并未改變,因此鞏固了本文的結(jié)論。

五、結(jié) 論

本文采用CHFS數(shù)據(jù)研究了關(guān)于我國居民家庭股市參與行為的南北方差異以及其影響因素,為了進(jìn)一步克服模型可能存在的內(nèi)生性,采用兩階段工具變量的方法予以矯正。結(jié)果表明,南方的家庭股市參與率大于北方。其中,家庭幸福感、股票盈虧、基金盈虧、金融理財總價值、股票型基金市值、家庭自有住房數(shù)量、戶主年齡以及戶主學(xué)歷都對家庭股市參與有較為顯著的正向影響,戶主健康狀況對家庭股市參與有較為顯著的負(fù)向影響。

南北環(huán)境差異影響人的適應(yīng)性行為而最終導(dǎo)致家庭股市參與行為的差異。隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,越來越多的家庭將要加入或已經(jīng)加入金融理財?shù)男辛兄?金融市場開放程度的不斷擴(kuò)大使得參與股票市場成為人們?nèi)粘＠碡數(shù)那乐弧ｋm然南北資源稟賦不同,但制定并實(shí)施因地制宜的政策以及適當(dāng)將資源向弱勢地區(qū)傾斜等可以平衡區(qū)域差異。此外,可以通過加強(qiáng)區(qū)域間金融信息的交流,打破壁壘,降低參與股票市場的資金和人力資源的成本,形成南北良性互動、相輔相成的新發(fā)展格局,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。