发布时间:2023-09-01 16:48:29
序言:写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁,我们为您精选了8篇的金融危机与股市的关系样本,期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发,请尽情阅读。
【关键词】金融危机,股市,分析
一、前言
随着中国市场经济的不断发展,作为其中重要组成部分的金融市场对中国经济起到越来越重要的作用,也日益受到普通大众的关注。其中关于股票市场价量关系的研究一直是学术界专家学者和金融领域人员的研究热点之一。股市价格的波动性与其成交量间的互动关系,是理解股市波动性的关键指标之一。关于价量关系的研究在研究方法方面日渐成熟,但是,已有文献的研究视角大都只局限在单一时段或者不区分时段,这不利于全面考察中国股市价量间的关系。因此,将沪指划分为金融危机爆发之前和之后的牛、熊市两个时段来全面分析股市的价量关系,并探索交易量对价格波动的深层影响。
二、金融危机下对股市的两点简单的建议和分析
(1)一般情况下,成交量都只能部分的解释收益率。有时二者的关系是模糊不清的,这说明作为技术分析指标之一的平衡成交量法(OBV)具有一定的局限性。因此,技术分析投资者不宜单独使用OBV指标,应将该指标与基本分析及其他技术分析指标结合使用。
(2)完善做空机制。针对非预期交易量对市场冲击的非对称性,需要建立更加有效的做空机制来增加负面信息融入市场交易的能力,可以完善中国的股指期货和融资融券市场,以期能有效拆除市场自发性信息屏蔽,拓展信息流进入市场的数量与效率。
结论
(1)金融危机前股市的平均收益率远高于金融危机后的收益率均值,但金融危机前收益率的日波动幅度小于金融危机后的波动幅度。
(2)金融危机前,由于交易量序列不平稳,因此不确定交易量与收益率的Granger因果关系;而金融危机后这一时期,二者具有双向的因果关系。
(3)将不同类型的成交量加入到GARCH(1,1)模型的条件方差方程中进行回归,可知:首先,金融危机前,成交量可以部分解释股价的波动,而危机爆发后,量对价的解释力消失了。其次,非预期成交量在危机前对股价波动都没有解释力,而金融危机后有一定的解释作用。再次,两时段中,预期成交量对波动均不具有解释力。最后,两个时段内,非预期成交量中超过均值的部分对股价波动性都具有一定地解释作用;但是,金融危机后其解释力更强。
(4)非预期成交量中超过均值部分的系数为正,说明交易量放量对市场的冲击比负的交易量对市场的冲击大,即非预期交易量对市场的冲击存在非对称性。
三、基于个股数据的股票市场流动性溢价存在性检验
1. 变量选取及数据说明
(1) 流动性指标的选择 流动性具有多方面的属性,某一指标一般只能反映流动性某一方面的属性,具体地,选择换手率作为流动性度量的理由有二点:第一,换手率作为衡量 我国证券市场流动性的数量指标,在流动性的衡量中,加入数量指标,会使研究 更有说服力,且其数据容易取得;第二,它有很好的理论支持,在AM(1986) 证明了在均衡时流动性与交易频率相关,高价差的证券分配在预期长持有期(交 易频率低)的组合上,另外Shing-yang(1997)也证明换手率是预期收益的减函数; Amivest 流动性比率比较了一定时期内的成交金额与绝对价格的变化。成交 金额越高,可以吸收更多的价格变化。因此Amivest 流动比率的值越大说明流动 性越高。当一段时间内的收益率为零时,规定这段时间内的Amivest 流动比率的 值为零。由于每个月的Amivest 流动比率的数值很大,因此取其自然对数来衡量流动性的大小。 选择 Amivest 流动性比率指标作为流动性度量的理由有二点:将换手率和 Amivest 流动比率这两个流动性指标一起进行研究,检验流动性与收益之间的关 系是否受不同的流动性度量指标的影响。
(2) 其他变量的选择 从目前国外对股票收益率所取得的实证研究结果来看,对该问题的研究已有 一套成熟的实证体系,虽然我国股市的运行机制尚不完善,存在过度投机以及政 府政策对市场有巨大影响等因素,但大多学者普遍认为:市场风险系数(即β 系 数)对股票收益没有表现出较强的解释能力,而公司规模、帐面/市值比、收益/价格比等变量则表现出较强的解释能力。
2. 股市流动性溢价存在性检验
(1) 实证检验方法及其说明 在已有文献中,关于股市流动性溢价的实证研究大多采用横截面检验或者时 间序列检验。本章构建在时间-截面二维基础上的面板数据(Panel data)回归模 型,对股票市场流动性溢价的存在性进行实证检验。
面板数据模型相对于纯横截面数据模型和纯时间序列模型的优点在于:
①由于观测值的增多,使参数估计值更加可靠;可以深入到每只股票层次、每个影响 收益率的指标层次来研究股票收益率,有利于对比分析,从而体现不同指标对股 票收益率影响的差异;能够识别一些纯横截面数据模型和纯时间序列模型所不能 识别的因素;提高了模型参数估计精度,同时大大降低了多重共线性的影响。
② 对于固定效应模型能得到参数的一致估计量,甚至有效估计量。
③面板数据建模 比单截面数据建模可以获得更多的动态信息。
参考文献:
[1]董玉娇,会计工作面临的机遇和挑战,理论界,2005.10
[2]张静,构建集团化企业货币资金控制系统,财经界,2012.02
[3]毛锐,BF神经网络在作业成本预算中的应用,哈尔滨理工大学学报,2008.03
[4]彭洁,期待最有套期保值策略—基于DCC模型的修正,西南金融,2012.07
关键词:股市联动;沪深300;道琼斯工业股票;均值溢出;波动溢出
中图分类号: F831.5 文献标志码: A 文章编号:16720539(2014)01006706
一、引言
随着世界经济一体化的推进和金融全球化的发展,国际资本市场间的联系愈发紧密,国际主要股票市场指数呈现出更加明显的共同变化趋势,2007年源于美国的次贷危机向其他国家和地区的蔓延便是有力的佐证。在国际资本市场中,作为最具成熟资本市场标志的美国股市与作为新兴市场典型代表的中国股市之间的联动性正受到越来越多学者的关注。近年来,中国内地资本市场对外开放程度加深,尤其是针对境内外投资者的QFII、QDII和RQFII审批额度不断扩大,这是否会加强中美股市的联动性?特别地,全球性金融危机对中美股市的联动性有何影响?这些都是当前急需厘清的问题。因此,研究中美股市联动性有助于分析两国资本市场间的联系,对于监管当局控制金融危机的冲击、维护国家金融安全以及国际投资者进行风险管理都有着重要的理论意义和现实意义。
学者们对股市联动性的研究主要从联动性的检验、时变特征、联动的内在机制等方面展开,随着美国次贷危机及欧债危机的爆发,危机中的联动性变化逐渐成为研究的另一焦点。
国外学者的研究大体可以分为两个方面。一方面,有学者检验了不同股市之间的联动性问题。Hilliard [1]研究发现,国际股市收益关联水平较低;而更多学者则认为自20世纪90年代中期以来,国际股市联动性显著增强[2-3]。另一方面,有学者研究了金融危机对联动性的冲击。Dooley和Hutchison [4]研究了次贷危机向新兴市场的传播后发现,中国、马来西亚和韩国一度与美国脱钩,但2008年夏末或秋初又重现关联。相反,Tamakoshi和Hamor [5]发现,希腊债务危机爆发以来,欧洲股市之间的相互依赖性降低。
国内学者重点关注中国股市与其他股市之间的联动性。韩非和肖辉 [6]研究了2000年-2004年美国股市与中国股市开盘价和收盘价之间的关系,发现中美股市之间相关性很弱。进一步地,张兵等 [7]研究认为,中美股市不存在长期均衡关系。关于危机对中国股市关联性的影响问题,国内学者并没用一致的结论。多数学者认为,危机期间股市联动增强[8-9],少数学者如何光辉等 [10]则认为次贷危机和欧债危机会降低一体化水平,进而造成股市联动水平降低。
从以上研究结果看,随着世界经济一体化进程的加快,国际主要资本市场之间的关联性增强,中国股市与世界资本市场的联系亦愈发紧密。但在危机期间,新兴股市之间以及新兴股市与发达股市之间的联动性尚无定论,其结论因研究对象、样本期间以及实证方法而异。国内已有研究大多数以上证综指代表中国股市,仅有少数学者 [11]研究沪深300股指与世界指数的联动关系。同时这些研究并没有考虑长短期联动关系及极端情形下的联动性。因此,本文以沪深300股指为代表,重新考察中美股市的联动性。
二、实证模型与方法
本文将运用Johansen协整检验分析中美股市的长期均衡关系,分别使用Granger因果关系检验和DCCGARCH模型分析中美两市短期的均值溢出效应和波动溢出效应,在此基础上用分位数回归考察中美股市在极端情形下的联动性。这些模型与方法都很成熟,且应用广泛,介绍从略。
(一) Johansen协整检验
三、样本数据取得与实证结果分析
(一)样本数据取得
本文以沪深300股指(HS300)、道琼斯工业平均指数(DJIA)分别代表中国和美国的股票市场。样本数据来源于锐思数据库,样本期间为2005年4月8日-2013年4月3日(剔除交易日不重合的数据后得到1875组数据),两市指数价格走势如图1所示。为了在时间上进行动态比较分析,以QDII正式实施(2007年7月3日)、QFII审批额度突破150亿美元(2009年8月25日)、RQFII推出(2011年8月17日)作为分界点(用红色虚线标出)。
(二)中美股市长期均衡关系检验
单位根检验的结果(2)说明,HS与DJIA及其对数收益序列本身非平稳,但它们的一阶差分序列(即HSCL和DJCL)是平稳的,即HS与DJIA及其对数收益序列属于一阶单整序列。从各阶段散点图看,中美股指价格序列可能呈线性关系。由此可见,HS与DJIA可能存在协整关系。在这个基础上,通过Johansen协整检验分析中美股指序列(3)之间的长期均衡关系。表1列出三种常用模型下的Johansen协整检验结果。容易发现,除了第一阶段,中美股市不存在显著的协整关系。
关键词:金融危机、结构升级、次贷危机、产业调整
一直以来,美国号称以精神立国,号称有世界上最完备的监管和银行体系,然而具有讽刺意味的是。这次危机暴露出来的问题恰恰出现在这些方面,这不能不令人反思。同时,这次金融危机也使中国许多深层次问题很快地暴露出来,使我们能更清醒地意识到国内实体与虚拟经济存在的缺陷,必须对症下进行改革,从而把危机转化为发展机遇。
一、促进房产地中介的结构升级
房地产业是国民经济的重要支柱产业,危机出现以后房地产业的低迷状态给国民经济带来不小的震荡,怎样才能让我国的房地产业蓬勃发展起来?房地产中介在房地产经营和销售中扮演着主要角色。危机出现之前。由于房地产中介的不断升温,使得房地产中介行业很难进行完整的结构升级。危机爆发之后,在房地产市场成熟的国家,中介成为房地产经营过程中最为活跃的环节。国外房地产中介机构具有丰富的操作经验,而且拥有相当厚实的经济实力和信息网络,为营造房地产市场的繁荣发挥了重要作用。但是,一直以来,我国对房地产中介公司态度冷淡,尽管已经有许多人介入到房地产中介工作,但由于缺乏相关的政策扶持,房地产中介的发展仍然面临着各种问题。金融危机的爆发为我国房地产中介结构升级带来了机遇。
首先,有些大型房地产中介可以联合中小型房地产中介共同发展。把一些中小型房地产中介不能受理的业务接收过来,将自身受理的小型业务交给他们,每笔业务按照业务量大小相互支付交换费。以促进中小型房地产中介的抗风险性,提高业务量和服务水平,对于大型房地产中介来说也是拓宽自身业务规模的好机会。
其次,部分大型房地产中介可以建立房屋装潢设计和房屋建材机构,推出以房屋销售、装修为一体的经营模式。吸引顾客眼球,让顾客感觉到与该房地产中介做业务的实惠、省心、放心,这种结构升级,对中介公司的未来决策和发展是一次机会。
最后,多数房地产中介可以趁机提高员工的素质,定期开办学习班,采用服务质量等级制淘汰低层次人员,引进专业水平高的人才,确保房地产中介具有开发房地产投资分析、房地产策划、咨询、营销顾问、房地产市场以及外立面、户型设计等的服务内容、质量和水平,从而提升中介公司的实力和市场竞争力。
二、加快业的产业调整
国民经济运作的好坏,决定了一个国家的国力强弱与否,国民经济的来源靠的正是各行各业的利税。不得不承认,国内旅游业对我国在拉动内需、刺激消费、带动相关产业发展、提高人民生活质量等方面起到了突出的作用。据世界旅游组织预测,到2020年,我国将成为世界第一大旅游目的地国家。然而,金融危机对我国旅游业的重创,使我们清醒地看到了国内旅游业的不足。目前,我国旅游业应趁机加快产业调整,扩大产业资源的利用和开发,缩小与国外旅游业的差距,增强国内旅游业的实力。
三、强化政府部门对股市的监管
危机来临之前,我国股市渐长。很难发现股市中存在的问题,但是,危机产生以后直接给我国股市敲响警钟,尤其是政府部股市的监管环节非常薄弱,应侧重从以下两个方面加以完善。
首先,以保护中小者的合法权益为监管目标。在大多数投资者中,中小投资者往往是散户,在股票中处于劣势地位。当某个股票的大庄家瞬间撤走所有资金时,会引发该股票直线下跌,股票的投资者,尤其是中小投资者将受到较大的损害,他们的权益是最容易被漠视的。中小投资者在股票市场的地位虽然不高,但是他们也对股票起着重要的作用,如果某只股票参与的散户较多。也能支撑起该股票的上涨趋势。
其次,国家要不断完善股市制度,加强市场监督,恢复市场信心。一方面,我国股市是一个不成熟的新兴股市,市场失灵主要表现为因股市制度的缺失或不完善而产生的市场无序运行。
四、进一步完善市场的监管与法制建设
期货市场走过的10多年的历程,从初创、探索、清理整顿、恢复性增长到现在的规范发展,虽然已经出台标志期货市场的法规框架,我国期货市场仍然处于初级阶段,金融危机对我国期货市场的严重打击,是之前无法预料和想象的。因此,必须抓住当前国内期货市场的性发展机遇,借鉴美国期货市场的成功做法,进一步完善国内期货市场的监管与相应的法制建设,在乎稳中求发展,为我国股指期货的推出奠定基础。
首先。加强市场自律、规制和政府监管的协调运作。目前我国期货经营机构大部分隶属各地方政府、等。这些机构为求得生存和发展,在拓展业务时往往忽视市场自律。因此,为确保期货市场健康发展,交易所可以从制定契约以自律着手,政府部门则主要通过相关法律规制加以监管为辅。
其次,建立强大的市场风险防范体系。为增进国内市场风险防范体系的效率,应该理顺期货监管体制,确保市场平稳运行。我国应仿照美国成熟的证券期货市场监管模式,结合我国特色,建立起一个以政府依法监管、证监会自律、交易所自我管理的三级监管组织体系。
最后,完善相关立法。由于期货市场一直是变动和创新最为剧烈的领域,导致法律出现空白。在市场条件下,任何客户都不能直接进入市场,使得部分会员利用与客户之间的信息不对称性。
不发展金融自然不会有金融危机,只要发展,就必然时常碰到问题。今天中国因为没有那些五花八门的按揭衍生证券,所以没有金融危机,而美国有了这些才时常出现金融危机,这本身并不说明中国的金融欠发展是正确、是对中国社会更有利的事。而如果中国或任何国家从此限制金融创新、过度强化金融管制,那会像因噎废食一样地错。只有进一步鼓励自发的金融创新、放开金融市场的手脚,中国的金融市场才能深化。
参考文献:
关键词:金融形势;资金泡沫;金融危机;策略
随着社会的发展,世界经济也走向了快速发展的道路,然而就在世界经济一体化的同时,国内从2006年以来就出现了股市的暴涨以及房地产市场价格居高不下的局面。而2007年美国就发生了次贷危机,使美国经济走向衰退,还给世界各国经济的发展产生了负面的影响。伴随着经济的快速发展,金融市场则也趋于复杂化,而资金价格的剧烈波动则也成为近一二十年全球经济的一个显著特征,不稳定的金融市场形势带来了资金泡沫的破灭,在一定程度上严重阻碍了经济的发展。
一、 当前金融市场发展形势
自从中国加入WTO后,我国也就加入了全球化经济的进程中,而世界经济的波动对我国的经济同样会产生很大影响。随着近几年国内经济发展的不断完善,以及国内继续对国际金融危机的一揽子计划的继续实施,在一定程度上加快并推进了经济发展方式转变和结构调整,呈现了增长速度较快、就业持续增长、价格基本稳定、国际收支趋向平衡的良好局面。但是,在总体局势良好的情况下,却也存在着诸多危机。首先,各地的投资冲动强烈,财政金融系统性风险加大,到2010年六月末时候,地方政府融资平台贷款余额就达到了7.66万亿元,其中划分为风险级别的贷款占到五分之一还多;其次,农业基础薄弱,农产品供求脆弱平衡关系将长期危机我国物价稳定大局;再次,房价与居民收入之间、保障房建设与需求之间的矛盾依然突出等等。总之,在一向看好的国内金融市场的同时,还要看到其潜在的危机。
二、 资金泡沫现象及形成原因分析
在目前我国股市中,国内诸多的股票价格与其内在价值相差甚大,而股市存在泡沫这一事实不可否认。股市走势由于政策和庄家操纵市场的意愿而出现忽高忽低的现象,这也就意味着股市的泡沫更趋于非理性泡沫。笔者通过对相关资料的查阅以及统计对股市泡沫问题有以下研究:
2.1 货币供应量与股市中的信息不对称性
纵观国内十来年的货币供应量来看,其总体呈现增长趋势,市场中随着货币量的增加而致使价格不断上涨,最终构成通货膨胀,造成了资金泡沫的形成。在股市中由于其信息的不对称,投资者则非理性的去判断金融资产价格,从而在一定程度上进一步造成股市泡沫产生以及增长。
2.2 资金流动
“大规模固定资产投资”启动下的流动性仍将继续。在2009年时,政府就已经实施了大规模的一揽子刺激计划,而其中诸多的投资项目属于大型项目,需要几年甚至更多时间才能完成。因此,若大幅度紧缩政策不仅会面临着地方政府的抵触,也会在一定程度上推迟项目的竣工期限,则对银行来说则成为不良的贷款影响。则资金流动的现象固然给资金泡沫的增长带来机会。
2.3 通货膨胀预期下的投资及投机行为
就目前通货膨胀的预期下,有越来越多的投资以及投机资金愿意进入股市等大宗商品市场。而当前的资产价格泡沫就是因为全球流动性泛滥而造成的,同时也是全球化和中国特定发展阶段的产物。就如2011年的金融现状,若当时世界主要经济体的经济刺激退出政策超出预期,如此全球的流动性也将快速降低,同时也会致使资产价格在短期内大幅度下降,最终造成国内的资产价格泡沫“硬着陆”的现象若国内不采取相应的举措。资产膨胀则是资产泡沫形成的基础,也即是在金融市场中,若资产膨胀到一定程度时,在这种虚拟经济下投机导致资产的市场价格高于内在价值。由此,通货膨胀预期下的投资以及投机行为将可能进一步产生泡沫。
三、 资金泡沫与金融危机
在金融市场中,经济作为一个整体,其每一部分均是不可或缺的,是有着密切联系的。无论是在股市,还是房地产业中,资产泡沫的破裂后果相当严重。其最直接的后果就是造成了财富中的雪崩效应,也即人们的财富极速缩水。资产泡沫的破裂,财富的消失,失业以及破产随之产生。在其影响下,出现经济秩序混乱甚至陷入了停滞状态。就像股市和房地产,当其出现资金泡沫破裂时,投机者将再无能力偿还银行的贷款,随着量地剧增,银行的不良贷款也将迅速增加,导致了金融机构中的各种体制弱化,其抗风险以及资金周转失灵等问题随即出现。当这种不良的贷款积累到一定程度时,越来越多的银行开始破产。最终会导致金融体系的不稳定,进而引发金融危机。当然,一种资产泡沫的破裂,其造成的经济衰退将会继续扩展,对其他行业的经济造成影响。因此,在世界这个大的经济体中,任何一个行业的资产泡沫破裂,都将会对整个经济体产生严重影响,而作为贯穿这个大经济体中的金融,也将逐步受到影响,甚至造成金融危机的爆发。
四、 资金泡沫的应对策略
4.1 调整产业结构与拉动内需并行
在2008年金融危机来临之前,我国也曾是以出口为主的导向型经济体。然而,作为国内主要的出口对象的西方国家,由于金融危机的爆发,其自身经济的急剧衰退,从而造成对我国的需求减少,进而致使我国在海外市场上的价格不断降低,最终导致我国沿海大批出口导向型企业倒闭。由此看出,当外部环境不断恶化的情况下,拉动内需成为国内经济发展壮大的必要,同时也是有效的抵御国外经济波动对我国经济的影响。就像在1997年东南亚金融危机后,我国以投资基础设施项目为手段,在当时取得了良好的效果,当然这与我国当时的基础设施不完善有很大的关系。在2010年外需萎缩的局面,以及国内部分产业产能过剩的问题将更加突出。而对产业结构的调整,发展低碳经济,从而能有效的应对产能过剩问题。就我国目前的形式来看,国内巨大的消费群体来自农村,当国内投资接近饱和时,通过拉动内需的措施,对农村的社会保障体系建设项目进行投资,从而增强国家的经济发展力的作用。
4.2 加强金融监管,推动体制改革创新
就我国金融市场的发展状况来看,一个金融体系是在很大程度上可以提高经济实体的发展质量水平,从而防止资金泡沫的发生吗,而我国的金融市场却不容乐观。笔者认为可以做一下调整。一方面,加强金融方面的监管,特别是对国际上的相关账户的管理,由于我国并没开放资本账户,而国际上的诸多资金却变相由经常账户进入国内,引发资金泡沫的形成,同时由于国内实体经济对这种过剩的流动性经济不能有效的吸收,进而拉大了国内的新产品的价格与其价值的差距;另一方面,建立多层次的资本市场,从而为投资者提供更多的机会与选择,在一定程度上不仅可以推进我顾产业结构的升级,而且还可以将资金从股票以及房地产中分流出来。总之,我国的金融机构应该加强对资本账户以及经常账户进行严格的监督,在推动体制改革创新的基础上,从而健全金融市场,从而防范资金泡沫的形成产生。
4.3 调整货币政策
作为经济发展迅速的日本,在当年迫于美国压力以及国际经济的协调,同时在国内投资者非理性预期的状况下,由于没能及时对货币政策进行有效掌控,最终造成日本泡沫经济的破裂。在上个世纪80年代,日本政府就是迫于国际压力,对内实施宽松的经济政策.而对外日元升值,从而造成日本国内资产泡沫严重,而且此时的日本政府也未选择合适的时机来控制这一现象,最终导致日本泡沫经济的产生和破灭,这也使日本经济陷入了长达20年的经济衰退之中。在2008年中,金融危机过后,我国就采取了积极的财政政策以及较为宽松的货币政策,通过降低融资成本来促进企业的生产经营活动,从而拉动国内的经济发展。货币目标在一定程度上不仅要关注实体经济,而且还要对金融经济目标的关注。我国经济应该以日本为鉴,充分认识世界经济发展的不平衡。我国目前的经济对外依赖性太大,而国外对人民币升值欲望较强,同时其存在流动性过剩,这就需要保持我国货币政策的独立性。当然,我国还应在保持自身经济政策独立性的同时,采用有效的适合自身的经济发展政策,在我国也已出现资金泡沫的情况下,如股市和房地产行业,更应该抓住避免泡沫风险这个时机,避免重蹈日本经济泡沫经济的覆辙,立足长远,调整国内货币政策,保证我国金融市场健康快速发展。
五、 结束语
有统计结果显示,国内股市的市场理论基础增长较国民经济增长幅度要大很多,有时绝对泡沫度可达到70%左右,然而在可预期的经济增长幅度下,股市中存在着一定泡沫也是一种正常现象。因此,这就需要我们充分认识到国内资金泡沫的存在以及与其有着密切联系的金融危机。同时,也要求投资者对资产价格以及资金泡沫的重视,在吸取国外金融危机中的经验教训的同时,还要结合国内的金融发展模式以及金融环境,利用调整产业结构和货币政策,以及加强金融监管和金融体制的改革创新等等措施,把握国内金融发展的整体趋势,控制好资产价格,在一定程度上大幅度压缩泡沫,进而保证国内金融市场的快速健康的发展。(作者单位:硅湖职业技术学院)
参考文献:
[1] 李.论我国的资产泡沫与金融风险.福建论坛,2008(2).
[2] 赵勇.如何看待资产泡沫[J].国际融资,2008(01).
关键词:股票市场 收益率 联动性 实证分析
引言
在国内关于中外股市联动性的文献中,张福等(2004)研究认为,中美股市不存在长期均衡关系,而B股对境内投资者开放之后中国股市对美国股市产生了单向的引导关系。韩非等(2005)的研究得出中美股市的相关性较弱。林璐和万玉琳(2009),秦梓华(2010)等的研究认为存在国际股市的相关性,并认为金融传染渠道比较复杂,路径交织模糊。笔者认为,造成学者们研究结果不同的原因来自于研究时段的区别,如张福等是选取的1996年到2002年的样本区间,当时中国股市刚刚起步,还处于比较封闭的状态,而林璐等人的研究时间段是截止到2007年以后的,当时A股市场与世界金融市场的联系已经日益密切,资本市场的开放程度也较大。
股票市场内在联动机制
国际金融危机的爆发,证明了国际股票市场的联动性,而对于主要国家之间股票市场联动性产生的原因,学者们也有不同的看法。但都可以总结为两个观点:一种是经济基础说(economic fundamentals),一种是市场传染假说(market contagion hypothesis)。
经济基础假说产生于投资者完全理性的传统金融理论,认为股票市场的联动是由资产基本面引起的,即一国宏观经济指标的变动同时对本国和其他国家资本市场造成影响。美国和中国,分别是世界上最大的经济体和经济增长速度最快的经济体,2010年中国国内生产总值更是跃居世界第二,随着2001年中国加入世界贸易组织,中美贸易额呈现加速增长趋势。到2008年,中美贸易额达到最高值,为3337.4亿美元,比2001增长了约3.2倍,年均增长率达到22.5%。
市场传染假说认为,由于市场的参与者不具备完全理性的特征,从而在信息不对称的条件下,更容易产生羊群效应,趋同效应等特征。再者金融市场自身的敏感性和投资者心理因素,也会加强股市的联动性。
数据选取与研究方法
(一)数据选取与处理
文中分别选取上证综合指数和标普500(S&P500)作为中国股市和美国股市的考察对象,上证综合指数于北京时间9:00开盘,下午3:00收盘。标准普尔500指数于美国东部时间9:30开盘,下午4:00收盘。由于美国和中国证券市场的节假日略有不同,交易日也略有差异。所以,在2000年1月4日到2011年9月30删除了两个市场交易日不重叠的交易数据之后,最后得到2735组价格数据。
Hamao(1990)将日收益率分解成两部分:昨日收盘-今日开盘和今日开盘-今日收盘收益率,分别考察国外市场波动对国内市场开盘价格和收盘价格的影响。借鉴这一做法,本文收益率的计算公式如下:
(1)
其中,R_c_ct,R_c_ot,R_o_ct分别表示第t日的股票指数昨日收盘-今日收盘收益率,第t日的股票指数昨日收盘-今日开盘日收益率,今日开盘-今日收盘收益率。Ct、Ot、Ct-1分别表示今日股票指数收盘价、今日股票指数开盘价和昨日股票指数收盘价。
(二)研究方法
1.相关性分析。中美股市收益率相关性的计算公式为:
(2)
其中ρsp,ss是中美股市收益的相关系数,R_c_sp是美国股市收益率,R_c_ss是中国股市收益率,ρsp,ss的值越大,说明中美两国股市的相关性越大,联动性越强。具体各个类型收益率之间的计算都可以按照此办法计算。
2.中国股市收盘影响美国股市开盘的传导模型。根据市场传染假说,美国股市收盘后,美国股市的今日开盘-今天收盘收益率,可能会影响到在随后开盘的中国股票市场。如果假设美国股市的今日开盘-今日收盘收益率对中国股市的昨日收盘-今日开盘收益率影响是一种线性关系,则可以建立如下传导模型:
(3)
3.考虑序列相关性后模型的改进。在式(3)中,假设ε1服从独立同正态分布,由于股票市场单个股票交易的不同步性、买卖价差以及价格变动的最小幅度等因素,造成了股票和指数收益的序列相关性,从而需要对式(3)进行修改。因此,本文通过实证检验,选择通过MA模型来消除序列相关。
首先检验SPROCt-1的MA(q)的阶数q,确定阶数q之后,原始模型(3)可以写成(4):
(4)
4.最终估计模型。综合收益率的序列相关、条件异方差等因素后,美国股票市场对中国股票市场开盘的影响模型如下:
(5)
(6)
(7)
如果系数λt是显著的,则表明美国股票市场的波动性对中国股市的收益率有显著影响。
参照上述方法,同样可以建立中国股票市场的波动性对美国股票市场波动性的传导模型,从而考察究竟是美国股市影响中国股市还是中国股市影响美国股市。
实证分析
(一)指数收益序列平稳性检验以及相关性分析
大多数时间序列都会受到时间影响,呈现序列不平稳的现象,而时间序列的不平稳就可能引起伪回归问题。所以在进行参数估计之前,需要对数据进行平稳性检验。本文采用ADF和PP两种方法进行检验,结果如表1所示。
从表1结果可以看出,序列的ADF检验统计量和PP检验统计量都远远小于1%的临界值,表明至少可以在99%的置信水平下拒绝原假设,两个市场的收益率序列都通过了单位根检验,序列平稳,从而避免了伪回归。
从表2中可以看出,美国标普指数昨日收盘-今日收盘收益率与中国上证指数昨日收盘-今日收盘收益率的相关系数接近0.04。美国标普指数今日开盘-今日收盘收益率(滞后一期)与中国上证综指昨日收盘-今日开盘收益率的相关系数为0.366374。美国标普指数昨日收盘-今日开盘收益率与中国上证指数今日开盘-今日收盘收益率的相关系数为0.127503。根据实证结果,本文重点检验美国股市今日开盘-今日收盘收益率(滞后一期)和中国股市的昨日收盘-今日开盘收益率的序列相关阶数。实证结果如表3所示。
由表3的数据可以看出,中国股票市场的昨日收盘-今日开盘收益率,其四阶及其以内偏自相关系数都是显著的,其他阶数的偏自相关系数相关性数值较小。美国股票市场的开盘-收盘收益率,其一阶和二阶的偏自相关系数为显著为负,其他阶数的偏自相关系数相关性数值较小。
(二)收益率的序列相关性
根据上面的结果,本文使用MA(2)来估计美国股市开盘-收盘收益率,估计结果为式(8)。本文使用MA(4)来估计中国股市收盘-开盘收益率,估计结果为式(9)。
(8)
(9)
(三)考虑序列相关性后中美股市联动性模型的估计
确定了序列相关的阶数为4阶之后,模型就表示为:
(10)
模型估计结果为:
(11)
考虑收益率序列相关性的模型估计结果也写出来,作为和式(10)估计结果的对比:
(12)
比较两个估计结果,在其他条件不变的情况下,美国股市今日开盘-收盘上涨1%,随后中国股票市场将上涨0.1940%。
进一步考虑收益率的条件异方差因素后,该系数为0.048444。表明在其他条件不变的情况下,如果美国股市昨日开盘-收盘收益率上涨1%,则中国昨日收盘-今日开盘收益率将上涨0.04844%。
结论
后金融危机时代,由于A股市场的收益率很容易受到包括汇率、他国债权债务危机、国际资本流动、投资者预期及金融恐慌的冲击,中国A股市与美国股市之间存在显著的联动效应。当前欧债危机不断恶化的情形下,很多投资者将股市的下跌,归结于欧债问题。但是,是否欧债危机解决了,股市就会向好?笔者认为还是要看中国经济是否向好。虽然,美国利用自身的经济优势以及政治优势,建立了以美元为主导的世界货币体系,当今全球的农产品、黄金、石油等大宗商品都是以美元定价,可以说美国拥有世界金融主导权。但是整体而言,中国股市仍是一个发展中的股市,市场化改革仍然有较大的差距,也是一个有自己优势和特色的股市。美股对中国股市的引领作用无论上拉还是下撤都相对有限;甚至可以说,中国沪深两市在大多数情况下是按照自己的步调运行的。
总之,就中美股票市场的联动性而言,美国股市对中国股市的影响更多地体现在开盘时间段,对于股指的整体运行方向影响有限。
参考文献:
1.方建武,安宁.中美股市的联动性分析及预测.经济问题探索,2010(4)
2.骆振心.金融开放、股权分置改革与股票市场联动—基于上证指数与世界主要股指关系的实证研究.当代财经,2008(4)
3.秦伟广,杨瑞成.我国股票市场指数与国际股票市场主要指数的联动性研究—基于协整分析.技术经济,2010(11)
4.史代敏.沪深股市股指波动的协整性研究.数量经济技术经济研究,2002(9)
5.张福,赵华,赵媛媛.中美股市协整关系的实证分析.财经论坛,2004(2)
6.张兵,范致镇,李心丹.中美股票市场的联动性研究.经济研究,2010(11)
关键词:股市;Kolmogorov拟合优度检验;秩检验
中图分类号:F821.6; C812 文献标识码:A doi:10.3969/j.issn.1672-3309(x).2012.02.30 文章编号:1672-3309(2012)02-69-02
一、引言
随着中国经济的发展,作为国民经济“晴雨表”的金融市场也逐步完善和健全。尤其是作为资本市场主体的股市已逐步发展成为国民经济的重要组成部分,投资股市已经是社会各界实现财富增值的理财工具之一。沪深两市2011年5月21日的交易总额为1434.5亿元。而2010年的日均国内生产总值为945.85亿元,由此可见,中国股市交易十分活跃,这也从侧面反映了人们对它的关注程度,研究中国股市就具有重要的实践意义。此外,在中国股市发展的短短20年中,人们运用各种理论方法对股市进行研究,如有效市场假说、资本资产定价模型以及投资组合理论等经典投资理论。但是值得注意的是,这些理论都是建立在正态分布的假定基础之上,而实际数据并不是这样。艾克凤(2006)[1]采用 Mantegna 和Stanley (1995)提出的方法,得到上证综指收益率的特征指数估计 =1.4837。王建华、王玉玲、柯开明(2003)[2]对上海股票市场及深圳股票市场做了实证研究,对股票收益率进行了稳定分布的拟合,并与正态分布的拟合加以比较。
除了对中国股市分布的研究外,国内各学者也从其他角度对中国股市进行了非参数检验。王宁、劳兰珊(2007)[3]利用Kendall协同系数,检验考察我国股票市场风险和收益的风格效应。王金玉、李霞、潘德惠(2005)[4]通过引入一种新的估计方法――非参数假设检验方法,以达到对证券投资咨询机构,对证券市场大盘走势预测准确度的估计。周明磊(2004)[5]运用非参数非线性协整检验,对上证指数与深成指间协整关系进行了研究,结论是:上证指数与深圳成指之间确实存在非线性的协整关系。方国斌(2007)[6]从分析中国股市收益率序列的特征入手,寻找描述中国股市波动性特征的合适的统计模型。
本文在研究相关文献的基础上,将非参检验应用于中国股市统计特征的研究。运用Kolmogorov拟合优度检验,对中国股市进行了正态分布假设检验;运用方差平方秩检验方法,比较分析了上证指数和深圳综指的波动性。
二、Kolmogorov拟合优度检验以及方差的平方秩检验方法
(一)Kolmogorov拟合优度检验
1.原假设和备择假设
原假设H0:样本来自于正态分布总体
备择假设H1:样本不是来自于正态分布总体
2.检验统计量
令S(x)是样本X1、X2、…Xn、 的经验分布函数,F*(x)是完全已知的假设分布函数,则检验统计量T为S(x)与F*(x)的最大垂直距离,即:T=sup|F*(x)-S(x)|。
3.P值计算
近似P值可以通过在表A13中插值得到,或者利用2倍的单边检验的P值。
单边P值= ,这里的t是检验统计量的观测值,且[n(1-t)]是小于等于n(1-t)的最大整数。当给定的显著性水平?琢大于或等于P值时,拒绝原假设。
在本文中,该检验是运用S-plus统计分析软件实现的。
(二)方差的平方秩检验
1.原假设和备择假设
(1)双边检验
原假设H0:除了它们的均值可能不同外,X和Y同分布
备择假设H1:Var(X)≠Var(Y)
(2)左边检验
原假设H0:除了它们的均值可能不同外,X和Y同分布
备择假设H1:Var(X)<Var(Y)
2.检验统计量
记X1、X2、…Xn、 为来自总体1、样本容量为n的随机样本,Y1、Y2、…Ym为来自总体2、容量为m的随机样本,将Xi和Yj转换为它到均值的绝对离差Ui和Vj。Ui=|Xi-?滋1|,Vj=|Yj-?滋2|,?滋1和?滋2是总体1和2的均值,若未知,可用样本均值来代替。以通常方式将秩1到n+m赋给U和V的合并样本。如果U的值与V的值没有结,则赋给总体1的秩的平方和可以用作检验统计量 。其中,T=■ [R(Ui)]2。
当样本容量大于10时,T的近似分位数Wp=■+Zp■ (1),其中,N=n+m,Zp为标准正态分布分位数。
3.拒绝域
对于双边检验,在显著性水平?琢下,求出拒绝域:T(T1)<T?琢/2或T(T1)>T1-?琢/2。对于左边检验,拒绝域:T(T1)<T?琢。
4.作出判断
对于双边检验,根据样本观测值计算T,若T(T1)<T?琢/2或T(T1)>T1-?琢/2,则拒绝原假设。对于单边检验,根据样本观测值计算T(T1),若T(T1)<T?琢,则拒绝原假设。
在本文中,该检验是借助于Excel完成的。
三、实证研究
(一)数据的选取及预处理
由于2008年的国际金融危机,改变了世界经济的运行状态,所以选取2009年1月5日――2011年6月30日上证指数和深证指数收盘价为样本,分析国际金融危机后中国股市的统计特征。
将收盘价化为以2009年1月5日为基期的收益率序列,其中,计算收益率采用的是对数收益率?酌,?酌=■ (Pt为第t期的收盘价)。采用对数收益率的主要原因,是对数收益率具有可加性和连续复利收益率的优点。
(二)Kolmogorov拟合优度检验
通过S-plus软件,对上证指数和深证指数进行Kolmogorov拟合优度检验,检验结果如表1所示。从表1可知,在5%的显著性水平下,由于0.05>0.0079>0.0006,所以,拒绝原假设,即上证指数和深证指数都不服从正态分布。
(三)方差的平方秩检验
方差的平方秩检验是基于Excel,根据方差的平方秩检验步骤,计算上证指数和深证指数日收益率序列的均值,将上证指数日收益率序列X和深证日收益率序列Y转化为序列U和V,然后将U和V合并,从小到大排序并赋秩,正好U和V都没有结,将总体1的秩的平方和作为检验统计量,运用Excel,计算出检验统计量T=272423095。
由于X和Y的样本容量为604,远大于10,所以检验统计量的分位数计算通过公式(1)得到。
对于双边检验,在5%的显著性水平下,T的1-■分位数为308999979,T的■分位数为279326825,拒绝域为(T<279326825)∪(T>308999979),由于T=272423095
对于左边检验,在5%的显著性水平下,T的a分位数为281712032,拒绝域为T
四、结论
(一)国际金融危机后,中国股市收益率序列不服从正态分布。
(二)国际金融危机后,上证指数收益率的波动性和深证指数收益率的波动性不同,上证指数收益率的波动性小于深证综指日收益率序列的波动性。即:在上海证券交易所上市的股票整体波动性,小于在深圳证券交易所上市的股票的波动性。
参考文献:
[1] 艾克凤. 股票收益率的非正态性检验与分布拟合[J].商业时代,2006,(31):57-58.
[2] 王建华、王玉玲、柯开明. 中国股票收益率的稳定分布拟合与检验[J].武汉理工大学学报,2003,(10):99-102.
[3] 王宁、劳兰珊. 中国股票市场风险和收益风格效应的非参数检验[J].上海管理科学,2007,(02):12-14.
[4] 王金玉、李霞、潘德惠. 非参数假设检验在证券投资分析中的应用[J].数学的实践与认识,2005,(12):57-61.
关键词欧洲债务危机中国股票市场传染效应
引言
2009年12月全球三大信用评级机构惠誉、标普、穆迪相继调低希腊信用评级,揭开了希腊债务危机的序幕,进而引发重挫欧洲经济,甚至威胁欧元区生存的欧洲债务危机(简称欧债危机)。以欧元区国家为主体的欧盟是中国最大的出口目的地,也是中国进口先进技术的最大来源地,欧盟经济与中国经济有千丝万缕的联系。欧债危机爆发后,中国股票市场行情低迷不振,持续走软。这引起了理论界和实务部门的高度关注。本文通过建立时变Copula模型,选取2009年12月至2012年3月的样本数据,实证检验欧债危机对中国股票市场的传染效应,目的是为相关决策提供借鉴和依据。
文献综述
在Pericoli and SbraciaPericoli, M., Sbracia, M.,“A Primer on Financial Contagion,” Journal of Economic Surveys, 2003, Vol. 17, No.4, pp.571-608.看来,金融危机传染效应的主要含义是:当一国或一个地区发生金融危机时,该国或该地区的金融市场与其他国或地区金融市场之间的互动明显增强;或是对于单个金融市场的冲击,可以通过多种渠道传递到其他金融市场。DeBandtOlivier de B., Philipp H.,“Systemic risk: a survey,” Working Paper Series 35, 2000, European Central Bank.指出,传染效应可以通过多种渠道产生,如金融机构之间的债务关联或金融工具之间的技术相关都可能导致传染。Rochet and TiroleRochet, J.C., Tirole, J.,“Interbank Lending and Systemic Risk,” Journal of Money,Credit, and Banking, 1996, Vol. 28, No.4,pp.733-762.认为,银行间的借贷和交易将一个金融机构出现的偿付问题传染到其他金融机构。Allen and GaleAllen, F., Gale, D.,“Financial Contagion,” Journal of Political Economy, 2000, Vol. 108, No.1,pp.1-33.指出,流动性偏好冲击通过银行间金融工具可以从一个局部传染到整个经济体。除此之外,市场参与者的预期变化及其引发的投资行为改变也可能导致传染效应。GrossmanGrossman, S.,“On the Efficiency of Competitive Stock Markets Where Trades Have Diverse Information,” The Journal of Finance, 1976, Vol. 31,No.2, pp.573-585.的研究发现,信息首先会引发个别证券市场上的金融资产价格调整,如果市场参与者具有理性预期,那么与该证券市场相关的所有其他证券市场上的金融资产价格也会出现相应调整,信息与传播会使风险在证券市场之间传染。Kodres and PritskerKodres, L.E., Pritsker, M.,“A Rational Expectations Model of Financial Contagion,” The Journal of Finance, 2002, Vol. 57, No.2,pp.769-799.建立包括“噪音”的理性预期模型,研究市场之间的传染效应,发现在信息不对称或金融市场之间具有共同宏观经济风险因子的情形下,传染效应尤其显著。同时,他认为一个金融市场遭遇的随机冲击也会通过资产组合调整传染到其他金融市场。
在传染效应的实证研究中,最具代表性的研究方法是分析不同证券市场在收益率上的相关性。King and WadhwaniKing, M., Wadhwani, S.,“Transmission of Volatility between Stock Markets,” Review ofFinancial Studies, 1990, Vol. 3, No.1,pp.5-35.最早使用资产收益率之间的相关系数(correlation coefficients)检验股票市场之间的传染效应。他们对美、英、日三国在1987年10月股灾前后的股票收益率之间的相关系数进行检验,发现股市暴跌后一段时间内,三国股票收益率之间的相关系数明显增加,存在传染效应。Baig and GoldfajnBaig, T., Goldfajn, I.,“Financial Market Contagion in the Asian Crisis,” International Monetary Fund, 1998.对1997年亚洲金融危机期间的股票指数、汇率和利率等变量进行分析,发现危机期间股票市场、外汇市场、债券市场之间的相关系数均显著增加。Chiang等Chiang, T.C., Jeon, B.N., Li, H.,“Dynamic Correlation Analysis of Financial Contagion: Evidence from Asian Markets,” Journal of International Money and Finance, 2007, Vol. 26, No. 7, pp.1206-1228.建立动态条件相关模型(Dynamic Conditional Correlation)对1990—2003年亚洲9个国家的股票指数收益率进行实证检验,发现亚洲金融危机对9个亚洲国家股票市场存在传染效应。RodriguezRodriguez, J.C.,“Measuring Financial Contagion: A Copula Approach,” Journal of Empirical Finance, 2007, Vol. 14, No.3, pp.401-423.首次用Copula模型实证检验了亚洲金融危机期间亚洲5个国家股票指数、墨西哥金融危机期间拉美4个国家股票指数之间的相关性,证实金融危机对这些股票市场存在传染效应。
国外文献侧重研究亚洲金融危机、拉美金融危机对股票市场的传染效应,基本不涉及金融危机对中国股票市场的传染效应。近几年来,国内文献多集中于研究2008年国际金融危机对中国股票市场的传染效应,而研究欧债危机对中国股票市场传染效应的文献十分少见。龚朴、黄荣兵龚朴、黄荣兵:《次贷危机对中国股市影响的实证分析——基于中美股市的联动性分析》,载《管理评论》2009年第2期。运用时变Copula模型对2005年1月至2008年10月中美股市的相关性进行实证检验,认为美国次贷危机对中国股票市场的影响并不大。游家兴和郑挺国游家兴、郑挺国:《中国与世界金融市场从分割走向整合——基于DCC-MGARCH模型的检验》,载《数量经济技术经济研究》2009年第12期。采用非对称MGARCH模型和Engle提出的动态条件相关模型,对中国、美国、德国、英国、法国、日本、新加坡和中国香港股票市场的联动性进行实证分析,发现中国股票市场与这些股票市场的联动性越来越强。张兵等(2010)张兵、范致镇、李心丹:《中美股票市场的联动性研究》,载《经济研究》2010年第11期。用GARCHDCC模型分析了中美两国股市的波动溢出效应,发现在2008年9月美国次贷危机爆发后两国股票市场之间的时变相关系数稳定在0.5以上。蒋彧和裴平(2012)蒋彧、裴平:《中国与美国股票市场动态相关性》,载《经济管理》2012年第3期。运用时变Copula模型对2007—2010年间美国股票市场与中国股票市场的动态相关性进行实证检验,发现在金融危机期间美国股票市场对中国股票市场的影响具有动态变化的特征。周舟等(2012)周舟、董坤、汪寿阳:《基于欧洲债务危机背景下的金融传染分析》,载《管理评论》2012年第2期。运用向量自回归方法(VAR)和时变多元 GARCH 模型对欧洲股票市场与中国股票市场之间的相关性进行研究,认为欧债危机蔓延期间欧洲股票市场与中国股票市场之间具有一定的联动性。
国内外文献为本文所做的研究提供了有益的借鉴。为改进和深化已有的相关研究,促进中国股票市场的健康发展,本文通过构建时变Copula模型,选取2009年12月(希腊债务危机爆发)至2012年3月的样本数据,实证检验欧债危机对中国股票市场的传染效应。
理论模型构建
根据金融危机传染的理论,与欧债危机相关的信息冲击会引起欧洲股票市场的资产价格调整,在金融全球化的背景下,进而会影响中国股票市场的资产价格。因此,欧债危机对中国股票市场的传染效应可表现为危机爆发后欧洲股票市场与中国股票市场之间的相关性变化。由于两地存在时差,欧洲股票市场收市时间为当日北京时间晚上11点。在通常情况下,有关欧债危机的信息冲击会先到达欧洲股票市场,再传染到次日的中国股票市场。因此,传染效应表现为当日欧洲股票市场与次日中国股票市场之间相关性的变化。
欧债危机自2009年12月在希腊首先爆发,至今阴霾不散,具有持续时间长、涉及国家广、信息冲击来源复杂等特征,而且整个危机爆发与蔓延的过程呈现出明显的阶段性。经过比较,本文认为,由PattonPatton, A.J.,“Estimation of Multivariate Models for Time Series of Possibly Different Length,” Journal of Applied Econometrics, 2006,No.21.提出的时变Copula模型可以捕捉变量之间的非对称和非线性关系,能够更精确地描述相关性变化的动态过程。因此,本文选择时变Copula相关性模型,实证检验欧债危机对中国股票市场的传染效应,特别是解析欧洲股票市场收益率与中国股票市场收益率之间的相关性随欧债危机发展而变化的过程。
实证检验
(一) 样本选择与说明
本文选取欧洲股票市场上最具有代表性的三个股票指数,即英国FTSE 100指数、德国DAX指数和法国CAC 40指数具有代表性股票指数选择来自http:///intlindices?e=europe。,并以它们的收益率代表欧洲股票市场的收益率。同时,考虑到美国股票市场具有全球性影响,本文还选取美国股票市场上具有代表性的S&P 500指数,并以它的收益率代表美国股票市场的收益率,作为研究中的参照。
本文还选取中国股票市场最具有代表性的沪深300指数。沪深300指数是由上海证券交易所和深圳证券交易所联合的反映A股市场整体走势的指数,它覆盖了中国A股市场约70%左右的市值。因此,沪深300指数的收益率可较好地代表中国股票市场的收益率。
欧美两地与中国存在时差。欧洲股票市场收市时间为当日北京时间晚上11点,美国股票市场收市时间为次日北京时间清晨4点,通常情况下信息冲击先到达欧美股票市场,再传染到中国股票市场。鉴于此,本文研究欧债危机爆发后当日欧洲股票指数收益率与次日中国股票指数收益率之间的时变相关性变化,并以当日美国股票指数收益率与次日中国股票指数收益率之间的时变相关性变化作为参照。因为欧债危机始于2009年12月初爆发的希腊债务危机,所以选择欧美股票指数的样本区间为2009年11月30日到2012年3月30日,次日中国股票指数的样本区间为2009年12月1日到2012年3月31日,并以每日收盘价为样本数据。
在相关研究中,通常使用指数对数收益率作为股票指数收益率的替代变量,它具有消除时间序列不平稳性和无下界的优点。本文也使用股票指数对数收益率表示股票指数收益率,根据英国FTSE100指数、德国DAX指数、法国CAC40指数、美国S&P 500指数和中国沪深300指数,分别计算它们的对数收益率。同时,考虑到各国股票市场的假期安排不尽相同,经过筛选后,共得到533组有效样本数据。
(二) 样本数据统计特征
表1给出英国、德国、法国、美国和中国股票指数收益率的基本统计量。其中,JarqueBeta是股票指数收益率序列的正态性检验统计量;LB(20)是滞后至20阶的自相关检验统计量,用于判定股票指数收益率序列是否存在自相关;ARCH(20)是滞后至20阶的异方差检验统计量,用于判断股票指数收益率序列是否存在异方差效应。
结论
【论文摘要】笔者根据计量学的方法对香港恒生指数和美国道琼斯指数对中国上证指数的影响作简单的实证分析,以探讨外围股市对中国股市的影响。
随着全球经济一体化进程的加深和中国资本市场的逐渐开放,中国股市与其他国家与地区股市的联系也日渐紧密。那么这些外围股市的走势是否足以对中国股市的走势形成显著的影响,每日股市股评对香港和美国股市的关注是否有意义?本文将对香港恒生指数和美国道琼斯指数对中国上证指数的影响作简单的计量分析。(由于B股、H股、N股等都是用外币交易,故这里选择上证指数作为中国股市指标,而一般对美国股市的分析也都是以道琼斯指数作为先行指标)
股票市场价格的变化不外乎宏观、微观和市场层面的因素。宏观层面包括整个市场的经济运行和发展环境,既是股市价格变动的基本背景,也会影响到整个股市的预期和信心(金融危机)。微观因素包括各个上市公司的业绩、预期和二级市场的流通比重等,其中权重股的公司预期变化也可能对整个大盘的指数产生较大的影响(中国石油)。市场层面则包括了股市本身的波动变化以及短期市场的供求等。另外,中国股市从某种角度上来说可以说是一个政策市,A股的价格指数很大程度上受到政府政策的干预,这些政策可能在短期内被市场消化(081127降息),也可能对市场产生较大的影响(07530)。
基于上述原因,建立计量模型如下:
SZZS=β0+β1*syl+β2*gdp+β3*cjje+β4*M2+β5*jgzs+β6*HSZS+β7*DQZS
SZZS上证指数,每月最后一个交易日的收盘指数
syl月末平均市盈率
gdp 每季度公布GDP增幅较去年同期的增长率
cjje月成交金额
M2当月M2货币供应
jgzs当月价格指数
HSZS恒生指数
DQZS道琼斯指数
数据为2007、2008年各月度指数,这里选择的gdp是每季度公布的GDP增幅较去年同期的增长率,每季度的公布数据将会对下一季的股市走势产生影响(一季的滞后分布)。GDP增幅的变化更能影响投资者对经济基本面和股市的信心及预期。现实情况是人们可能对即将公布的数据本身有一个预期,所以公布的数据也有可能是提前的影响。
用计量软件STATA作出回归如下:
SZZS=3428.9+46.813*syl+68.776*gdp+0.01489*cjje
(3857) (8.5526) (56.84) (.00886)(.00542)
-0.01897*M2-127.89*jgzs+0.07115*HSZS+0.1784*DQZS
(50.25)( .03856) ( .14847)
F( 7,16) = 130.16
Prob > F = 0.0000
R-squared = 0.9827
其中HSZS的t值显著,但考虑到两个股市的实际市值(恒指大约6倍与上证),回归系数偏小;相反的,DQZS的t值并不显著,但回归系数较大(大约4倍于上证)。另外截距项、gdp以及cjje的t值均不够显著。当然本文主要考察的是外围指数与上证指数的线性关系,故在gdp、cjje与外围指数没有明显的多重共线性情况下我们只需观察外围指数的t值是否显著。但明显恒生指数与道琼斯指数之间存在风险溢出效应,即存在较明显的多重共线性。
故以下分别单独使用恒指与道指对上证指数作计量回归
SZZS=4304+43.91*syl+65.278*gdp+0.02271*cjje
(3837.2)(8.31) (57.5) (.00609)(.0035)
-0.01394*M2-104.7*jgzs+0.11085*HSZS
(46.99)( .0201)
F( 6,17) = 147.75
Prob > F = 0.0000
R-squared = 0.9812
SZZS=231.6+56.658*syl+57.05*gdp+0.00351*cjje
(3682)(7.14) (60.35)(.0068)(.0048)
-0.02456*M2-133.08*jgzs+0.4131*DQZS
(53.6)( .08176)
F( 6,17) = 132.54
Prob > F = 0.0000
R-squared = 0.9791
我们可以看到,在分别回归的时候,恒指和道指的t值都是显著的。并且考虑到恒指和道指的实际市值,0.11和0.41的回归系数也是十分显著的。所以我们认为,港股和美股的走势对于我国A股走势的影响是显著并值得重视的。
当然,在我们同时考虑世界外围指数的影响时,道指的影响则相对不确定。(需说明的是,股市中的相关性检验并不需要十分小的第一类错误概率,甚至 P>|t|在0.1以上的可能性因素都值得重视)这与洪永淼、成思危等在《中国股市与世界其他股市之间的大风险溢出效应》中得出的结论相似,该文中认为中国的B股和H股与国际证券市场存在强烈的风险溢出效应,A股只与港股和台湾股市有比较强的风险溢出,而其他国际股市对A股的影响则基本被B股和H股吸收(H股与国际股市的强烈风险溢出也反映了恒指与道指的相关性)。
另一方面,与这篇2004年的文章中的结论不同的是,如今的上指与道指已经不可能如文中所述“不存在任何风险溢出效应”,而是具有了很大相互关联的可能性。事实上,任何股市都是建立在实体经济的基础之上,抛开实体经济的基本面来分析两个股市的相关性显然是不切实际的。08年的金融危机正是两国股市下跌的重要原因,而这场金融危机的起因正是美国自身的次贷危机(而非第三国的)。在中美互为最大进出口国的今天,美国的次贷危机导致中国大量公司的倒闭以及经济基本面的迅速恶化,这也反映了美国股市对我国股市的影响的根源所在。
参考文献
[1] 洪永淼,成思危,刘艳辉,等.中国股市与世界其他股市之间的大风险溢出效应[J].经济学(季刊),2004,3(03).
[2] 肖婵,熊天麒,徐文婷,等.影响上证指数的因素分析[J].爱建证券股票软件、招商证券博弈大师软件.2005.