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中国内地、香港与美国股票市场的长期协整关系研究[1]

时间:2013-05-30  作者:陆珩瑱,马颖灏

论文导读::随着中国经济不断地融入国际经济环境中,中国内地证券市场的国际化进程也逐渐加快,表现为与世界主要资本市场的联动效应明显增强。本文通过运用协整检验对中国内地、香港以及美国股票市场联动效应的研究发现,金融危机改变了三地股市间的长期均衡关系。
论文关键词:联动效应,协整检验,向量误差修正模型
 

一、引言

1、研究背景

在信息技术的革新和金融创新的共同推动下,全球金融市场经历了一个快速发展的阶段,随着国际间资本管制的放松,金融一体化程度不断加深。股票市场作为金融市场最重要的组成部分之一,其发展过程中也表现出日益明显的跨国股市间的联动效应金融论文,即不同国家或地区股票市场指数的共同运动趋势。中国股票市场近些年开放程度不断提高,特别是QFII和QDII制度的实施,使中国股市与其他市场股票价格的联系更加紧密。香港作为国际化金融中心,其成熟的股票市场体制吸引了大批内地优质企业到香港上市论文网站。截至2009年2月底,在香港证交所主板上市的H股和红筹股市值总额已经占到香港主板总市值的54.18%,成交量所占比重更是高达68.64%;同时150家H股公司中已有57家也在内地交易所发行A股,实现“A+H”双重上市。因此境外股市对内地市场的影响,可以通过同股同权的香港H股比价传递到内地股市。美国经济在世界经济格局中发挥着举足轻重的作用和影响,作为最直接反映美国经济发展状况的美国股市,是最能影响全球股市运行的市场之一。本文选择中国内地、香港和美国股票市场进行协整关系研究金融论文,以此来研究不同市场之间的关系。

2、文献回顾

全球股票市场的联动效应早期的研究主要集中于发达国家的股票市场之间。Hilliard(1979)研究了十个主要国家股票市场每日收盘价的同期相关性和滞后相关性。Eun和Shim(1989)采用向量自回归(VAR)模型,通过分析1980-1985年间九个成熟股票市场的日收益情况来研究股市波动的国际传导机制。Kasa(1992)第一次运用多元协整方法考察了世界五个主要股票市场,证实了五个市场之间存在长期相关性论文网站。Karolyi和Stulz(1996)研究了美国和日本股票市场的联动性以及影响跨国股市收益相关性的基本因素。大量研究表明,发达国家股票市场的联动性有增强的趋势,特别是在股市波动比较大的时期,股市的联动效应会更加明显,也即所谓的市场传染(King & Wadhwani,1990)。

亚洲金融危机爆发之后,许多学者就金融危机对亚洲新兴市场以及全球股市间联动性的影响展开了深入的研究。研究表明,亚洲金融危机之前金融论文,新兴股票市场与成熟股票市场间不存在显著的依存关系,如Masih等(1999)对1992-1997年美国、日本、英国、德国、新加坡、马来西亚、香港、泰国股市间长期相关性的研究。Leong和Felmingham(2003)利用协整分析、误差修正模型以及Granger因果检验对1990年1月8日~2000年7月6日新加坡、韩国、日本、台湾和香港股市的日股指进行研究,发现亚洲金融危机后日本与韩国、新加坡与韩国、新加坡与中国香港以及中国香港与中国台湾之间股票指数存在较强的相关性。

国内学者的相关研究有:俞世典等(2001)根据1998-2000年的数据,运用Granger因果检验和协整检验方法,考察了道琼斯指数、恒生指数、纳斯达克指数、日经指数与上证指数,得出这四个世界主要股票市场对中国股市影响甚微的结论。陈守东等(2003)应用协整分析,并构建了误差修正模型,对沪、深两市指数和世界主要股市指数之间的关系进行了实证分析,发现各指数的收益率序列具有相异的短期波动,而国内市场与国际市场不存在长期共同趋势。韩非、肖辉(2005)对中美股市的联动性分析表明金融论文,两者的相关性很弱,中国股市收盘对美国股市的开盘有影响,但美国股市收盘对中国股市的开盘几乎没有影响论文网站。

3、研究内容及方法

由Engle和Granger提出的协整理论(Cointegration)揭示了变量之间一种长期稳定的均衡关系,因此被广泛应用于跨国股市间长期共同趋势的研究。1980年,Sims在改进了联立方程组模型缺陷的基础上提出了向量自回归(VAR)模型,为研究多个股市之间的相关性提供了新的分析方法。而此后Johansen将协整检验运用于VAR模型中,不仅丰富了协整理论,也建立了VAR模型的发展形式——向量误差修正模型(VECM),该模型能够同时反映系统内变量间的长期均衡关系和短期动态特征。

本文选取沪深300指数、恒生指数和标准普尔500指数分别代表我国内地、香港和美国股票市场,截取2005年4月8日—2009年3月13日各指数的日收盘数据金融论文,通过对指数序列处理后得到收益率序列,结合协整分析方法检验三者是否存在长期的共同趋势。2007年4月2日,美国新世纪金融申请破产保护,被视为次贷危机的肇始。因此本文将指数序列分为两个时间段:2005年4月8日-2007年3月30日为第一阶段,2007年4月2日-2009年3月15日为第二阶段,对不同时间段进行三地股市协整关系的具体研究。

二、股市间长期协整关系研究

1、样本选取与数据处理

本文选取2005年4月8日—2009年3月13日的沪深300指数(HS300)、恒生指数(HSI)和标准普尔500指数(SP500)分别代表我国内地、香港和美国股票市场,数据来源于雅虎财经证券市场网站(http://biz.cn.yahoo.com/stock.html)。三地股市的交易时间和所在时区不同,我国内地市场交易时间为9:30~15:00,香港股市交易开始时间比内地晚半个小时,结束于16:00金融论文,两个市场的交易时间基本重合;而美国纽约股市交易时间是在美国东部时间的9:30~16:00,即中国当天晚上22:30到第二天凌晨5:00,故美国股市的开放时间在北京时间深夜,美国股市闭市四个半小时后我国内地股市开市,两者没有重叠的交易时间论文网站。在同一天内,我国内地股市首先开放,其次是香港股市,美国股市在香港股市闭市后六个半小时开放。

由于三地股市有不同的节假日,因此将三者不重合的交易日的股票指数去掉后共得到900个原始数据,为了消除异方差性金融论文,将这些原始数据取对数转化为对数指数序列,分别记为:lnHS300、lnHSI、lnSP500,其收益率序列定义为对数指数序列的一阶差分形式,即:rt=lnPt- ln Pt-1,其中Pt代表各股票指数的日收盘价。

2、单位根检验

在检验三地股指序列是否存在协整关系之前,首先需要检验三个对数指数序列的非平稳性,采用ADF方法,结果如表1所示,三个对数指数序列都不平稳,而将其转化成一阶差分形式后的收益率序列满足平稳性要求金融论文,因此三个对数指数序列都为I(1)过程。

表1 单位根ADF检验结果

 

变量

检验形式

ADF统计量

1%临界值

5%临界值

10%临界值

检验结果

 

 

lnHS300

(0,0,4)

0.790041

-2.567669

-1.941194

-1.616450

 

 

不平稳

(c,0,4)

-1.048756

-3.437774

-2.864707

-2.568510

(c,t,4)

-0.006735

-3.968820

-3.415080

-3.129732

 

 

△lnHS300

(0,0,3)

-13.32430

-2.567669

-1.941194

-1.616450

 

 

平稳

(c,0,3)

-13.35034

-3.437774

-2.864707

-2.568510

(c,t,3)

-13.43464

-3.968820

-3.415080

-3.129732

 

 

lnHSI

(0,0,10)

0.655774

-2.569076

-1.941387

-1.616321

 

 

不平稳

(c,0,10)

-0.589287

-3.441736

-2.866455

-2.569447

(c,t,10)

-0.008722

-3.974439

-3.417821

-3.131355

 

 

△lnHSI

(0,0,9)

-9.815097

-2.569076

-1.941387

-1.616321

 

 

平稳

(c,0,9)

-9.800947

-3.441736

-2.866455

-2.569447

(c,t,9)

-9.950599

-3.974439

-3.417821

-3.131355

 

 

lnSP500

(0,0,16)

-0.340660

-2.570032

-1.941518

-1.616234

 

 

不平稳

(c,0,16)

0.133100

-3.444436

-2.867645

-2.570085

(c,t,16)

0.308199

-3.978266

-3.419686

-3.132458

 

 

△lnSP500

(0,0,15)

-5.344227

-2.570032

-1.941518

-1.616234

 

 

平稳

(c,0,15)

-5.322417

-3.444436

-2.867645

-2.570085

(c,t,15)

-5.570883

-3.978266

-3.419686

-3.132458

注:检验形式(c,t,k)中各参数分别代表常数项、趋势项和滞后项阶数,0表示没有常数项或趋势项。其中,滞后项阶数根据AIC准则得出。

3、Johansen协整检验

在lnHS300、lnHSI、lnSP500都为一阶单整的条件下,根据协整的定义,可以对三者进行Johansen协整检验,看其是否能够组成平稳的线性组合。

在进行协整检验时,首先针对整个样本区间内的对数指数序列,然后再根据此次金融危机的开端——2007年爆发的次贷危机,将整个样本划分为两个阶段分别进行检验:第一阶段为2005年4月8日至2007年3月30日,第二阶段为2007年4月2日至2009年3月13日。由于金融危机的发生不仅导致各国市场的剧烈波动, 而且使得各国股市间的联动关系也发生很大变化金融论文,因此,对各子阶段分别进行检验可以更好地分析次贷危机以及金融危机的发生对三地股市间的联动效应所造成的影响论文网站。

本文所使用的Johansen协整检验方法是建立在VAR模型基础上的,因此首先需要确定VAR模型的滞后阶数p,本文综合使用AIC和SC准则来确定p值,结果在表2中反映(限于篇幅,只列出三者协整检验结果,两两协整检验结果略去)。

表2 lnHS300、lnHSI和lnSP500三者Johansen协整检验结果

 

 

 

滞后阶数

模型形式

H0

特征根

迹统计量

(5%临界值)

最大特征根统计量(5%临界值)

检验结果

 



 

总区间

 




 

2

 

 

2

r = 0

0.026053

23.44240(35.19275)

20. 40611(22.29962)

没有协整关系

r≤1

0.002529

3.036287(20.26184)

1.957572(15.89210)

r≤2

0.001395

1.078715(9.164546)

1.078715(9.164546)

 

 

3

r = 0

0.025306

21.65944(29.79707)

19.81351(21.13162)

没有协整关系

r≤1

0.002260

1. 845922(15.49471)

1.748780(14.26460)

r≤2

0.000126

0.097142(3.841466)

0.097142(3.841466)

 

 

4

r = 0

0.029095

28.57231(42.91525)

22.82321(25.82321)

没有协整关系

r≤1

0.005161

5.748400(25.87211)

3.999743(19.38704)

r≤2

0.002260

1.748657(12.51798)

1.748657(12.51798)

 



 

第一阶段

 




 

2

 

 

2

r = 0

0.061447

45.14276 (35.19275)

25.30295(22.29962)

存在1个协整关系

r≤1

0.037236

19.83980(20.26184)

15.14095(15.89210)

r≤2

0.011708

4.698859(9.164546)

4.698859(9.164546)

 

 

3

r = 0

0.049347

35.37900(29.79707)

20.19204(21.13162)

存在1个协整关系

r≤1

0.037217

15.18696(15.49471)

15.13281(14.26460)

r≤2

0.000136

0.054145(3.841466)

0.054145(3.841466)

 

 

4

r = 0

0.054115

42.43658(42.91525)

22.19818(25.82321)

没有协整关系

r≤1

0.037225

20.23840(25.87211)

15.13639(19.38704)

r≤2

0.012706

5.102012(12.51798)

5.102012(12.51798)

 



 

第二阶段

 




 

2

 

 

2

r = 0

0.029117

16.27586(35.19275)

11.05126(22.29962)

没有协整关系

r≤1

0.011081

5.224597(20.26184)

4.167505(15.89210)

r≤2

0.002822

1.057092(9.164546)

1.057092(9.164546)

 

 

3

r = 0

0.029055

15.58438(29.79707)

11.02738(21.13162)

没有协整关系

r≤1

0.010875

4.557003(15.49471)

4.089568(14.26460)

r≤2

0.001249

0.467435(3.841466)

0.467435(3.841466)

 

 

4

r = 0

0.063600

37.00948(42.91525)

24.57647(25.82321)

没有协整关系

r≤1

0.028694

12.43301(25.87211)

10.88858(19.38704)

r≤2

0.004121

1.544431 (12.51798)

1.544431(12.51798)

注:模型形式2指序列有均值,协整方程有截距项,模型3指序列有均值和线性趋势项,协整方程有截距项金融论文,模型4指序列有均值和线性趋势项,协整方程有截距项和线性趋势项。

对三地对数指数序列进行的协整检验结果表明,在整个样本区间以及第二阶段,三者之间不存在协整关系,即三者没有长期共同运动的趋势;但在第一阶段(次贷危机发生前),采用模型形式2和3的特征根迹检验显示,在5%的显著性水平下,拒绝r = 0但不能拒绝r≤1,说明三者间具有一个协整关系。

对lnHS300、lnHSI和lnSP500两两间的Johansen协整检验结果显示,在整个样本区间以及第二阶段金融论文,三地对数指数序列任意两者间都不存在协整关系;而在第一阶段,lnHS300和lnHSI、lnHS300和lnSP500被检验出存在一个协整关系。

由此说明,在次贷危机发生前,我国内地、香港与美国三地市场之间,以及内地和香港市场、我国内地和美国市场之间都存在共同运动的长期趋势,但次贷危机的发生改变了这一长期趋势。这一结果与之前一些研究金融危机对全球股市间长期联系的影响的实证分析结果相一致。如Chen、Firth和Rui(2002)发现,俄罗斯金融危机发生后拉美股市间的长期协整关系消失;Manning(2002)认为,1997年亚洲金融危机使亚洲新兴市场之间的一体化进程突然中断,甚至从某种程度上来说是被逆转;Jochum、Kirchgassner和Platek(1999)研究表明,1998年俄罗斯金融危机前金融论文,东欧和美国市场的股价间存在一个长期关系,但在危机时期,这些市场间没有协整向量,说明这一长期关系不复存在。以上这些研究都说明金融危机的发生打断了地区股市间的一体化进程,削弱了股市间的长期联动关系论文网站。

 

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