中国股票市场与国际主要股票市场的联动分析

1、中国股票市场与国际主要股票市场的联动性分析曹建军 MG08005001南京财经大学金融学院 南京 210046摘要:本文运用VAR模型、Granger因果检验、脉冲响应分析及Johansen协整检验对上证综合指数和国际主要股票市场指数的联动性进行分析。实证结果说明，上证综合指数与国际主要市场股票指数存在短期相关关系，且与除香港恒生指数以外的其他世界主要指数存在长期协整关系。国际主要市场股票指数对上证综合指数有较强的引导作用、因此得出我国股票市场指数与主要市场指数有一定的趋同性，我国资本市场与世界资本市场具有一定联动性，且受世界资本市场影响的结论。最后建立VEC模型并对上证综合指数的走势做了预测

2、，但预测效果并不理想。关键词：股票指数；联动性；Granger因果检验；Johansen协整检验一引言随着经济一体化的迅速发展，世界经济逐渐趋同的现象已在证券市场上有所表现，各国股票市场的联动性日益增强。国内已有不少学者作了相关研究，陈守东等对世界主要股票市场指数进行协整分析，发现国外股票市场之间存在长期的协整关系1。俞世典等运用VAR模型，协整检验和Granger检验对世界主要股票市场的联动性进行分析，发现主要股票市场指数变化存在某种相互影响关系2。高莹等运用VAR模型、Granger因果检验、脉冲响应分析及Johansen协整检验对沪深300指数和世界主要股票市场指数的关联性进行检验和分析

3、，得出我国股票市场指数与主要市场指数有一定的趋同性，我国资本市场与世界资本市场具有一定联动性的结论3。一些学者还分别对我国国内证券市场的关联性进行了研究，杨莉等运用VAR技术分析了中国股票价格指数之间的关联性4。陈雷等运用Granger因果检验分析了两市股票收益之间的关联性5。本文试图在前人的基础上研究中国股票市场与国际主要股票市场的联动关系，创新之处在于加入VEC模型并进行预测。二数据选取说明本文选取了国际上具有代表性的几种股票指数,包括上证综合指数、道琼斯工业指数、日经225指数、香港恒生指数,分别用SZ、DJ、NIK、HS代表。我们考察的时间段从2004年1月1日到2008又年12月12

4、日，一共5年时间。由于各国证券市场的节假日、停牌日期略有不同,所以交易日有所差异,我们将几个市场交易日不重叠的交易数据删,得到1083组数据,数据均来源于Wind资讯数据库。为缓解数据的波动性及异方差,对上述指数取对数，分别记为LNSZ、LNDJ、LNNIK、LNHS。三证券市场联动实证结果分析1单位根检验及结果在对时间序列做协整分析时,必须以样本数据的平稳性为前提条件,否则回归可能是伪回归，常用的单位根检验方法是ADF检验。对原时间序列进行回归后得到的ADF统计量假设大于给定显著水平的临界值，则说明序列为非平稳序列，否则序列平稳，然后继续对其一阶差分序列进行检验以确定其单整阶数，检验结果如表

5、l所示。表1 各指数序列单位根检验结果变量ADF临界值5%结论LNSZ-0.75-2.86不平稳LNSZ-34.11-2.86平稳LNDJ-0.45-2.86不平稳LNDJ-19.41-2.86平稳LNNIK-0.71-2.86不平稳LNNIK-34.04-2.86平稳LNHS-1.30-2.86不平稳LNHS-37.38-2.86平稳由表1可知，原序列都是不平稳的，而一阶差分后都是平稳的，即原序列是 I(0),差分序列是I(1)，可以进一步进行协整检验。2VAR模型检验为了明晰上证综合指数和道琼斯工业指数、日经225指数、香港恒生指数的短期相关性，分别建立向量自回归(VAR)模型。经过调试比

6、较建立2阶VAR模型如下内为t统计值,R2为拟合优度：LNSZ=0.94LNSZ(-1)+0.05LNSZ(-2)+0.05LNDJ(-1)-0.01LNDJ(-2)-0.2730.63 1.59 0.98 0.25 R2=0.9984LNDJ=0.04LNSZ(-1)-0.04LNSZ(-2)+0.85LNDJ(-1)+0.15LNDJ(-2)+0.031.85 -1.88 27.79 4.83 R2=0.9853LNSZ=0.95LNSZ(-1)+0.04LNSZ(-2)-0.03LNNIK(-1)+0.05LNNIK(-2)-0.1230.17 1.40 -0.84 1.27 R2=0.

7、9984LNNIK=-0.05LNSZ(-1)+0.05LNSZ(-2)+0.97LNNIK(-1)+0.03LNNIK(-2)-1.67 1.59 30.65 10.97 R2=0.9912LNSZ=0.95LNSZ(-1)+0.05LNSZ(-2)+0.03LNHS(-1)-0.02LNHS(-2)-0.0228.58 1.43 0.74 -0.61 R2=0.9984LNHS=-0.06LNSZ(-1)+0.06LNSZ(-2)+0.89LNHS(-1)+0.10LNHS(-2)+0.06-2.02 2.12 26.98 3.08 R2=0.9942从上面的结果可看出拟合优度都很高，说明

8、拟合的比较好，可知上证综合指数与道琼斯工业指数、香港恒生指数和日经225指数在短期内都具有很强的短期相关性，各滞后期变量能够解释对应变量。3.Granger因果关系检验及结果分析在VAR模型实证检验结果的基础上进一步地对指数序列的进行Granger因果检验。选取滞后阶数与VAR模型一致为2阶，检验结果如下表所示：表2 Granger因果关系检验结果原假设F-StatisticProbabilityLNSZ不是LNDJ的原因LNDJ不是LNSZ的原因1.77986.86460.16920.0011LNSZ不是LNNIK的原因LNNIK不是LNSZ的原因2.91959.38660.05449.1E

9、-05LNSZ不是LNHS的原因LNHS不是LNSZ的原因2.92610.62240.05400.5369由表2可知，在1%的显著水平下，LNDJ对LNSZ具有Granger引导关系，而LNSZ对LNDJ不具有引导关系。说明道琼斯工业指数在短期内对上证综合指数的变化有引导作用，而上证综合指数数的变化对道琼斯工业指数的变化不具有引导作用。同理，日经225指数对在短期内对上证综合指数的变化有引导作用，而上证综合指数数的变化对日经225指数的变化不具有引导作用；此外，上证综合指数与香港恒生指数之间相互引导关系很弱。4脉冲响应分析VAR模型是脉冲分析的基础，脉冲响应函数描述一个内生变量对误差冲击的反应

10、。这里使用调整自由度的Cholesky方法对VAR内生变量的残差正则化。图1至图3分别表示上证综合指数与本文研究的国际主要市场指数之间的脉冲响应图。(1)上证综合指数与道琼斯工业指数的脉冲响应分析图1描述了道琼斯工业指数与上证综合指数脉冲响应情况。图1(a)是时间序列LNDJ对时间序列LNSZ变化的响应，由图1(a)，给上证综合指数一个较强的正冲击后，道琼斯工业指数在接下来的两期内上升，但上升幅度较小，在第二期到达最高点，之后基本保持平稳。说明上证综合指数受到外部冲击后经市场传递给道琼斯工业指数，道琼斯工业指数仅发生微弱变化，即道琼斯工业指数对上证综合指数的响应较微弱，而且持续时间短。图1(b

11、)是时间序列LNSZ对序列LNDJ变化的响应，由图1(b)可以看出上证综合指数对于来自道琼斯工业指数的脉冲响应呈持续上升态势，说明道琼斯工业指数的冲击对上证综合指数有非常强的持续影响。图1(a) LNDJ对LNSZ变化的响应 图1(b) LNSZ对LNDJ变化的响应图1 上证指数与道琼斯工业指数的脉冲响应图(2)上证综合指数与日经225指数的脉冲响应分析图2描述了日经指数和上证综合指数脉冲响应情况。图2(a)是时间序列LNSZ对时间序列LNNIK变化的响应。由图2(a)，给上证综合指数负的冲击后对日经指数的影响为前两期有微弱反映之后呈现减弱趋势并基本保持为零，第五期后变为正值，说明上证综合指数

12、的变化对日经指数的影响强度和持续性都很微弱;图2(b)是时间序列LNSZ对时间序列LNNIK变化的响应图，由图2(b)，给日经225指数负的冲击后，沪深300指数对日经指数的冲击有较强的反映，而后一直保持较持续的平稳状态。图2(a) LNNIK对LNSZ变化的响应 图2(b) LNSZ对LNNIK变化的响应图2 上证指数与日经225指数的脉冲响应图(3)上证综合指数与香港恒生指数的脉冲响应分析图3描述了香港恒生指数与上证综合指数的脉冲响应结果。图3(a)是时间序列LNHS对时间序列LNSZ变化的响应。由图3(a)，给上证综合指数正的冲击后，香港恒生指数变化很小，几乎为0;图3(b)是时间序列L

13、NSZ对时间序列LNHS变化的响应。由图3(b)，恒生指数负的冲击沪深300指数的影响前两期明显下降，之后一直保持平稳状态，可以看出对上证综合指数的影响有较强的持续性。图3(a) LNHS对LNSZ变化的响应 图3(b) LNSZ对LNHS变化的响应图2 上证指数与香港恒生指数的脉冲响应图5、Johansen协整检验由上述VAR模型可知，短期内上证综合指数与本文考虑的国际主要市场指数之间存在短期相关关系，下面通过协整关系检验对上证综合指数与主要市场指数的长期均衡关系进行分析。由单位根检验结果可知，LNSZ、LNDJ、LNNIK和LNHS都是一阶单整序列，所以可以用极大似然估计法进行协整分析，本

14、文采用Johansen协整检验。由于VAR模型最大滞后阶数为2，所以选取滞后1阶，进行Johansen协整检验，结果如表3所示。表3 上证综合指数与国际主要市场指数之间的Johansen协整检验假设的协整方程个数特征值迹统计量临界值5%上证综合指数与道琼斯工业指数没有最多一个013320.000816.40030.907115.49473.8415上证综合指数与日经225指数没有最多一个0.011700.003021.76403.261215.49473.8415上证综合指数与香港恒生指数没有最多一个0.00530.00066.30120.610115.49473.8415从表3可以看出：上证

15、综合指数与道琼斯工业指数之间存在协整关系，即二者之间存在长期的均衡关系。同样道理，上证综合指数与日经225指数之间也存在长期的均衡关系，但上证综合指数与香港恒生指数之间不存在协整关系。6.建立VEC模型及预测由于上证综合指数与道琼斯工业指数以及日经225指数之间存在协整关系，下面建立VEC模型，并根据模型对上证综合指数进行预测。经过调试比较建立2阶VEC模型限于篇幅所得模型方程省略，预测结果如以下图所示，可见预测效果并不好。图4 建立VEC模型对上证综合指数的预测图四结论本文基于2004年1月1日到2008年12月12日的数据，应用向量自回归模型、Granger因果检验、脉冲响应分析及Joha

16、nsen协整检验实证研究了上证综合指数和道琼斯工业指数、香港恒生指数、日经225指数的短期、长期及因果关系，得出以下结论:(1)VAR模型和Johansen协整检验结果说明，上证综合指数和国际主要市场指数在短期内存在较强的相关关系;长期内除与香港恒生指数不存在协整关系外，与其它指数存在协整关系。这是因为，首先随着开放进程加速，我国股票市场与宏观经济的发展基本一致，逐渐成为经济发展的指示器，股票价格指数基本反映经济发展的整体趋势及水平;其次，近年日本和香港经济在美国带动下稳步增长，我国经济与世界经济特别是美、日经济的联系日益紧密。(2)Granger因果分析显示国际主要市场指数对上证综合指数具有Granger引导关系，反之不然。国际主要指数与上证综合指数的脉冲响应分析说明，世界主要指数对上证综合指数前几期的脉冲响应明显，之后保持一个较低的水平;国际主要指数受外部条件的某一冲击后，经市场传递给上证综合指数，给上证综合指数带来同向的冲击，并且这一冲击具有较长较强的持续效应。由此可以看出我国经济在与世界经济紧密联系的同时，中国经济自身对外界的影响力度还不够强大，相比较而言受外界的影响较多，还不能与世界完全互动。参考文献：1陈守东，韩广析，荆伟.主要股票市场指数与我国股票市场指数间的协整分析J.数量经