亞洲主要國(guó)家股票市場(chǎng)對(duì)中國(guó)香港股市的影響性研究

北京交通大學(xué)經(jīng)管學(xué)院　赫憲坤　劉德紅

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亞洲主要國(guó)家股票市場(chǎng)對(duì)中國(guó)香港股市的影響性研究

北京交通大學(xué)經(jīng)管學(xué)院赫憲坤劉德紅

摘 要：研究主要亞洲國(guó)家股市對(duì)中國(guó)香港股市的影響，可及時(shí)對(duì)亞洲國(guó)家股市的不利影響采取預(yù)防措施。本文選取2009 年1月5日至2013年12月31日期間，恒生指數(shù)、KOSPI指數(shù)、日經(jīng)指數(shù)、印尼股票指數(shù)、菲律賓股票指數(shù)的當(dāng)日收盤(pán)價(jià)作為研究對(duì)象，共計(jì)1220組數(shù)據(jù)，采用單位根檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，利用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法對(duì)是否存在長(zhǎng)期的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行分析。最終得出結(jié)論：亞洲發(fā)達(dá)國(guó)家股票市場(chǎng)對(duì)恒生指數(shù)的影響較大，發(fā)展中國(guó)家對(duì)恒生指數(shù)的影響較小。

關(guān)鍵詞：股票指數(shù) 收盤(pán)價(jià) 影響

1　選題背景

全球經(jīng)濟(jì)一體化的步伐在不斷加快，各國(guó)之間的貿(mào)易往來(lái)頻繁，價(jià)值趨同效應(yīng)也更加明顯。股市是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的晴雨表，當(dāng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)受到外部沖擊時(shí)，本國(guó)股市會(huì)發(fā)生相應(yīng)的漲跌變化，對(duì)于國(guó)外的股票市場(chǎng)也會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的影響。恒生指數(shù)建立較早，較成熟，制度較完善，大陸有較多企業(yè)選擇在香港上市，研究恒生指數(shù)對(duì)研究大陸股市具有一定的借鑒意義。

2　文獻(xiàn)綜述及創(chuàng)新點(diǎn)

俞雅娟（2013）對(duì)于大陸股市與香港股市的研究中，以QFII的推出為節(jié)點(diǎn)，指出在QFII推出之前大陸與香港股市的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)較弱，QFII推出之后的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)較強(qiáng)。羅雪玲（2014）對(duì)于滬深300與道瓊斯工業(yè)平均指數(shù)的研究中，利用協(xié)整檢驗(yàn)考察中美之間股市的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，然后進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明，長(zhǎng)期的中美股市不存在均衡關(guān)系；在短期內(nèi)，道瓊斯工業(yè)指數(shù)對(duì)滬深300具有顯著的波動(dòng)溢出和均值溢出效應(yīng)。

國(guó)內(nèi)外對(duì)于各國(guó)股市間的研究基本是兩個(gè)國(guó)家間進(jìn)行的，主要集中在發(fā)達(dá)國(guó)家間。本文從發(fā)達(dá)國(guó)家股票市場(chǎng)和發(fā)展中國(guó)家股票市場(chǎng)出發(fā)，得出發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家股票市場(chǎng)對(duì)中國(guó)香港股市的影響，使文章的研究更具有代表性和創(chuàng)新性。

3　一階差分的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.1符號(hào)特殊說(shuō)明

3.2數(shù)據(jù)處理

由于中國(guó)香港與其他四個(gè)國(guó)家的休假制度的不同，使得在同一日的股指存在差異，為了避免這一現(xiàn)象的發(fā)生，當(dāng)t日的數(shù)據(jù)缺失時(shí)可用t-1日的數(shù)據(jù)進(jìn)行替代。

3.3樣本數(shù)據(jù)特征

因方差的大小代表股市收盤(pán)價(jià)格波動(dòng)性的大小，對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的市場(chǎng)而言，它們的股市的波動(dòng)性要明顯小于發(fā)展中國(guó)家的股市，說(shuō)明發(fā)展中國(guó)家股市的風(fēng)險(xiǎn)要相對(duì)大一些。由峰度值和偏度值可知，這些股指并非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，根據(jù)JB檢驗(yàn)值，拒絕正態(tài)分布假設(shè)。

3.4樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

對(duì)恒生指數(shù)、KOSPI股票指數(shù)、日經(jīng)指數(shù)、印尼股票指數(shù)、菲律賓股票指數(shù)的收盤(pán)價(jià)的對(duì)數(shù)及其一階差分做單位根ADF檢驗(yàn)。因這五個(gè)股票市場(chǎng)一階差分的概率P值完全小于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，通過(guò)單位根檢驗(yàn)，而收盤(pán)價(jià)對(duì)數(shù)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果的P值都大于，因此屬于非平穩(wěn)的時(shí)間序列。

4　協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

殘差項(xiàng)：

經(jīng)相同步驟可求得其他三個(gè)股票市場(chǎng)的殘差項(xiàng)，并進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。結(jié)果分析可知：與回歸殘差項(xiàng)的P值小于，拒絕原假設(shè)，與存在協(xié)整關(guān)系；與回歸殘差項(xiàng)的P值大于，支持原假設(shè)，與不存在協(xié)整關(guān)系；與回歸殘差項(xiàng)的P值小于，拒絕原假設(shè)，與存在協(xié)整關(guān)系；與回歸殘差項(xiàng)的P值大于，支持原假設(shè)，與不存在協(xié)整關(guān)系；與、、、回歸殘差項(xiàng)的P值小于，拒絕原假設(shè)，與、、、存在協(xié)整關(guān)系。存在協(xié)整關(guān)系，現(xiàn)對(duì)分別對(duì)香港恒生指數(shù)與韓國(guó)股票指數(shù)、印度尼西亞股票指數(shù)及與這四個(gè)市場(chǎng)整體建立誤差修正模型。

中國(guó)香港恒生指數(shù)與韓國(guó)股票指數(shù)的誤差修正模型是：由于

模型通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，變量符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，誤差修正項(xiàng)符號(hào)為負(fù)，復(fù)合反向修正機(jī)制。模型反映了與的短期波動(dòng)機(jī)制，當(dāng)外部發(fā)生變化時(shí)，外部偏差的0.9562%將會(huì)被修正。實(shí)際值與擬合值的擬合效果較好。

恒生指數(shù)與印度尼西亞股票指數(shù)的誤差修正模型是：

模型通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，變量符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，誤差修正項(xiàng)符號(hào)為負(fù)，復(fù)合反向修正機(jī)制。模型反映了與的短期波動(dòng)機(jī)制，當(dāng)外部發(fā)生變化時(shí)，外部偏差的1.354%將會(huì)被修正。

中國(guó)香港恒生指數(shù)與KOSPI股票指數(shù)、日經(jīng)指數(shù)、印度尼西亞股票指數(shù)、菲律賓股票指數(shù)的收盤(pán)價(jià)的對(duì)數(shù)整體的誤差修正模型是：

模型通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，變量符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，誤差修正項(xiàng)符號(hào)為負(fù)，復(fù)合反向修正機(jī)制。模型反映了與、、、的短期波動(dòng)機(jī)制，當(dāng)外部發(fā)生變化時(shí)，外部偏差的2.2902%將會(huì)被修正。

5　格蘭杰結(jié)果檢驗(yàn)

綜上所述，發(fā)達(dá)國(guó)家韓國(guó)、日本股市的變化，并未對(duì)中國(guó)香港股市產(chǎn)生聯(lián)動(dòng)性的影響，但是中國(guó)香港股市的變化卻對(duì)這兩個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家造成了影響；發(fā)展中國(guó)家印度尼西亞、菲律賓股市的變化對(duì)中國(guó)香港股市產(chǎn)生了聯(lián)動(dòng)性的影響，但是中國(guó)香港股市的變化卻未對(duì)他們的股票走勢(shì)產(chǎn)生影響。

6　脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

在向量的自回歸模型中，當(dāng)韓國(guó)、日本、菲律賓、印度尼西亞股票市場(chǎng)的某期的擾動(dòng)變化時(shí)，會(huì)通過(guò)他們與中國(guó)香港恒生的動(dòng)態(tài)聯(lián)系對(duì)該期后的變量產(chǎn)生連鎖反應(yīng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)恰可對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)。

恒生指數(shù)對(duì)自身的一直存在響應(yīng)，保持在0.014左右，對(duì)自身的誤差解釋及預(yù)測(cè)能力比較高，貢獻(xiàn)率較高；韓國(guó)股市對(duì)恒生指數(shù)的響應(yīng)逐漸變大，解釋預(yù)測(cè)能力在逐漸增加，貢獻(xiàn)率增加；恒生指數(shù)對(duì)韓國(guó)指數(shù)的響應(yīng)在第1期開(kāi)始逐漸變大，解釋預(yù)測(cè)能力增加，貢獻(xiàn)率較大；韓國(guó)股市對(duì)自身的響應(yīng)在減小，解釋預(yù)測(cè)能力減小。

日本股市對(duì)恒生指數(shù)的響應(yīng)從第1期到第2期逐漸增加，后來(lái)基本維持不變，貢獻(xiàn)率也維持不變；恒生指數(shù)對(duì)韓國(guó)指數(shù)響應(yīng)從第2期開(kāi)始，并一直較小，解釋預(yù)測(cè)能力減?。蝗毡緦?duì)自身的響應(yīng)一直在0.014左右，并有逐漸減弱的趨勢(shì)，貢獻(xiàn)率逐漸下降。

印度尼西亞股市對(duì)恒生指數(shù)的響應(yīng)基本為0，解釋預(yù)測(cè)能力較弱；而恒生指數(shù)對(duì)印度尼西亞指數(shù)的響應(yīng)從第0.5期開(kāi)始，并逐漸上升，貢獻(xiàn)率逐漸上升；印度尼西亞對(duì)自身的響應(yīng)一直在0.015左右，對(duì)自身的解釋預(yù)測(cè)能力較強(qiáng)。

菲律賓股市對(duì)恒生指數(shù)的影響隨著時(shí)間的推移在逐漸變小，在第8期時(shí)減為零，影響結(jié)果為正值，對(duì)于恒生指數(shù)的解釋預(yù)測(cè)能力較弱，貢獻(xiàn)率較低；而恒生指數(shù)對(duì)菲律賓指數(shù)響應(yīng)從第二期開(kāi)始，并逐漸上升，貢獻(xiàn)率上升；菲律賓指數(shù)對(duì)自身的響應(yīng)一直較大，維持在0.013左右，即對(duì)于自身的解釋預(yù)測(cè)能力較強(qiáng)，貢獻(xiàn)率比較高。

7　結(jié)語(yǔ)

本文對(duì)亞洲主要發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家股市對(duì)中國(guó)香港股市的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行了深入的研究。最終得出以下結(jié)論。

（1）這五個(gè)股票市場(chǎng)收盤(pán)價(jià)的對(duì)數(shù)都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，而它們的一階差分是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

（2）恒生指數(shù)收盤(pán)價(jià)的對(duì)數(shù)分別與韓國(guó)指數(shù)、印度尼西亞收盤(pán)價(jià)的對(duì)數(shù)存在協(xié)整關(guān)系，并且與韓國(guó)、日本、印尼、菲律賓這四個(gè)股票市場(chǎng)存在整體的協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明這五個(gè)股票市場(chǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。誤差修正模型證實(shí)，修正結(jié)果較好，實(shí)際值與擬合值的擬合效果較好。

（3）發(fā)達(dá)國(guó)家韓國(guó)、日本股市波動(dòng)不是恒生指數(shù)波動(dòng)的格蘭杰原因，而發(fā)展中國(guó)家印度尼西亞、菲律賓是恒生指波動(dòng)的格蘭杰原因。

（4）在脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解中，發(fā)達(dá)國(guó)家韓國(guó)、日本股市對(duì)于恒生指數(shù)的響應(yīng)較大，貢獻(xiàn)率較高，而發(fā)展中國(guó)家印尼、菲律賓的股市對(duì)于恒生指數(shù)的響應(yīng)較小，貢獻(xiàn)率較低。

主流的開(kāi)放度較高的發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)中國(guó)香港的影響要大一些，而發(fā)展中國(guó)家對(duì)于恒生指數(shù)的影響要小很多。

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中圖分類(lèi)號(hào)：F832.5

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：2096-0298（2016）04（c）-061-03