中國A股與Ｂ股的市場分割性檢驗(yàn)

1、 編號：類別： 中國A股與股的市場分割性檢驗(yàn)* 本文將發(fā)表于<<經(jīng)濟(jì)研究>>2002年第4期目 錄1、 市場分割研究理論述評2、 A、B股市場分割的實(shí)證檢驗(yàn)設(shè)計(jì)3、 實(shí)證檢驗(yàn)的過程及結(jié)果分析4、 結(jié)論內(nèi)容提要本文以布萊克版CAPM作為理論模型，修正國外先進(jìn)的市場分割檢驗(yàn)?zāi)Ｊ?，運(yùn)用較復(fù)雜的計(jì)量經(jīng)濟(jì)估計(jì)方法對我國A、B股市場的一體化(或分割性)進(jìn)行實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果表明，中國A、B股市場在很大程度上是一體化的。關(guān)鍵詞：分割性 一體化 CAPM一、市場分割研究理論述評股票市場分割（Market Segmentation）檢驗(yàn)是對兩個(gè)或多個(gè)市場的股票價(jià)格是否遵循統(tǒng)一的定價(jià)模式進(jìn)

2、行假設(shè)檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)論支持統(tǒng)一定價(jià)假設(shè)則稱市場是一體化(integration)的，否則稱市場是分割的。所謂統(tǒng)一的定價(jià)，指的是這樣一種情況，即投資者在不同市場上投資于相似的金融工具，獲得的經(jīng)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的預(yù)期收益率是相等的。國外文獻(xiàn)對股票市場分割研究的論述頗豐，自本世紀(jì)70年代就有了有關(guān)這方面的研究。早期的研究是試圖通過兩個(gè)市場指數(shù)之間的相關(guān)關(guān)系來區(qū)分兩個(gè)市場是一體化的還是分割的；但Adler & Dumas(1975,1983)，Solnik(1974b)的研究表明，市場指數(shù)之間的協(xié)方差不能證明市場是一體化還是分割的。Solnik (1977) 就國際資本市場是一體化還是分割的問題進(jìn)行了

3、論述，并且對市場分割的檢驗(yàn)作了理論探討，闡述了對國際市場的一體化或分割性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的困難。他認(rèn)為，對市場分割的有效檢驗(yàn)方法似乎應(yīng)該是先假定一種引起市場分割的不完美的市場型態(tài)，然后去研究這種型態(tài)對投資組合最優(yōu)化和資產(chǎn)定價(jià)的特定影響。Stehle (1977) 以Sharpe-Lintner CAPM模型為基礎(chǔ)，假定投資者具有對數(shù)效用函數(shù)，推導(dǎo)出了檢驗(yàn)市場分割與市場一體化假設(shè)的兩類模型。然后，運(yùn)用上述模型，以美國紐約股票交易所上市的股票月度數(shù)據(jù)為樣本，檢驗(yàn)美國市場與包括比利時(shí)、加拿大、法國、德國、意大利、日本、荷蘭、瑞士、英國和美國在內(nèi)的世界股票市場之間分割或一體化的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)美國市場與世界

4、市場之間既拒絕分割也拒絕一體化。Stehle首次以CAPM模型為基礎(chǔ)對市場分割與一體化檢驗(yàn)方法進(jìn)行革新，使市場分割性研究由以前分析指數(shù)相關(guān)性向前推進(jìn)了一大步，為后來學(xué)者的同類研究提供方法論指導(dǎo)。其不足之處是對市場的假設(shè)要么是完全分割要么是完全一體化，沒有在模型中設(shè)置一種中間情況，即中等程度的分割。Vihang Errunza 和Etienne Losq (1985) 檢驗(yàn)了世界資本市場的“中等程度的市場分割”(mild segmentation)假定。他們按照Solnik (1977) 建議，引進(jìn)了一種不完美的市場型態(tài)中等程度的市場分割，這種型態(tài)假定有一批投資者由于政府的限制不能交易某些證券構(gòu)

5、成的證券子集 (a subset of securities)，而其他的投資者可以不受限制地投資于任何證券，于是這一證券子集就擁有一個(gè)“超額的”(super)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。在中等程度市場分割的假定下，Vihang Errunza 和Etienne Losq首先推導(dǎo)出一個(gè)定價(jià)模式，接著在定價(jià)模式的基礎(chǔ)上演繹出檢驗(yàn)?zāi)Ｊ?，然后利用從美國隨機(jī)選取的股票以及九個(gè)非發(fā)達(dá)國家中選取的具有大交易量的股票19761980年的月收益率數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果沒有與中等程度市場分割假定相違背，因此可以認(rèn)為中等程度的市場分割得到支持。 Errunza 和Etienne Losq首次在市場分割性研究中假設(shè)中等程度

6、分割情況，而在此之前研究的要么是完全分割，要么是完全一體化。但是這種方法要求選取的樣本股的交易要非?；钴S成交量要大，這樣就限制了該方法的適用性。Philippe Jorion 與 Eduardo Schwartz (1986) 采用CAPM模型研究股票市場指數(shù)的分割問題，他們認(rèn)為，如果市場是一體化的，則世界市場指數(shù)具有均值方差有效性（mean-variance efficient），這樣，只有被CAPM定價(jià)過的風(fēng)險(xiǎn)才是相對世界市場指數(shù)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，另一方面，完全分割的市場就意味著只有國內(nèi)因素，即國內(nèi)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)才進(jìn)入資產(chǎn)定價(jià)模型。他們以CAPM為理論模型，采用類似于Stehle (1977) 推導(dǎo)出

7、來的檢驗(yàn)?zāi)Ｊ剑\(yùn)用極大似然估計(jì)方法，考察了加拿大股票市場與整個(gè)北美市場一體化還是分割的問題。Jorion 和Schwartz利用19681982年多倫多股票交易所上市的749只股票的月收益率（選取樣本時(shí)要求每只股票月觀察值達(dá)60個(gè)以上）及整個(gè)北美股票市場指數(shù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)市場一體化假設(shè)遭到拒絕，而市場分割假定通過假設(shè)檢驗(yàn)。其后，他們進(jìn)一步將樣本分為兩個(gè)子樣本，一個(gè)包括同時(shí)在加拿大與美國上市的股票（即交叉上市），另一個(gè)不包括交叉上市的股票，實(shí)證結(jié)果表明兩個(gè)子樣本都拒絕市場一體化假定，從而說明兩個(gè)市場是分割的。Jorion和Schwartz的檢驗(yàn)，在理論模式上沿襲前人的成果，檢驗(yàn)?zāi)Ｊ皆赟t

8、ehle的方法上有所推進(jìn)，尤其改進(jìn)了對交易不活躍股票的Beta系數(shù)的估計(jì)，其結(jié)論為后人研究提供對比基礎(chǔ)。Mustafa N. Gultekin, N. Bulent Gultekin 和 Alessandro Penati (1989) 運(yùn)用多因素資產(chǎn)定價(jià)模型 (Multi-factor Asset Pricing Model)，利用日本1977.1.11984.12.31股票周收益率數(shù)據(jù)，研究了日本與美國股票市場的一體化問題。1980年12月日本頒布了外匯外貿(mào)管理法，完全取消資本管制。他們分別以該法頒布之前的四年及之后的四年作為子樣本研究兩個(gè)國家的資產(chǎn)定價(jià)模式，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在該法頒布之前的四年內(nèi)

9、日本與美國股票市場的風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)是不同的，而在該法頒布之后的四年內(nèi)風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)相同。這就說明兩國的股票市場一體化程度隨著市場自由化的深化而增強(qiáng)，進(jìn)而表明市場分割是由政府的資本管制政策引起的。Gultekin, Gultekin 和Penati首次在市場分割研究領(lǐng)域中采用多因素模型，豐富了市場分割研究的方法論；但是這一方法有一個(gè)最根本的缺陷，就是納入模型的因素的選取帶有較大主觀性，這勢必影響研究結(jié)論的可靠性。Usha R. Mittoo (1992) 運(yùn)用了CAPM與多因素資產(chǎn)定價(jià)兩種模式，重新檢驗(yàn)了19771986年期間（這一期間相對沒有資本管制）加拿大與美國股票市場分割性。在這兩種模式下，檢驗(yàn)結(jié)果顯

10、示這一時(shí)期兩國股票市場的一體化程度不斷加強(qiáng)：1977-1981年兩個(gè)市場是分割的，與Jorion和Schwartz (1986) 對1968-1982年兩個(gè)市場的檢驗(yàn)結(jié)論相似；而1982-1986年則支持市場一體化假定。此外，他們運(yùn)用多因素資產(chǎn)定價(jià)模式，考察了加拿大上市公司在美國交易所或NASDAQ交叉上市的股票及沒有在美國上市只在加拿大本土上市的股票，檢驗(yàn)結(jié)果表明交叉上市的股票滿足一體化假定，而沒有交叉上市的股票更傾向于市場分割假定。Mittoo采用CAPM模型進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，其方法與Jorion 和 Schwartz (1986) 相類；采用多因素定價(jià)模型檢驗(yàn)的方法與Gultekin, Gul

11、tekin 和Penati (1989) 相似。他的突出貢獻(xiàn)是分別采用兩種模式檢驗(yàn)同樣兩個(gè)市場的分割性，這樣就檢查了這兩個(gè)模式進(jìn)行市場分割檢驗(yàn)的效果大小，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這兩種方法的檢驗(yàn)力很相近，多因素模式檢驗(yàn)力稍強(qiáng)些，但是多因素方法有我們前文提到過的因素選取有主觀性的缺陷。John Y. Campbell 和 Yasushi Hamao (1992) 運(yùn)用實(shí)證研究方法，提供了美國與日本的長期資本市場一體化的證據(jù)。他們利用美國與日本的證券組合的每月超過美國國庫券（Treasury bill）利率的超額收益率的可預(yù)見性來研究兩個(gè)國家的長期資本市場的一體化問題。在19711990年期間，兩個(gè)國家可采用相似

12、的變量（包括股息價(jià)格比和利率）來預(yù)測超額收益。此外，在80年代，采用美國的這些變量有助于預(yù)測日本股票的超額收益，這就說明兩個(gè)國家的預(yù)期超額收益是同向變動(dòng)的，從而表明兩個(gè)國家的長期資本市場趨向一體化。Campbell和Hamao為市場分割提供了一個(gè)新的檢驗(yàn)方法，但這一方法只適用于該文研究的這種特殊案例中，其推廣有很大難度。國內(nèi)研究情況：從公開發(fā)表的文獻(xiàn)看，國內(nèi)在這方面的研究目前還是空白，從而本文的研究沒有前人的研究可供參考，啟迪思維；盡管有國外的相關(guān)文獻(xiàn)可供參考，但畢竟國外的市場與我國股票市場有著巨大的差別，所以本文對我國股票市場分割研究在國內(nèi)的該領(lǐng)域研究算是開一個(gè)頭，不免有差錯(cuò)及考慮不周之處。

13、由于多因素模型因素之選取帶有主觀性，本文不予采用，而是采用CAPM作為理論模式，然后對Stehle(1977)最先推導(dǎo)出來，Jorin和Schwartz (1986) 以及Mittoo (1992) 用于檢驗(yàn)一國股票市場與全球市場之間分割性的檢驗(yàn)?zāi)Ｊ竭M(jìn)行綜合、整理與修正，移植到我國國內(nèi)A、B股市場之間的分割性檢驗(yàn)，同時(shí)對估計(jì)方法與估計(jì)過程進(jìn)行改進(jìn)。二、A、B股市場分割的實(shí)證檢驗(yàn)設(shè)計(jì)下文先進(jìn)行B股市場與整個(gè)股票市場之間的一體化(分割性)檢驗(yàn)。(一) 樣本選取為了比較不同時(shí)期市場一體化或分割性的變化，我們選取兩個(gè)不同的樣本期進(jìn)行研究。第一個(gè)樣本：取1994年1月15日前上市的B股為樣本股，以199

14、4.1.2000.6.的交易收盤價(jià)為研究對象。這樣的樣本股上海有20只，深圳有19只，其上市公司都是雙重掛牌(dual listing)公司。在檢驗(yàn)過程中，分別以間隔雙周及一個(gè)月的收益率計(jì)算，用以比較計(jì)算間隔期之不同對檢驗(yàn)結(jié)果的影響。第二個(gè)樣本：取1997年6月30日前上市的B股為樣本股，以1997.7.2000.6.的交易收盤價(jià)為研究對象。這樣的樣本股上海有41只，其中只發(fā)行B股而無A股的公司有5家；深圳有47只，其中只發(fā)行B股而無A股的公司有9家。由于樣本期短，而估計(jì)至少需要六十個(gè)收益率觀察值，所以以間隔雙周的收益率計(jì)算。(二) 檢驗(yàn)?zāi)Ｊ降倪x擇與調(diào)整注釋： 市場一體化（分割）檢驗(yàn)?zāi)Ｊ阶钤缬?/p>

15、Stehle (1977) 推導(dǎo)出來，后經(jīng)Jorion和Schwartz(1986)以及Mittoo(1992)改造，運(yùn)用于加拿大證券市場與世界證券市場之間的一體化檢驗(yàn)。本文將他們的檢驗(yàn)?zāi)Ｊ郊右孕拚?，用于中國國?nèi)B股市場與整個(gè)股票市場之間的一體化（分割）性檢驗(yàn)。參見：Stehle, 1977, an Empirical Test of the Alternative Hypotheses of National and International Pricing of Risky Assets; Jorion and Schwartz,1986, Integration vs. Segment

16、ation in the Canadian Stock Market; Mittoo, 1992, Additional Evidence on Integration in the Canadian Stock Market。下面采用CAPM作為理論模式，接著對Stehle(1977)最先推導(dǎo)出來，Jorin和Schwartz (1986) 以及Mittoo (1992) 用于檢驗(yàn)一國股票市場與全球市場之間分割性的檢驗(yàn)?zāi)Ｊ竭M(jìn)行綜合、整理與修正，然后移植到我國國內(nèi)A、B股市場之間的分割性檢驗(yàn)。給定Black的CAPM模型：(1)式中，為資產(chǎn)的期望收益率，為無風(fēng)險(xiǎn)收益率，為零-資產(chǎn)收益率與無風(fēng)險(xiǎn)

17、收益率之差，為市場組合收益率。如果A、B股市場一體化，則綜合市場指數(shù)具有均值-方差有效性，即股票定價(jià)完全由綜合市場組合收益率決定，B股指數(shù)收益率不進(jìn)入資產(chǎn)定價(jià)模型，也就是相對于B股市場組合收益率的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)對資產(chǎn)定價(jià)沒有任何解釋力，但是，很顯然不能通過一個(gè)對的單元回歸來加以檢驗(yàn)，因?yàn)锽股市場組合收益率與綜合市場組合收益率正相關(guān)，而對兩個(gè)市場組合收益率的多元回歸則會由于存在多重共線性而無法進(jìn)行。因此，我們必須將B股市場組合收益率中與綜合市場組合收益率不相關(guān)的部分分離出來，我們?nèi)股指數(shù)收益率代表B股市場組合收益率，取綜合指數(shù)收益率代表綜合市場組合收益率，這樣通過作B股指數(shù)收益率對綜合指數(shù)收益率的投

18、影就可將不相關(guān)部分分離出來。(2)為回歸殘差項(xiàng)，其含義是B股指數(shù)收益率中與綜合指數(shù)收益率無關(guān)的那一部分，。于是市場一體化的檢驗(yàn)?zāi)Ｊ綖?3)式中，為股票的期望收益率，為無風(fēng)險(xiǎn)收益率，、為常數(shù)，為相對于綜合市場指數(shù)收益率的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，為相對于殘差的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。如果市場完全一體化，則。一只股票的風(fēng)險(xiǎn)收益率可分為三部分：第一部分與綜合市場收益率完全相關(guān)，第二部分與殘差完全相關(guān)，第三部分與這兩個(gè)因素都無關(guān)。于是有：(4)式中，于是有：(5)將式(3)代入式(5)，且由式(1)可得，于是有(6)檢驗(yàn)市場一體化，就是檢驗(yàn)式(6)中是否成立。對于市場分割檢驗(yàn)?zāi)Ｊ降耐茖?dǎo)與上述市場一體化檢驗(yàn)?zāi)Ｊ降耐茖?dǎo)過程相似，只需將

19、各公式中變量上標(biāo)或下標(biāo)與的位置互換即可。于是，對于市場分割只需檢驗(yàn)在式(7)中，是否成立。(7)(三) 估計(jì)方法的推導(dǎo)與選擇第一步，將樣本股按或排序后分組。分別采用式(8)(11)估計(jì)樣本股相對綜合指數(shù)收益率與B股指數(shù)收益率的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)與。由于B股交易比較不活躍( infrequent trading)，為了減少交易不活躍股票的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)度量誤差，我們采用Dimson(1979)提出來的方法 使用Dimson方法估計(jì)的誤差減少，參見：Dimson, 1979, Risk Measurement When Shares Are Subject to Infreqent Trading.，估計(jì)滯后兩期

20、、滯后一期、同期、提前一期，然后將它們加總，得到。(8)(9)(10)(11)采用兩種方法分組：先按大小排序，將樣本股等分為組，再對每組股票按大小排序，每組等分為小組，這樣共得到個(gè)組，每組有只股票。：先按大小排序，將樣本股等分為組，再對每組股票按大小排序，每組等分為小組，這樣共得到個(gè)組，每組有只股票。計(jì)算各組的平均收益率：(12)i=1, 2, , N是第個(gè)投資組合在時(shí)刻的收益率，表示組合中所有股票在時(shí)刻的收益率之和。第二步，求殘差序列。(13)采用普通最小二乘法（OLS）對(13)進(jìn)行估計(jì)，得到殘差第三步，求股票組合相對綜合指數(shù)收益率與B股指數(shù)收益率的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)、。(14)i=1, 2, ,

21、N(15)(16)對方程組(14)采用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì) 在Gibbons的多元回歸模型（MVRM）中對式（14）的估計(jì)采用OLS分別對每個(gè)方程進(jìn)行估計(jì)。參見：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.，求出及，（k=-2, -1, 0, 1），然后根據(jù)式(15)與式(16)計(jì)算出、。第四步，求出的初始估計(jì)值對式(14)兩邊求期望，再與式(3)比較可得：(17)使用從方程組(14)回歸中得到的個(gè)殘差序列，計(jì)算這些方程的同期協(xié)方差陣的估計(jì)量，然后運(yùn)用廣義最小二乘法（GLS

22、）對式(17)進(jìn)行回歸分析，估計(jì)出： Black, Jensen和Scholes(1972)曾采用普通最小二乘法估計(jì)。參見：Black, F., M. C. Jensen and M. Scholes, 1972, the Capital Asset Pricing Model: Some Empirical Finding.(18)式中，、采用式(14)估計(jì)所得估計(jì)值，是元素為1的階向量。第五步，求出的初始估計(jì)值由(3)知道以前面估計(jì)出來的、作為已知值，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)(Panel-data)采用最小二乘法（OLS）擬合回歸方程：(19)1，2，; 1, 2, , 可得的初始值。第六步，估計(jì)的最

23、終值由式(6)知：(20)這是一個(gè)非線性方程，我們采用泰勒級數(shù)展開式（Taylor series expansion）將非線性因子與線性化 Gobbins(1982)在將Black版的CAPM的非線性限制線性化時(shí)也是采用泰勒級數(shù)展開式。參見：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.，以便于進(jìn)行回歸估計(jì)。(21)(22)將式(21)與式(22)代入式(20)可得線性化后的方程：(23)對式(23)采用系統(tǒng)估計(jì)法似無關(guān)回歸(SUR)方法進(jìn)行回歸，可估計(jì)出系數(shù)、與，查看回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)檢

24、驗(yàn)值判斷它的統(tǒng)計(jì)顯著性。市場分割檢驗(yàn)的實(shí)證估計(jì)方法與上述方法類似。從估計(jì)方法與估計(jì)過程看，本文主要做了以下改進(jìn)：一是對交易不活躍的B股個(gè)股的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)采用Dimson (1979) 的方法以減少估計(jì)誤差；二是對初值的估計(jì)采用廣義最小二乘法以提高估計(jì)精度；三是對非線性因子與進(jìn)行線性化以便進(jìn)行回歸估計(jì)；四是引入系統(tǒng)估計(jì)法SUR對式（23）進(jìn)行估計(jì)，以提高估計(jì)精度。三、實(shí)證檢驗(yàn)的過程及結(jié)果分析(一) 估計(jì)過程變量取值 上海B股指數(shù)采用上證B股指數(shù)(代碼1a003)，上海綜合指數(shù)采用上證指數(shù)（代碼1a001）；深圳B股指數(shù)采用深成B股（代碼2a03），深圳綜合指數(shù)采用深圳成份指數(shù)（代碼2a01）。

25、以B股指數(shù)為參照系，綜合指數(shù)取與之對應(yīng)交易日的數(shù)據(jù)，B股個(gè)股以B股指數(shù)交易日為參照，指數(shù)有交易B股無交易的，補(bǔ)充個(gè)股收盤價(jià)（取停牌前一天的收盤價(jià)代替），然后采用對指數(shù)數(shù)據(jù)直接求收益率，對個(gè)股價(jià)格復(fù)權(quán)后再求收益率。無風(fēng)險(xiǎn)收益率取央行公布的個(gè)人儲蓄三個(gè)月定期存款利率。上交所市場一體化（分割性）檢驗(yàn)1樣本為1994年1月15日前上市的B股股票，以及同期價(jià)格指數(shù)與無風(fēng)險(xiǎn)收益率，樣本期為1994.12000.6，采用月收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。我們從20只滿足條件的股票中選取了16只作為樣本股，計(jì)算出與；然后先按()大小將16只股票等分為2組，接著對每組按()大小再等分為2小組，這樣得到4個(gè)股票組合，每個(gè)組合

26、包括4只股票，求得每個(gè)組合78期收益率。接下來就按前述估計(jì)方法依步估計(jì)。2樣本為1994年1月15日前上市的B股股票，樣本期為1994.12000.6，采用雙周收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。選取與上同樣的16只股票作為樣本，分組方法也相同，因?yàn)槭找媛视?jì)算間隔變短，于是求得162期收益率。3樣本為1997年6月30日前上市的B股股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。從41只滿足條件的股票中選取36只作為樣本股，計(jì)算出與；然后先按()大小將36只股票等分為3組，接著對每組按()大小再等分為3個(gè)小組，這樣得到9個(gè)股票組合，每個(gè)組合包括4只股票；再求得每個(gè)組合74期收益率。接下來就

27、按前述估計(jì)方法依步估計(jì)。4樣本為1997年6月30日前上市僅發(fā)行B股的公司股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。這樣的股票共有5只，對其不進(jìn)行分組，直接進(jìn)行一體化(分割)性 檢驗(yàn)。深交所市場一體化（分割性）檢驗(yàn)1樣本為1994年1月15日前上市的B股股票，樣本期為1994.12000.6，采用月收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。從19只滿足條件的股票中選取16只股票作為樣本，分組方式與上交所第1種情形相同，每個(gè)組合的收益率也是78期。2樣本為1994年1月15日前上市的B股股票，樣本期為1994.12000.6，采用雙周收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。與第1種情形相同，只是每個(gè)組合的收益率

28、期數(shù)增加為161期。3樣本為1997年6月30日前上市的B股股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。從47只滿足條件的股票中選取45只作為樣本，計(jì)算出與；然后先按()大小將45只股票等分為3組，接著對每組按()大小再等分為3個(gè)小組，這樣得到9個(gè)股票組合，每個(gè)組合包括5只股票；再求得每個(gè)組合73期收益率。接下來就按前述估計(jì)方法依步估計(jì)。4樣本為1997年6月30日前上市僅發(fā)行B股的公司股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。滿足條件的股票共有9只，不對其分組，直接依估計(jì)方法進(jìn)行一體化(分割)性檢驗(yàn)。(二) 實(shí)證結(jié)果分析按上述估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證

29、分析，我們得到的實(shí)證結(jié)果如表1與表2所示。從上交所的情況看，采用月收益率計(jì)算系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果表明，1994年1月以前上市的B股在1994-2000年間與整個(gè)股市具有較強(qiáng)的一體化。如表1所示，的估計(jì)值都是不顯著的，所以我們不能拒絕B股與整個(gè)股市的一體化；但的估計(jì)值在排序方式下在5%顯著性水平下顯著，在排序方式下在1%顯著性水平下顯著，所以我們拒絕B股與整個(gè)股市之間的分割性原假設(shè)。在采用雙周收益率進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)1994年1月以前上市的B股在1994-2000年間與整個(gè)股市之間的一體化是不穩(wěn)定的，對排序方式敏感。在排序方式下，既不能拒絕一體化假設(shè)也不能拒絕分割性假設(shè)，因?yàn)楸?中的實(shí)證結(jié)果表明

30、，、的估計(jì)值都不顯著；但在排序方式下，既拒絕完全一體化也拒絕完全分割，的估計(jì)值在5%的顯著性水平下顯著，而的估計(jì)值在1%顯著性水平下顯著。表1 上海交易所市場一體化(分割性)檢驗(yàn)結(jié)果樣本樣本期收益率間隔期排序方式一體化檢驗(yàn)分割性檢驗(yàn)1994年前上市的雙重掛牌公司19942000一個(gè)月-0.0318(-2.67)-0.0091(-0.80)-0.0333(-2.35)0.0514*(1.95)-0.0128(-0.88)-0.0149(-1.11)-0.0427(2.43)0.0553*(3.41)19942000雙 周-0.0330(-3.77)-0.0053(-0.58)-0.0475(-4

31、.25)0.0034(0.21)-0.0116(-0.99)-0.0272*(-2.40)-0.1408(-9.55)-0.1322*(-7.33)1997年7月前上市的雙重掛牌公司19972000雙 周-0.0045(-0.75)-0.0030(-0.80)0.0348(4.13)-0.0530*(-5.79)-0.0104(-1.86)0.0002(0.0396)-0.0021(-0.28)-0.0374*(-3.51)僅發(fā)行B股的公司19972000雙 周無排序0.0340(0.77)-0.0276(-1.07)-0.0536(-2.68)0.0016(0.17)一體化檢驗(yàn)的零假設(shè)為，分

32、割性檢驗(yàn)的零假設(shè)為*表示在顯著性水平為1%時(shí)拒絕零假設(shè)； *表示在顯著性水平為5%時(shí)拒絕零假設(shè)； *在顯著性水平為10%時(shí)拒絕零假設(shè)。1997年7月以前上市的B股在1997-2000年6月期間的一體化較強(qiáng)。從表1中的結(jié)果可知，無論采用哪種方式排序，的估計(jì)值都不顯著，所以我們不能拒絕一體化假設(shè)；而的估計(jì)值都在1%的顯著性水平下顯著，因此我們拒絕分割性假設(shè)。只發(fā)行B股的公司的檢驗(yàn)結(jié)果表明，既不能拒絕一體化假設(shè)也不能拒絕分割性假設(shè)，因?yàn)?、的估?jì)值都不顯著。綜上所述，采用月收益率的一體化強(qiáng)于采用雙周收益率；19972000年期間B股與整個(gè)股市的一體化比19942000年期間強(qiáng)，這表明隨著時(shí)間的推移一體

33、化有加強(qiáng)之趨勢；雙重上市公司B股與整個(gè)股市的一體化強(qiáng)于只發(fā)行B股的公司。表2 深圳交易所A、B股市場一體化(分割性)檢驗(yàn)結(jié)果樣本樣本期收益率間隔期排序方式一體化檢驗(yàn)分割性檢驗(yàn)1994年前上市的雙重掛牌公司19942000一個(gè)月-0.0357(-0.86)0.0113(0.31)-0.0405(-1.01)-0.0044(-0.19)-0.0336(-0.99)0.0061(0.31)-0.0264(-0.67)0.0067(0.35)19942000雙 周-0.0359(-2.68)-0.0014(-0.19)-0.1193(-4.79)0.1642*(6.58)-0.0278(-2.46)-

34、0.0039(-0.59)-0.1128(-4.35)0.1387*(5.98)1997年7月前上市的雙重掛牌公司19972000雙 周-0.0227(-4.62)-0.0052(-0.54)0.0025(0.31)0.0691*(7.39)-0.0210(-4.07)-0.0004(-0.05)-0.021(-0.28)-0.0374*(-3.51)僅發(fā)行B股的公司19972000雙 周無排序0.0120(0.65)0.0669*(4.88)-0.0259(-2.20)-0.0023(-0.26)一體化檢驗(yàn)的零假設(shè)為，分割性檢驗(yàn)的零假設(shè)為*表示在顯著性水平為1%時(shí)拒絕零假設(shè)； *表示在顯著性

35、水平為5%時(shí)拒絕零假設(shè)； *在顯著性水平為10%時(shí)拒絕零假設(shè)。從深交所的情況看，與上交所不同，采用雙周收益率比采用月收益率的一體化強(qiáng)。如表2所示，采用月收益率進(jìn)行檢驗(yàn)，1994年1月以前上市的B股在1994-2000年間與整個(gè)股市既不能拒絕完全一體化也不能拒絕分割性假設(shè)。因?yàn)閺谋?中的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，無論是采用還是排序， 與的估計(jì)值都是統(tǒng)計(jì)不顯著。當(dāng)采用雙周收益率進(jìn)行分割性檢驗(yàn)時(shí)，在兩種排序方式下，與的估計(jì)值都在1%顯著性水平下顯著，這樣我們就可以拒絕分割性原假設(shè)；而采用雙周收益率進(jìn)行一體化檢驗(yàn)時(shí)，在兩種排序方式下，與的估計(jì)值都不顯著，故不能拒絕一體化原假設(shè)。采用雙周收益率對1997年7月以

36、前上市的B股在19972000年6月期間的一體化進(jìn)行檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)，無論采用哪種方式排序，與的估計(jì)值都不顯著，如表2所示，所以我們不能拒絕一體化假設(shè)；而進(jìn)行分割性檢驗(yàn)時(shí)，與的估計(jì)值都在1%的顯著性水平下顯著，因此我們拒絕分割性假設(shè)，從而認(rèn)為1997年7月前上市的B股在19972000年期間具有較強(qiáng)的一體化。只發(fā)行B股的公司的檢驗(yàn)結(jié)果表明，拒絕一體化假設(shè)但不能拒絕分割性假設(shè)，如表2所示，的估計(jì)值在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，而的估計(jì)值不顯著。綜上所述，采用月收益率的一體化弱于采用雙周收益率；采用雙周收益率檢驗(yàn)，1994-2000，19972000年期間B股與整個(gè)股市的一體化都較強(qiáng)；雙重上市公司B

37、股與整個(gè)股市的一體化強(qiáng)于只發(fā)行B股的公司，只發(fā)行B股的公司拒絕一體化假設(shè)。四、結(jié)論從上面實(shí)證結(jié)果分析可知，上海與深圳兩個(gè)交易所B股與整個(gè)股市具有較強(qiáng)程度的一體化，但是一體化對計(jì)算收益率的間隔期敏感，因此我們不能得出B股與整個(gè)股市完全一體化的結(jié)論，尤其是只發(fā)行B股的公司與整個(gè)股市的一體化程度更差些。但盡管如此，實(shí)證結(jié)果表明，的估計(jì)值顯著非零的次數(shù)遠(yuǎn)多于，這就是說更傾向于拒絕分割性假設(shè)。這樣，我們認(rèn)為，總的看來，B股市場與整個(gè)股市在相當(dāng)程度上是一體化的，由于A股市場是構(gòu)成整個(gè)股市的最主要部分，因此B股與A股一體化程度較高，盡管這樣一個(gè)結(jié)果與我們的直覺可能很不一樣的。參考文獻(xiàn)：Alexander,

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