基于信息流動的滬深a股市場整合研究

基于信息流動的滬深a股市場整合研究

一、股票市場分割的比較股票市場份額是由于股票市場份額、投資限制、股票市場交易機制、投資者構(gòu)成等物理差異造成的。同一品種的價格、收益率、風(fēng)險等方面存在較大差異。股票市場分割現(xiàn)象存在于很多國家。由于復(fù)雜的歷史背景,與世界其他各國的股票市場相比,中國股票市場是一個高度分割的市場,并且中國股票市場具有在國際證券市場都堪稱獨一無二的市場分割特點。實證分析各國股票市場之間分割狀況,既可以從表面因素出發(fā),考察兩個或多個市場之間的股票價格是否遵循統(tǒng)一的定價模式,是否具有相同的發(fā)展趨勢;也可以從內(nèi)在聯(lián)系因素出發(fā),考察市場之間內(nèi)在聯(lián)系因素的狀況,如信息流動的方向和過程,對影響價格因素是否表現(xiàn)出同樣的變化特征等等。本文將從內(nèi)在聯(lián)系因素出發(fā),選擇滬深A(yù)、B股市場信息傳遞路徑作為切入點,探尋滬深A(yù)、B股市場整合的方式。二、數(shù)據(jù)來源及處理2001年2月19日,中國證監(jiān)會宣布允許境內(nèi)居民以合法持有的外匯開立B股賬戶交易,原來完全分割的滬深A(yù)、B股市場逐漸演化成部分分割。因此,本文以這一事件發(fā)生的時間作為分界點,將分析的時間區(qū)間選為1997年1月1日至2001年2月19日和2001年2月28日(B股市場在該日復(fù)牌)至2007年4月13日兩個階段。本文分析的原始數(shù)據(jù)來自1997年初至2007年4月13日上海的A股綜合指數(shù)、B股綜合指數(shù)和深圳成分A股指數(shù)、B股指數(shù)每日收盤價。對股票價格指數(shù)序列的平穩(wěn)性檢驗表明,上證A、B股指和深成A、B指序列都是一階單整序列。本文選擇上證A、B指和深成A、B指每日收盤收益率(分別用RSHA、RSHB、RSZA和RSZB表示)為變量。日收益率的計算采用對數(shù)之差。當(dāng)(Pt-Pt-1)/Pt-1很小時,R=ln(Pt/Pt-1)=ln[1+(Pt-Pt-1)/Pt-1]≈(Pt-Pt-1)/Pt-1,其中R代表日收益率,P代表交易日股票市場收盤指數(shù)。本文從對收益率序列數(shù)據(jù)特征的分析中分離出B指非預(yù)期收益率序列,分別對A、B指收益率序列和A、B指非預(yù)期收益率序列進行Granger引導(dǎo)關(guān)系檢驗,探尋滬深A(yù)、B股市場信息傳遞路徑和滬深A(yù)、B股市場整合的方式。三、收入序列數(shù)據(jù)的分析和處理1.b股指數(shù)轉(zhuǎn)化率序列與a股指數(shù)轉(zhuǎn)化率序列的qlb統(tǒng)計量的比較收益率序列在整個樣本區(qū)間滯后6階的自相關(guān)檢驗結(jié)果如表1所示。從表1看出,無論是上海股票市場還是深圳股票市場,B股指數(shù)收益率序列的自相關(guān)系數(shù)和QLB統(tǒng)計量都比A股指數(shù)收益率序列顯著,并且與B股指數(shù)收益率序列的QLB統(tǒng)計量相應(yīng)的概率值都為0,說明B股指數(shù)收益率序列的QLB統(tǒng)計量的值都大于檢驗水平為0.05的χ2分布的臨界值。以上統(tǒng)計特征表明,B股指數(shù)收益率序列存在顯著的自相關(guān)性,而A股指數(shù)收益率序列的自相關(guān)性并不顯著1。2.確定主導(dǎo)型的自回歸模型和殘差序列因為B股指數(shù)收益率序列存在顯著的自相關(guān)性,所以,為進一步檢驗B股指數(shù)收益率序列是否存在自回歸條件異方差,先通過逐步剔除不顯著的滯后解釋變量建立B股指數(shù)收益率序列的自回歸模型,然后對自回歸模型的殘差序列進行ARCH-LM異方差檢驗。ARCH-LM檢驗的輸出結(jié)果為F統(tǒng)計量和服從χ2分布的LM統(tǒng)計量,每個統(tǒng)計量都檢驗了滯后殘差的平方項的系數(shù)均為零的假設(shè)。B股市場對境內(nèi)投資者開放前后上證B指收益率序列(RSHB)和深成B指收益率序列(RSZB)的自回歸模型及相應(yīng)的殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果分別如式(1)至式(4)所示。(1)殘差序列的arch-lm異方差檢驗各表1RSΗB=0.113217(3.592495)RSΗB(-1)+0.103653(3.294301)RSΗB(-3)(1)RSHB=0.113217(3.592495)RSHB(?1)+0.103653(3.294301)RSHB(?3)(1)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=29.49685>F0.05(3,989)=2.60LΜ=81.49973>χ20.05(3)=7.815?u2t=0.000413(7.787127)+0.166549(5.246651)?u2t-1+0.139873(4.388350)?u2t-2+0.107357(3.382196)?u2t-3(2)異方差檢驗結(jié)果RSΖB=0.076871(2.427284)RSΖB(-1)(2)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=47.042247>F0.05(2,991)=3.00LΜ=86.14328>χ20.05(2)=5.991?u2t=0.000431(8.262521)+0.230911(7.313701)?u2t-1+0.132402(4.193340)?u2t-2(3)異方差檢驗結(jié)果RSΗB=0.067591(2.609326)RSΗB(-1)+0.065136(2.576805)SΗB(-5)(3)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=17.70401>F0.05(5,1468)=2.21LΜ=83.79370>χ20.05(5)=11.071?u2t=0.000220(7.020609)+0.0969081(3.706592)?u2t-1+0.057228(2.186143)?u2t-2+0.122897(4.723504)?u2t-3+0.082686(3.173104)?u2t-4+0.063598(2.444219)?u2t-5(4)b股市場的自回歸模型RSΖB=0.051811(2.003794)RSΖB(-3)+0.077753(3.067987)RSΖB(-6)(4)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=31.51619>F0.05(5,1468)=2.21LΜ=87.43794>χ20.05(5)=11.071?u2t=0.000221(7.374728)+0.031453(1.202692)?u2t-1+0.039972(1.542975)?u2t-2+0.158305(6.189340)?u2t-3+0.130047(5.023788)?u2t-4+0.064387(2.471675)?u2t-5式(1)至式(4)的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果表明,B股市場對境內(nèi)投資者開放前后上證B指收益率序列(RSHB)和深成B指收益率序列(RSZB)的自回歸模型都存在自回歸條件異方差。為了對異方差進行過濾,需要建立廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型。3.回歸模型殘差序列的方差分析結(jié)果分別建立B股市場對境內(nèi)投資者開放前后上證B指收益率序列(RSHB)和深成B指收益率序列(RSZB)的廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型,并作殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗和自相關(guān)檢驗,結(jié)果分別如式(5)～(8)所示。(1)式(5)(6)(B股市場對境內(nèi)投資者開放前,上證B指收益率序列)均值方程:RSΗB=0.136412(3.914575)RSΗB(-1)+?ut(5)方差方程:σ2t=(6.86E-5)(5.541837)+0.199286(7.018222)?u2t-1+0.713600σ2t-1(22.94212)(6)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=0.665083<F0.05(3,991)=2.60LΜ=1.999308<χ20.05(3)=7.815?u2t=0.979488(11.83888)-0.023797(-0.746138)?u2t-1+0.005002(0.156797)?u2t-2+0.038083(1.194031)?u2t-3(2)式(7)(8)(B股市場對境內(nèi)投資者開放前,深成B指收益率序列)均值方程:RSΖB=0.106902(2.858625)RSΖB(-1)+?ut(7)方差方程:σ2t=0.000136(6.694149)+0.198903(6.296814)?u2t-1+0.601347(12.44084)σ2t-1(8)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=0.131085<F0.05(2,991)=3.00LΜ=0.262898<χ20.05(2)=5.991?u2t=1.006984(12.06492)+0.0068251(0.214274)?u2t-1-0.0148602(-0.466482)?u2t-2(3)式(9)(10)(B股市場對境內(nèi)投資者開放后,上證B指收益率序列)均值方程:RSΗB=0.083842(2.983786)RSΗB(-1)+?ut(9)方差方程:σ2t=(2.72E-5)(10.88502)+0.171888(9.836319)?u2t-1+0.767144(43.95545)σ2t-1(10)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=0.214805<F0.05(5,1473)=2.21LΜ=1.077646<χ20.05(5)=11.071?u2t=1.053936(11.39270)-0.0130321(-0.498211)?u2t-1-0.017287(-0.660792)?u2t-2-0.001326(-0.050695)?u2t-3-0.006346(-0.242566)?u2t-4-0.015518(-0.593200)?u2t-5(4)式(11)(12)(B股市場對境內(nèi)投資者開放后,深成B指收益率序列)均值方程:RSΖB=0.064389(2.211010)RSΖB(-1)+?ut(11)方差方程:σ2t=(2.65E-5)(8.845051)+0.151432?u2t-1(9.822023)+0.786057σ2t-1(47.83191)(12)殘差序列的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果如下:F=0.299065<F0.05(5,1473)=2.21LΜ=1.499932<χ20.05(5)=11.071?u2t=1.040052(12.43862)-0.007096(-0.271314)?u2t-1-0.013492(-0.515908)?u2t-2-(2.72E-5)(-0.001038)?u2t-3+0.007927(0.303073)?u2t-4-0.026821(-1.025439)?u2t-5式(5)至式(12)的ARCH-LM異方差檢驗結(jié)果表明,B股市場對境內(nèi)投資者開放前后上證B指收益率序列(RSHB)和深成B指收益率序列(RSZB)經(jīng)廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型過濾后不再存在自回歸條件異方差。(5)B股收益率序列經(jīng)廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型過濾后的殘差序列的在B股對境內(nèi)投資者開放前后兩個樣本區(qū)間的滯后6階的自相關(guān)檢驗的結(jié)果如表2所示。從表2看出,B股指數(shù)收益率序列經(jīng)廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型過濾后的殘差序列的自相關(guān)系數(shù)和QLB統(tǒng)計量都不如過濾以前顯著了,相應(yīng)的概率值大體上都大于0.05,說明B股指數(shù)收益率序列經(jīng)廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型過濾后的殘差序列的QLB統(tǒng)計量的值都小于檢驗水平為0.05的χ2分布的臨界值。這一統(tǒng)計特征表明,B股指數(shù)收益率序列經(jīng)廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型過濾后的殘差序列不再具有自相關(guān)性。四、er引導(dǎo)關(guān)系為研究滬深A(yù)、B股市場的信息流動,分別對上海和深圳股票市場A、B股指數(shù)的收益率序列進行Granger引導(dǎo)關(guān)系檢驗。將分析的時間區(qū)間分為B股市場對內(nèi)開放前后兩個階段。滯后6期的5%顯著性水平的F檢驗的臨界值為2.10。檢驗結(jié)果如表3所示。根據(jù)上述檢驗結(jié)果,B股市場對內(nèi)開放前后上海和深圳股票市場A、B股指數(shù)的收益率序列的Granger引導(dǎo)關(guān)系可以由圖1和圖2表示。在B股市場對境內(nèi)投資者開放以前,A、B股指數(shù)的收益率序列不存在Granger引導(dǎo)關(guān)系,只存在上證A指收益率對深成A指收益率和上證B指收益率對深成B指收益率的單向Granger引導(dǎo)關(guān)系,A、B股市場的分割狀況比較顯著。在B股市場對境內(nèi)投資者開放以后,上證A指收益率對深成A指收益率的Granger引導(dǎo)關(guān)系從數(shù)值上有所增大,上證B指收益率對深成B指收益率的Granger引導(dǎo)關(guān)系從數(shù)值上有所減小。同時,上證A指收益率開始對深成B指收益率表現(xiàn)出Granger引導(dǎo)關(guān)系,出現(xiàn)了A股市場對B股市場的Granger引導(dǎo)關(guān)系,A、B股市場的分割狀況有所改善。從滬、深兩市間的引導(dǎo)關(guān)系來看,在B股市場對境內(nèi)投資者開放以前,只存在滬市對深市的引導(dǎo)關(guān)系;在B股市場對境內(nèi)投資者開放以后,深成A指收益率開始對上證A指收益率表現(xiàn)出Granger引導(dǎo)關(guān)系,開始出現(xiàn)深市對滬市的引導(dǎo)關(guān)系。結(jié)合筆者《中國股市A、B指長期均衡關(guān)系的實證分析》中“滬市A、B股市場間在B股市場對境內(nèi)投資者開放以后才表現(xiàn)出協(xié)整關(guān)系,而深市在B股市場對境內(nèi)投資者開放前后都表現(xiàn)出協(xié)整關(guān)系”的檢驗結(jié)果,可以解釋為滬市向深市傳遞的是來自基本面的消息,原因可能是滬市對來自基本面的消息反應(yīng)得比深市要快;而深市向滬市傳遞的是成熟的投資理念,原因有兩點:一是在B股市場對境內(nèi)投資者開放以前,深市對滬市的引導(dǎo)關(guān)系不存在,在B股市場對境內(nèi)投資者開放以后,這種引導(dǎo)關(guān)系才開始出現(xiàn);二是在B股市場對境內(nèi)投資者開放前后深市A、B股市場間都表現(xiàn)出協(xié)整關(guān)系,說明同滬市相比,深市A、B股市場的分割程度要低,因此深市的投資理念受到B股市場的引導(dǎo)更多,更為成熟。五、非預(yù)測收益率序列的格倫格爾管理關(guān)系的檢驗1.非預(yù)期轉(zhuǎn)化率分離前面的自相關(guān)檢驗和異方差檢驗表明,上證A指收益率序列和深成A指收益率序列不存在顯著的自相關(guān)性,上證B指收益率序列和深成B指收益率序列存在顯著的自相關(guān)性和異方差性。為此,對B股指數(shù)收益率進行分解,分離出非預(yù)期收益率。分解的方法是對B股指數(shù)收益率建立廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型,進行自相關(guān)性和異方差性的過濾,對過濾后得到的殘差序列進行進一步檢驗表明,殘差序列不再具有自相關(guān)性和異方差性,可以作為B股指數(shù)的非預(yù)期收益率序列。2.b股市場對境內(nèi)投資者開放前后的引導(dǎo)關(guān)系B股市場對內(nèi)開放前后兩個階段,上海股票市場和深圳股票市場A股指數(shù)收益率與B股指數(shù)非預(yù)期收益率序列Granger引導(dǎo)關(guān)系檢驗結(jié)果如表4所示。根據(jù)上述檢驗結(jié)果,B股市場對內(nèi)開放前后上海和深圳股票市場A指收益率、B指非預(yù)期收益率序列的Granger引導(dǎo)關(guān)系可以由圖3和圖4表示。B股市場對境內(nèi)投資者開放前后,上證B指非預(yù)期收益率和深成B指非預(yù)期收益率對上證A指收益率和深成A指收益率的Granger引導(dǎo)關(guān)系都非常顯著,說明從整個A、B股市場來說,B指非預(yù)期收益率對A指收益率具有很強的引導(dǎo)關(guān)系,并且在B股市場對境內(nèi)投資者開放以后,這種引導(dǎo)關(guān)系有顯著的增強。筆者以