我國股票與債券市場風險傳導的時滯分析

董冉冉

（中南財經政法大學 統計與數學學院，武漢 430060）

近年來，股票市場與債券市場，作為金融市場的核心組成部分，流動充分，價格發現機制也比較完善，并且在一個資本自由流動、信息比較充分的金融市場里，兩者應當是相互參照定價的。換句話說，股票市場與債券市場之間應該具有比較顯著的聯動性。在金融市場快速融合發展的今天，股票市場與債券市場之間的相互關系也越來越引起關注。

本文利用基于向量自回歸模型（VAR）的脈沖響應函數，實證分析我國2002～2009年債券市場以及股票市場風險傳導的時滯，并依據金融危機這個突發事件對樣本區間進行分段，比較分析金融危機前后兩市場間的聯動關系。

1 數據與模型

1.1 數據來源與樣本選擇

中信標普全債指數是一個全面反映整個債券市場的綜合性權威債券指數，包括交易所債券市場和銀行間債券市場。該系列指數旨在追蹤我國的國債、企業債、銀行間債券以及可轉換債券市場，其涵蓋了在深圳證券交易所、上海證券交易所以及銀行間市場上市的債券。因此本文以中信標普全債指數（簡稱“中信全債指數”）作為債券市場的代表進行實證分析。同時選擇影響非常廣泛的上證綜合指數（簡稱“上證綜指”）作為股票市場的代表。

本文中債券市場的樣本數據來源于http://www.spcitic.com.cn，股票市場數據來源于巨靈金融平臺。選取的樣本期間為2002年4月30日至2010年1月12日，由于各市場開放日不完全相同，故選取兩市場共同開放的日期，樣本數據共1871組。考慮到金融危機前后，兩市場間的聯動關系可能不一致，為了保證具有可比性，本文以金融危機爆發的時間2008年9月15日作為分界點，即以2002年4月30日至2008年9月12日、2008年9月16日至2010年1月12日作為研究的子樣本，分別有1548、323個樣本。對于債券市場以中信全債指數每日收盤價bond作為變量，金融危機前后數據分別以bond1和bond2表示；對于股票市場以上證綜指每日收盤價stock作為變量，同理金融危機前后數據分別以stock1和stock2表示。通過兩段子樣本的對比研究，考察股票市場和債券市場受到沖擊時，兩市場之間進行傳導的時滯以及強度，從而為防范金融風險的傳導提供理論依據。

1.2 數據描述

表1列舉了金融危機前后中信全債指數以及上證綜指對數序列的描述統計量。從表1可以看出，金融危機前，中信全債指數的對數序列的平均值為6.963351，標準差為0.055309，J-B統計量為171.0169，其對數序列不服從正態分布；上證綜指的對數序列的平均值為7.529253，標準差為0.47225，J-B統計量為279.6823，其對數序列同樣不服從正態分布。分析偏度系數可知，上證綜指存在明顯的正偏，而中信全債指數僅存在較小的負偏。這表明當股票價格存在一個穩定的概率發生較大幅度地升高，而債券價格則可能發生一個較小幅度的降低，二者可能存在負相關，也即可能存在所謂的“蹺蹺板”現象。若從這一時期相同指標對比來分析，股價平均值大于債券市場收盤價的平均值，且股價序列波動程度大于債券市場收盤價序列的波動程度。

金融危機后，中信全債指數的對數序列的平均值為7.099758，標準差為0.010966，J-B統計量為 507.256，其對數序列不服從正態分布；上證綜指的對數序列的平均值為7.839947，標準差為 0.206184，J-B統計量為 28.19409，其對數序列同樣不服從正態分布。而兩者偏度系數同號，中信全債指數存在明顯的負偏，而股票指數僅存在較小的負偏。對比分析來看，股價平均值大于債券市場收盤價的平均值，且股價序列波動程度大于債券市場收盤價序列的波動程度。對比分析兩個樣本期間相同指標，可以發現，危機后，股指序列和全債指數序列的均值都提高了，但波動程度都變小了。

表1 兩個樣本期間上中信全債指數和上證綜指的對數序列的描述統計量

1.3 模型選擇

為分析股票市場與債券市場之間波動傳導的時滯，即當兩者中的某個子市場發生波動時，是否會傳導給另一個子市場，以及在多長時間內傳導，從而引起該子市場的波動，本文在建立VAR模型的基礎上，采用脈沖響應函數來分析金融市場中某個子市場的沖擊對其他市場的影響。脈沖響應函數是指在VAR模型中，在擾動項上加一個標準差大小的沖擊，這種沖擊通過變量之間的相互動態聯系對變量的當前值以及未來值所帶來的影響。

在建立中信全債指數和上證綜指2個變量的VAR模型前，需要對模型進行檢驗，主要包括：對變量進行單位根檢驗，用以判斷時間序列是否平穩，如果是非平穩的時間序列，通過一階差分判斷其是否是一階單整序列；對變量組合之間協整檢驗，即檢驗變量之間是否存在著長期額均衡關系。

（1）采用ADF檢驗方法對每個變量進行單位根檢驗

對序列進行對數化處理，以避免數據的劇烈波動，然后進行單位根檢驗。文章采用ADF檢驗法對每個變量進行單位根檢驗，具體檢驗結果見表2。從表2可以看出，檢驗值大于臨界值，不能拒絕原假設，因此存在單位根，即這兩個時間序列是非平穩的。繼續運用ADF檢驗法來檢驗各變量一階差分序列是否平穩，檢驗結果見表3。由表3可以看出，各變量的檢驗值均小于臨界值，這說明各變量的一階差分序列是平穩的時間序列。

（2）運用Johansen檢驗法對2個變量之間的協整關系進行協整檢驗

協整檢驗結果見表4。由表4可以看出，股票市場和債券市場在5%的顯著性水平下存在1個協整關系，即兩市場之間存在著聯動關系，符合使用VAR模型的條件。

2 股票市場和債券市場風險傳導的時滯估計

依據前面設定的模型,利用脈沖響應函數分析當某個市場發生波動時對另一個市場傳導的影響時滯。

2.1 金融危機前股票市場和債券市場波動傳導的時滯估計

表2 時間序列的單位根檢驗

根據圖1可以判斷金融危機前股票指數對來自債券市場沖擊的脈沖響應時間軌跡：股票指數對來自自身的一個標準差立刻有較強的反應，在當天就使股票指數上揚了0.017017個百分點，并于第5天達到峰值，使得股票指數上升了0.018710個百分點。此后，股票指數對來自股票市場的脈沖響應逐漸減弱。

全債指數對來自股票指數沖擊的影響表現為上下波動，前面10天表現為正向影響，從第11天開始為負向影響，且隨著時間的推移，負向影響逐漸加強。

綜合分析，金融危機前，從短期來看，股票市場對來自債券市場沖擊的影響很小。債券市場對來自股票市場沖擊的反應表現為先正向、后負向，從短期來看，其影響也不顯著。從長期來看，兩市場之間聯系越來越緊密，影響周期長。

表3 時間序列一階差分單位根檢驗

表4 Johansen協整檢驗

2.2 金融危機后股票市場和債券市場波動傳導的時滯估計

根據圖3可以判斷金融危機后股票指數對來自債券市場沖擊的脈沖響應時間軌跡：股票指數對其自身的一個標準差新息反應較明顯，使得股票指數在當天上升了0.021876個百分點；此后，股票指數對來自股票市場沖擊的影響逐漸回落。

股票指數對來自債券指數的沖擊有負向影響，在當天就使股票指數下降了0.000387個百分點；從第24天開始轉為正向影響，并與第77天達到峰值，為0.002084個百分點；此后，隨著時間的推移，股票指數對來自債券指數沖擊的影響有逐漸減弱的趨勢。

由圖4危機后債券市場對股票市場沖擊的脈沖響應圖，可以看出，債券指數對來自自身自身的一個標準差新息的反應較明顯，在當天就使全債指數上升了0.000764個百分點，并于第4天達到峰值；此后，債券指數對來自債券市場沖擊的影響逐漸回落，到第90天已非常微弱。

金融危機后，債券指數對來自股票指數的沖擊在當天沒有反應，從第2天開始為負向影響，直至第20天轉為正向影響；隨著時間推移，債券指數對來自股票指數的脈沖響應越來越明顯，在第71天時達到最大值，此時債券指數增加了0.0000772個百分點；此后，債券指數對來自股票指數沖擊的影響逐漸回落。

綜合分析可知，金融危機后，債券指數的沖擊對股票指數的影響表現為增減波動，20天后才表現為正向影響，時滯為77天；股票指數對來自債券指數的沖擊同樣表現出波動性，且時滯為71天。

3 結論

本文通過建立VAR模型，采用脈沖響應函數，對股票市場與債券市場間的波動傳導的時滯進行了實證分析，得出的基本結論如下：

當給某個金融市場一個沖擊，會傳導到其他金融市場，但此波動的傳導會存在一定的時滯，并且時滯的期限都比較長，金融危機前時滯的期限比金融危機后時滯的期限還要長。從波動傳導的時滯來看，金融危機前，股票市場的波動傳導給債券市場的時滯以及債券市場的波動傳導給股票市場的時滯均非常久，影響周期非常長；金融危機后，兩市場間的波動傳導速度加快了，股票市場的波動傳導給債券市場的時滯為71天，債券市場的波動傳導給股票市場的時滯為77天。從金融市場波動對各變量影響的強度看，金融危機前，短期來看，兩市場間的影響程度均不高；金融危機后，影響程度最高的是股票市場(股票指數變動了0.002084個百分點)，其次是債券市場(債券指數變動了0.0000772個百分點)。從金融市場波動對各變量的影響周期看，金融危機前兩市場間的影響周期很長，兩市場間的影響具有持久性；金融危機后，兩市場間的影響周期縮短。

分析脈沖響應圖可知，兩市場間的沖擊均表現出波動性，這亦與現實情況相符。股票市場中利壞或者利好消息的公布，首先影響股票投資者的投資行為，進而從股市中抽出資金轉向債市或從債市轉向股市，從而將相應的股市風險傳遞給債市。并且由前面分析可知，金融危機后，股票市場和債券市場之間的聯動關系更加緊密，波動傳導的時間縮短了，波動傳導的強度也逐步增強。上述分析結果有助于金融機構以及監管當局為控制金融風險的傳導提供一些參考。

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