內地與香港資本市場間一體化趨勢的實證研究

摘要:內地與香港資本市場間的一體化趨勢是當前理論界和證券界研究的熱點問題。文章以股權分置改革為分界點，將樣本期間2001年2月20日到2010年4月13日分為兩個時期，利用BEKK模型研究上海股市和香港股市間的波動關系。不同市場之間的波動聯系更能揭示市場之間的信息傳遞和一體化程度。通過對兩個不同時期樣本數據分別建立BEKK模型，表明在股權分置改革后，兩市的信息傳遞明顯增強，出現香港市場對上海市場的單向波動溢出效應，兩地市場間的一體化趨勢明顯增強。

關鍵詞:BEKK模型;波動溢出;一體化

一、 引言

目前，對內地股市與香港股市互動關系的研究已有很多。Huang，Yang Hu(2000)，Chan Lo(2000)等的研究認為，在東南亞金融危機以前，內地股市和國際股市之間不存在顯著的依賴關系。吳世農，潘岳(2005)運用基于向量誤差修正模型的線性因果關系檢驗得出結論，在東南亞金融危機前后A股和H股之間都不存在任何方向的因果關系。潘岳(2008)運用非線性Granger因果關系檢驗認為，A股和H股市場之間僅存在單向的非線性因果關系。石建勛和吳平(2008)運用Johnson協整檢驗認為，股權分置改革后，內地股市和香港股市的一體化趨勢更為明顯。

但是已有的關于內地市場和國際市場的文獻多數集中于股指序列或相應的收益序列進行研究。目前還少有學者研究內地市場和國際市場之間的波動溢出效應。然而，信息在不同市場間的傳導首要是同資產價格的波動聯系在一起的，也就是說在信息流動中二階矩要比一階矩更重要(Ross，1989)。股指收益序列的波動關系更能刻畫不同市場間一體化程度的變化，對股指收益序列波動的研究具有重要意義。

本文對上海和香港兩地的日股指收益序列估計二元BEKK模型，利用該模型可以揭示市場間的波動溢出和各個市場波動的持續性。通過把整個樣本時期按股權分置改革分為前后兩部分，本文試圖發現隨著內地股權分置改革，更多內地企業同時在內地和香港上市等變化，兩地市場間的信息傳遞和一體化程度是否發生了變化。

二、 研究方法

本文使用二元VAR(1)-BEKK(1，1)模型研究滬港股市間的波動關系。令Yt=(y1t，y2t)T表示收益向量序列，其中y1t是上海市場的收益序列，y2t是香港市場的收益序列。對序列Yt建立如下VAR(1)模型來捕捉兩市收益序列之間的相關性。

Yt=C+M*Yt-1+Et(1)

其中C是一個2×1常數向量，M是一個2×2系數矩陣，Et=(e1t，e2t)T是均值為零的誤差向量。Et有時變的條件方差，即Var(Et|Ξt-1)=Ht，其中Ξt-1表示在t-1時刻可以獲得的所有信息生成的σ域。進一步假定Et的條件方差Ht服從二元BEKK(1，1)模型。Engle Kroner(1995)提出的BEKK模型為

Et=Ht1/2*Zt

Ht=Ω*Ω′+A*Et-1*E′t-1*A′+B*Ht-1*B′(2)

其中Ω=[ωij]，i，j=1，2是2×2的下三角常數矩陣，A=[aij]，B=[bij]，i，j=1，2都是系數矩陣，

Zt=(Z1t，Z2t)′~i.i.d.00，1 00 1。

矩陣A度量當期條件方差矩陣與過去期新息(即Et-1)的平方之間的相關程度，因此它捕捉的是沖擊對波動的影響。而矩陣B度量當期條件方差矩陣同過去期條件方差矩陣之間的相關程度。本文關注矩陣A和B的元素。當這些矩陣的非對角線上的元素具有顯著性時，就表明市場間存在波動溢出效應，即不同市場的波動之間具有強的相互依賴性;當對角線上的元素具有顯著性時，就表明各個市場自身的波動存在持續性。

對于上述BEKK模型，可以將方差方程展開成為下述形式

h11，t=?棕211+a211e21t-1+2a11a12e1t-1e2t-1+a212e22t-1

+b211h11，t-1+2b11b12h12，t-1+b212h22，t-1(3)

h22，t=?棕221+?棕222+a221e21t-1+2a21a22e1t-1e2t-1+a222e22t-1

+b221h11，t-1+2b21b22h12，t-1+b222h22，t-1(4)

h12，t=?棕11?棕21+a11a21e21t-1+(a11a22+a12a21)e1t-1e2t-1+a12a22e22t-1

+b11b21h11，t-1+(b11b22+b12b21)h12，t-1+b12b22h22，t-1(5)

其中h11，t和h22，t分別表示上海市場和香港市場收益序列的條件方差，而h12，t表示這兩個序列之間的條件協方差。元素b12和a12的顯著性表明上海市場收益序列的波動會受到香港市場收益序列波動情況的影響，這種影響通過香港市場收益序列過去期的波動h22，t-1或者過去期的平方新息et-12產生。類似地，利用(4)式可以考慮香港市場收益序列的波動情況和其所受到的上海市場的影響。

如果假定新息服從正態分布，則計算出的標準化殘差具有過大的峭度。因此，為了提高估計的有效性，根據Bollerslev(1987)本文假定新息服從自由度為v的t分布。當對高頻金融數據建模時，t分布假定能比正態分布假定得到條件方差更為有效的估計。

三、 樣本選取和數據處理

1. 樣本選取和階段劃分。本文選取中國內地上證A股的上證綜合指數(SHZI)和香港恒生指數服務公司編制的恒生指數(HIS)作為研究對象。上證指數來源于華泰證券，恒生指數來源于雅虎財經網站。采用的樣本數據為從2001年2月20日~2010年4月13日的日收盤數據。由于市場對沖擊的響應時間有時很短暫，只有幾天時間，所以本文采用日數據。如果采用周度和月度等更低頻的數據就無法識別這種短暫響應。Karolyi Stulz(1996)指出在研究市場間的相關性和溢出效應時，高頻數據(甚至是日內數據)要比低頻數據更為有效。對這兩個指數序列，計算兩個相鄰交易日之間的收益ln(pt)-ln(pt-1)，其中pt表示t日的指數收盤價格。

以2001年2月20日作為樣本數據的起始日期，是因為從該日開始B股對內地投資者開放。以2005年9月2日五部委聯合發布《關于上市公司股權分置改革的指導意見》為標志事件，把樣本期分為兩部分。第一部分從2001年2月20日到2005年9月2日，為股權分置改革前時期。第二部分從2005年9月5日到2010年4月13日，為股權分置改革后時期。

2. 數據處理。香港和中國內地股市處于同一個時區，而且都是周一至周五交易，差別只在于香港每天的交易時間是10:00-15:55，內地則是9:30-15:00。兩市交易時段基本一致，避免了統計上的“時間差”問題。但是，兩地市場的開市和休市時間不完全一致，如內地休春節、國慶等長假，而香港休圣誕、重陽等假日。為了保證序列樣本之間的一致性，剔除了滬港市場沒有同時開市日期的數據。經過整理后得到2 153個樣本數據，其中前一樣本期有1 059個，后一樣本期有1 094個。模型分析采用Rats7.0軟件。

四、 結果分析

1. 描述統計。表1給出樣本期內兩地股指收益序列的描述統計結果。其中A部分是整個樣本期的描述統計，B和C部分分別是2005年以前和以后兩個子樣本時期的描述統計結果(見表1)。

從表1可以看出，就收益序列的均值而言，上海市場要高于香港市場，這主要由后一樣本期引起，在該樣本期內上海市場的收益均值是香港市場的2.6倍。在市場的波動程度(標準差)上，兩地市場在兩個樣本期內都是相當的，但是后一樣本期內的波動程度都要高于前一樣本期。在后一樣本期內，香港市場收益序列的極差要明顯大于上海市場，其原因之一是香港市場沒有10%的漲跌停限制，這也使得香港市場收益序列的峭度要高于上海市場。相對于正態分布而言，兩個收益序列的分布表現出非對稱性和厚尾特征，表明用正態分布建立模型是不合適的。前一樣本期內滬港兩地收益序列的相關系數只有0.117 0，相關性不顯著。在后一樣本期內，二者相關系數為0.469 8，是前一樣本期的4倍，表現出顯著的相關性。這表明在兩個樣本期內兩市收益序列在相關性上發生了明顯的改變，亦從數據角度支持本文對樣本期的劃分方式。

2. BEKK模型分析。下面，對滬港兩市的收益序列估計二元VAR(1)-BEKK模型，模型形式為方程(1)和(2)。雖然本文對收益序列的均值和波動都建立了模型，但由于本文關注的是波動的動態特征，所以本文的分析集中在二階矩的相互關系上。

表2和表3分別給出前后兩個樣本期BEKK模型的參數估計值、相應的標準差、t分布的自由度和似然函數值。

從表2和表3的估計結果可以看出，前一樣本期內，BEKK模型的系數a12，a21，b12，b21都是不顯著的。這一結果表明在前一樣本期內，滬港兩地市場之間不存在波動溢出效應，也就是說兩市之間沒有發生信息傳遞。在這一時期，上海市場的表現相當疲弱，走出了從2001年6月~2005年12月長達4年半的下跌行情;而香港市場在2003年3月調整結束后，開始強勢上行，一直持續至2007年11月。通常情況下，股市是一國經濟狀況的晴雨表。當經濟長時間表現不景氣時，股市也難于走好;反之，當經濟長時間實現增長時，股市也會有相應表現。在該樣本期內，中國于2001年加入WTO，經濟的對外依存度度不斷上升，和外界的經濟聯系日益密切。在國際上，盡管遭受了“9·11”事件的影響，國際經濟在這一時期整體上也保持了相對穩定的增長;國際股市在經歷互聯網泡沫破裂和“9·11”事件沖擊所引起的調整后，也走出了強勢的上升步伐。中國經濟在這一時期內更是保持了強勁的上升勢頭，國內生產總值在這一時期增長42%。顯然在這一時期，內地股市的走勢和國際資本市場、以及國內國際經濟狀況都是背離的，很少受到外部因素的影響。股權分置、信息批露、內幕交易等內地股市自身的不足對內地股市投資者信心的壓制，應該是造成這一狀況的主要原因。

與此形成對比的是在后一樣本期內，BEKK模型的系數a12，b12顯著不為零，a21，b21仍然不顯著。這一估計結果表明在后一樣本期內，滬港兩市股指收益序列之間出現波動溢出效應，而且這種溢出是單向的。香港市場波動的增加會增加上海市場的波動(b12=0.020 75)，香港市場對上海市場的波動溢出還通過香港市場前一期的新息發生(a12= -0.066 2)，但是這一傳導渠道是負的。這一時期滬港兩地股市間信息傳遞機制增強的原因是多方面的，股權分置改革的完成，更多內地企業在內地和香港同時上市，以及QFII和QDII推出等因素，都起到增強兩地股市間聯系的作用。值得注意的是，兩市間的波動溢出是單向的，上海市場收益序列的波動明顯受到香港市場波動的影響，反之則不顯著。

導致香港市場對上海市場的波動溢出是單向的可能原因有兩個，一個是兩地市場交易時間上的差異。香港市場的收盤時間比上海市場晚55分鐘，晚收盤的股票價格通常會包含更多的信息。第二天交易時，上海市場比香港市場早開盤半小時，上海市場的投資者會關注信息含量多的香港市場前一日的收盤情況。另一個是信息獲取能力的差異。由于種種原因，香港市場的投資者往往會比內地市場的投資者獲得更多關于宏觀經濟和上市公司的信息，從而使得香港市場可以率先做出反應。

五、 結論和啟示

1. 研究結論。已有文獻多是從一階矩即均值的角度研究內地與香港市場間的動態聯系，本文關注的是兩地市場間二階矩的相互關系，也就是說序列波動之間的相互聯系。分析基于從2001年2月20日~2010年4月13日間的滬港兩地股票市場的日收盤數據。以2005年9月2日為界把樣本期間分為前后兩部分。通過對這兩個子樣本期間分別建立二元BEKK模型，發現在前一樣本期內滬港股市之間沒有波動溢出效應，而在后一樣本期內兩地股市之間有明顯的溢出效應，而且這種溢出效應是單向的，香港市場是波動的輸出地。香港市場波動程度的增加會加大上海市場的波動。

2. 相關啟示。本文研究揭示了內地股市和香港股市之間的動態聯系，有助于資本市場投資者和相關政府部門了解和掌握內地股市與香港股市、乃至國際資本市場之間相互聯系的動態特征。

研究顯示，股權分置改革以后，內地股市和香港股市之間的信息傳遞與一體化程度顯著增強。內地所采取的包括股權分置改革、QFII、QDII和CEPA的推出等在內一系列改革，以及更多的內地企業在兩地同時上市在這一過程中發揮了重要作用?？梢灶A計隨著內地股指期貨和融資融券的推出，市場價格發現功能的加強，兩地市場的聯系將會進一步增強。

研究也表明香港市場仍然占有主動地位，通過觀察香港股市會對內地股市的運行帶來有益的啟示。國內的證券投資者和監管部門應充分重視和利用這一結論，這對兩地市場的股票價格發現，完善上市公司治理和信息批露等方面都有重要意義。

參考文獻:

1. 潘岳.基于非線性Granger因果檢驗的股市間聯動關系研究.數量經濟技術經濟研究，2008，(9):91-100.

2. 吳世農，潘岳.香港紅籌股、H股與內地股市的協整關系和引導關系研究.管理學報，2005，(2):191-198.

3. Hafner C. and Herwartz H.. Volatility Imp- ulse Response Functions for Multivariate GARCH Models: an Exchange Rate Illustration. Journal of International Money and Finance，2006，(25):719-740.

基金項目:教育部人文社會科學基金項目(09YJA7901 11)。

作者簡介:張曉峒，南開大學經濟學院教授、博士生導師;吳學鋒，南開大學經濟學院博士生。

收稿日期:2009-12-28。