東亞危機中金融傳染的研究——基于香港、日本和新加坡股票市場的實證

張 玉

（南京大學管理科學與工程學院，江蘇 南京 210093）

一、引言

關于東亞危機的研究，國內外的學者已經做了非常多的工作，主要集中在危機的成因方面。但是我們仍對一點非常感興趣：東亞國家雖有類似之處，但危機中面對的問題卻不盡相同，特別是東南亞國家與香港、日本差異較大，為何會同時爆發危機？是否存在危機的傳染機制?如果存在，傳染的路徑又是怎樣的？面對這些問題，本文的研究重點不在危機的成因，而是采用實證的方法，研究這種“同時爆發”是否發生了金融傳染。

金融傳染理論用于解釋危機是如何擴散、傳播的。Masson（1998）年把危機的傳播分為季風效應、溢出效應和凈傳染效應，被研究者普遍所接受。90年代以來，關于金融傳染的文獻已對危機跨國傳播的機制和路徑進行了研究。在實證研究中，判斷危機的傳播機制所采用的最直接的方法是資產價格的相關性分析。通常危機后資產價格相關性大于危機前的相關性，說明發生了傳染，但卻不是必然。這是因為傳統的相關性分析存在一些缺陷，相關性的提高不能排除其他因素帶來的影響，因此還要輔以Granger因果關系檢驗。具體而言，危機前不存在相互影響的因果關系，而為危機后卻出現了因果關系，則可以斷定發生了危機的傳染；反之，危機前后都存在相互影響的因果關系，則不能得到發生了傳染的結論，只能說明二者間存在依存關系。本文參照了王喜平（2007）的觀點，用相關性、Granger因果檢驗和脈沖響應模型，對香港、日本和新加坡股票市場在東亞危機中是否發生了傳染進行實證研究。之所以選這三個市場，是因為三個國家（地區）的市場是東亞地區最具代表性的市場，是東亞不同地區最具有影響力的市場，可以很好的代表東亞地區經濟的運行狀況。

接下來，本文的第二部分為實證研究，具體包括數據的選取與處理、波動性的刻畫以及相關性分析；第三部分為Granger因果檢驗；第四部分為脈沖響應分析。最后，第五部分為本文的結論。

二、實證研究

（一）數據樣本

本文數據來自W IND數據庫，選取香港恒生指數（HKI）、日經225指數（JPI）和新加坡海峽時報指數（SGI），以每日收盤價作為分析樣本；樣本區間為1996年1月4日至1998年12月30日，共計686個觀測值。按照Forbes and Rigobon（2000）等人的做法，將樣本空間分為兩個時期：第一，危機前的平穩時期：1996年1月4日－1997年10月16日，在這段時期中香港、日本和新加坡為受到危機的影響，各國股票市場的聯動性表現為共同基礎因素的作用。第二，危機時期：1997年10月17日－1998年12月30日，這段時期危機開始影響到三個國家（地區），是我們進行對比研究的時段。本文收益率采用金融學中常用的對數收益率，即定義價格序列｛Pt｝，收益率序列｛Rt｝定義為 Rt＝100*（lnPt-lnPt-1）。

（二）波動性刻畫

考慮到收益率波動性的集聚效應，通常收益率存在異方差現象，同時回歸模型還可能存在的內生性和省略變量問題，是得一般的相關分析是有偏的。Ronn（1998）提出市場方差的增加可能導致跨市場相關性的增加，Forbes和Rigobon（2000）明確提出當危機國家市場波動性增加時，即市場回報存在異方差時，跨市場相關系數通常是上偏的。因此我們采用GARCH（1，1）模型刻畫波動性，試圖消除異方差的影響。

其中，εt～N（0），u、w、a、b 是未知參數。分別對三個市場的GARCH（1，1）模型進行回歸，得到回歸結果的標準差殘差序列如圖2所示，可以看到三個市場體現出明顯的條件異方差現象，在危機爆發后都體現了波動性的集聚效應。

圖1 GARCH（1，1）標準差序列

（三）相關性分析

表1所為平穩時期和危機時期三個市場之間的相關性分析。從收益率序列可以看出，危機后日本、新加坡和香港三個國家（地區）的股市相關性加強。波動率序列的相關系數在危機后都發生了較大的變異，其中香港與日本由0.14增加至0.24，日本與新加坡由0.09增加至0.22，但是香港與新加坡卻由0.76降低至0.52。總體看來，在平穩時期與危機時期三個者之間的收益率和波動性相關性發生了變化，相關性得到了加強，有發生金融傳染的可能。但是相關系數的增大并不一定意味著傳染，我們進一步進行Granger因果檢驗和脈沖響應分析。

表1 香港、日本、新加坡股票收益率之間的相關系數

三、Granger因果檢驗

Granger因果檢驗由Granger（1969）提出，目的是檢驗變量之間由于先后關系而產生影響的因果關系。我們分別對收益率和波動率進行Granger因果檢驗，用以分析收益率和波動性的溢出效應。

（一）收益率的Granger因果檢驗

表2所示為平穩期和危機期的收益率數據進行Granger因果檢驗。平穩時期，香港股票市場是日本市場和新加坡市場的Granger原因，而其他同向或逆向的假設都無法拒絕。說明日本和新加坡同時受到香港市場的影響，存在收益率溢出效應，但反之的影響卻不存在；這可能與香港介于日本和新加坡之間的地緣因素有關。危機時期的Granger因果檢驗發現，香港仍然是新加坡和日本的單向Granger原因，但同時新加坡成為了日本的Granger原因。因此得到結論：危機前后都存在香港對日本和新加坡的影響，不能判斷為金融傳染；而平穩期內新加坡與日本不存在因果關系，危機時期新加坡成為了日本的單向Granger原因，說明了金融危機由新加坡傳染到了日本。

表2 收益率Granger因果檢驗

（二）波動性的Granger因果檢驗

波動性的Granger因果檢驗方法同上收益率的Granger因果檢驗，在此省略具體過程。結果顯示對比平穩時期與危機時期發現，只有平穩時期香港股市與新加坡股市互為Granger原因，說明二者波動率存在相互的溢出效應。而在危機時期三者波動性之間的Granger因果關系不顯著，即認為危機時波動性不存在傳染。

四、脈沖響應分析

（一）收益率脈沖響應分析

圖2是平穩時期和危機時期的收益率脈沖響應圖。平穩時期和危機時期，香港股市的沖擊會對日本和新加坡股市產生重要的影響；而反過來，日本和新加坡市場的沖擊幾乎不會影響到香港市場。因此我們認為香港與日本、新加坡股票市場間不存在傳染，而存在的是日本、新加坡對香港市場的依存關系。圖2新加坡的沖擊對日本市場的影響在第3期增大（達到近25%），而平穩時期幾乎沒有影響，說明危機中新加坡市場的沖擊很快傳遞到了日本市場，即發生了新加坡到日本的傳染。這一點與我們前面的Granger因果檢驗的結果吻合。

圖2 平穩（上）與危機（下）時期收益率脈沖響應圖

（二）波動性脈沖響應分析

圖3為平穩時期和危機時期波動性脈沖響應分析圖。在平穩時期，香港市場的波動性主要由自身影響，同時也會受到新加坡市場波動性的影響。對新加坡市場產生一個標準差的擾動后會持續對香港市場產生影響，并在第5期達到最大并穩定為20%，說明存在新加坡市場到香港市場的波動性溢出響應。日本市場的波動性除受自身影響外會受到香港市場的輕微影響（為4%）。新加坡市場受香港市場的影響較為顯著，第7期之后成為影響新加坡市場波動性的主要因素，而日本和新加坡市場間的相互影響甚微弱。危機后，香港對新加坡市場波動性的反應大為降低，對日本的影響上升為20%，新加坡也對日本的影響在第二期達到最大為10%。新加坡對香港、日本的反應也發生了變化，受香港波動性的影響更加強烈。因此綜上考慮，危機前后，新加坡、日本都受到香港市場波動性的單向影響，表現為二者對香港市場的依存；而新加坡和日本在危機后發生了金融傳染。

圖3 平穩（上）和危機（下）時期波動率脈沖響應圖

五、結論

本文關注于東亞危機中是否發了金融傳染以及傳染的路徑。我們首先選取香港、日本和新加坡股票市場指數，建立GARCH（1，1）模型用以刻畫波動性；然后采用相關分析、Granger因果檢驗和脈沖響應分析，分別對三個市場的收益率序列和波動率序列是否發生了傳染進行研究。相關分析表明，香港、日本和新加坡股票市場的收益率和波動率的相關性在危機后有了不同程度的增強（除香港和新加坡波動率的相關性由0.76降低為0.52外），說明存在傳染的可能。香港和日本、日本和新加坡的股票市場波動性的相關性在危機后有了上升，特別是日本和新加坡的相關性上升顯著，說明新加坡和日本之間發生波動性傳染的可能性很大。進一步進行Granger因果檢驗發現，危機時期新加坡股市為日本股市的單向Granger原因（收益率序列），而在平穩時期卻不存在這種關系，因此我們認為發生了新加坡到日本的傳染。這點結論也符合日本危機的爆發的原因，日本在東亞危機前國內經濟已經出現了嚴重的問題，東亞危機的爆發對日本危機產生了引導作用，致使日本爆發了危機。最后，通過脈沖響應分析表明，香港對日本、新加坡的影響顯著，而反向的影響卻不存在，說明二者對香港市場的依存；而新加坡與日本的脈沖響應分析，無論收益率還是波動率序列，危機后都存在新加坡對日本的較大影響。綜上我們認為，東亞危機中存在日本和新加坡股票市場之間收益率和波動率的溢出效應，即存在金融傳染，傳播路徑為新加坡到日本；而日本、新加坡與香港市場間不存在傳染機制，只存在依存關系。

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