港臺(tái)股票市場間的波動(dòng)溢出與市場整合

1、2008/1港臺(tái)股票市場間的波動(dòng)溢出與市場整合楊毅113#3hn, t =wn2h22, t =W212 2+ a22 U2, t- 1(3 )摘 要：本文基于向量GARCH模型中的 BEKK模型建模，并結(jié)合Granger因果分析，對(duì)我國香港與臺(tái)灣股票市場 間溢岀效應(yīng)與最新整合趨勢進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明基于長時(shí)間區(qū)間數(shù)據(jù)的研究顯示 ，香港市場居于主導(dǎo)地 位，對(duì)臺(tái)灣市場的影響性更大，溢岀效應(yīng)呈現(xiàn)岀從香港市 場向臺(tái)灣市場單向溢岀為主 。但基于近期數(shù)據(jù)的趨勢研 究證明，兩地市場的互動(dòng)性正在增強(qiáng)，臺(tái)灣市場的地位相對(duì)上升。兩市間的信息傳遞體現(xiàn)在溢岀效應(yīng)上，正在從香港市場向臺(tái)灣市場的單向溢岀為主，向香港

2、市場與臺(tái)灣市場間雙向溢岀發(fā)展。關(guān)鍵詞：股票市場；溢岀效應(yīng)；波動(dòng)性；一體化中圖分類號(hào)：F830. 91文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001 - 490X （2008） 1 - 011 - 03 作 者：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院博士生；上海，200433一 引論香港和臺(tái)灣股票市場是我國兩個(gè)重要的資本市場，特別是香港市場，是國際化和開放程度，成熟程度都很高的國際資 本市場之一。這兩個(gè)市場發(fā)展中的關(guān)聯(lián)性格外值得我們關(guān) 注。市場間的關(guān)聯(lián)性主要以信息傳遞和溢岀效應(yīng)來觀測。如果分割市場出現(xiàn)一體化的整合，那么投資者可根據(jù)一個(gè)市場 的價(jià)格變化去推測其他市場的價(jià)格變化，使得市場間的價(jià)格 具有相類似的波動(dòng)形態(tài)。此情況下，市

3、場之間存在風(fēng)險(xiǎn)關(guān)聯(lián)， 從而導(dǎo)致一定程度的風(fēng)險(xiǎn)溢出效應(yīng)。目前，股票市場之間的信息傳遞問題已得到越來越多的 學(xué)者的關(guān)注，市場間的信息傳遞主要通過市場的協(xié)同運(yùn)動(dòng)來 反映。許多經(jīng)驗(yàn)研究證明，信息對(duì)資產(chǎn)收益的一階矩和二階 矩都會(huì)產(chǎn)生影響。意外事件不僅影響資產(chǎn)收益的均值，而且 影響資產(chǎn)收益的方差。但是，對(duì)波動(dòng)性（方差）的分析尤為重 要，因?yàn)椴▌?dòng)性反映了資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)。國際上從 Eun和Shm（1989）起，就以美國、加拿大、英國、法國、德國、日本、澳大利 亞、瑞士、香港等股市，1979年至1985年的股市日資料為樣 本，探討國際股市連動(dòng)關(guān)系，分析國際股市傳導(dǎo)現(xiàn)象的強(qiáng)弱、效率以及是否存在領(lǐng)導(dǎo)市場。自此，對(duì)波動(dòng)傳

4、遞的研究一直 持續(xù)。為了研究多個(gè)收益率序列之間波動(dòng)的相關(guān)性，最近十多年間出現(xiàn)了幾類向量GARCH模型，包括VECH模型,對(duì)角VECH模型和BEKK模型等，不同的向量GARCH模型的區(qū)別 在于條件協(xié)方差矩陣的設(shè)定形式。當(dāng)多個(gè)金融市場的波動(dòng)具 有相關(guān)性或存在波動(dòng)溢岀時(shí)，在一個(gè)向量的框架內(nèi)分析問題 能夠充分利用殘差向量的方差-協(xié)方差矩陣所蘊(yùn)涵的信息. 從而能夠形成更為精確的參數(shù)估計(jì)值。將一個(gè)市場對(duì)另一個(gè) 市場的波動(dòng)沖擊看作是模型中的內(nèi)生變量，能夠有效地考察 市場之間的波動(dòng)溢岀效應(yīng)。本文將使用多方程的向量 GARCH模型-BEKK模型建模 得出香港與臺(tái)灣股市的波動(dòng)性，并使用Grange因果分析對(duì)它 們

5、之間的相互影響關(guān)系及方向性進(jìn)行研究 。并通過研究區(qū)間 的改變觀測其發(fā)展趨勢，對(duì)兩個(gè)市場整合進(jìn)展進(jìn)行分析，以期 得岀富有參考意義的結(jié)論。二我國滬深與港臺(tái)股票市場間溢岀效應(yīng)與整合趨勢實(shí)證研究（一 ）數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定本文研究基于的數(shù)據(jù)采用各個(gè)交易所代表性指數(shù)每日收 盤價(jià)數(shù)據(jù)，即香港恒生指數(shù)和臺(tái)灣加權(quán)指數(shù)數(shù)據(jù)。樣本范圍為2001年1月1日起至2007年 8月31日止。趨勢研究中的 樣本范圍將適當(dāng)縮小。香港恒生指數(shù)和臺(tái)灣加權(quán)指數(shù)日歷史 數(shù)據(jù)來源為雅虎財(cái)經(jīng) -http: /finance 。本文采 用的BEKK模型的二維形式為：均值方程：Y = C + uu N(0, Ht)方差方程:Ht =W W +

6、A HA +BE t-1日t-1 B,其具體形式為：2 2 2+ Ph hn, t- 1 + an Ui, t- 12 2+ 冊(cè)2 + P 22 bfe2, t- 1h12, t =W11 W22 + P11 p22 hl2, t- 1 + a11 a22 U1, t- 1 12, t- 1對(duì)于二維BEKK模型的參數(shù)估計(jì)，首先對(duì)待研究的兩個(gè)市場分別估計(jì)單變量 GRCH（1, 1）模型,取其參數(shù)（正的平方 根）作為BEKK模型中對(duì)應(yīng)參數(shù)（矩陣W,A, B相應(yīng)對(duì)角元素） 的初始值，而非對(duì)角元素初始值設(shè)定為0。參數(shù)的收斂準(zhǔn)則定 為1e - 5,即取前后兩次迭代參數(shù)向量的變化率小于0.001%時(shí)認(rèn)為達(dá)

7、到收斂。（二）我國香港與臺(tái)灣股市間的長期效應(yīng)與趨勢研究為對(duì)香港市場與臺(tái)灣市場間的情況進(jìn)行考察，取樣本范圍為2001年1月1日起至2007年 8月31日止的香港恒生指 數(shù)和臺(tái)灣加權(quán)指數(shù)數(shù)據(jù)，剔除香港市場與臺(tái)灣市場間假日不 同這個(gè)影響因素后，有效樣本共1579個(gè)，取為日對(duì)數(shù)收益率 后，進(jìn)入上述 BEKK模型。假定由（3 ）式設(shè)定的均值方程的條件殘差向量服從二元 正態(tài)分布，條件協(xié)方差矩陣設(shè)定為 （3 ）式的BEKK模型。如 前所述，該模型估計(jì)參數(shù)時(shí)將一個(gè)市場對(duì)另一個(gè)市場的波動(dòng) 沖擊看作是模型中的內(nèi)生變量，因而能夠有效地考察市場之 間的波動(dòng)溢出效應(yīng)。#3123V94-2008 China Acadet

8、iiic Journal Licroiiic PobJishifig 1 lousAlt rigJilswww.#3下表給岀香港市場和臺(tái)灣市場收益率的BEKK模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果：HK doesiotGran getCauselW0.000550. 000160.000510.001010.001050.009950.01469注:HK, TW分別代表香港，臺(tái)灣市場，下同。13表1香港股市與臺(tái)灣股市指數(shù)收益率的BEKK模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差z統(tǒng)計(jì)值可能性MU (1)0. 0003660.0002631. 3923260. 1638MU (2)0. 0001850.0003300 5605630

9、. 5751OMEGA (1)0. 0007500.0001554 8529100.0000BETA (1)0. 9817990.002890339.71030.0000ALPHA (1)0. 1794700.01448912. 386840.0000OMEGA (3)0. 0009330.0001346 9605240.0000OMEGA (2)0. 0007410.0001983 7350280.0002BETA (2)0. 9740930.003144309.86960.0000ALPHA (2)0. 2150310.01311116.400870.0000注:MU (1)代表(3 )式

10、中第一個(gè)均值方程的 6,MU (2)代表第二 個(gè)均值方程的C2 ； OMEGA (1 ) , (2), (3)代表方差方程 組中的 wii ,W22,Wi2； ALPHA ( 1) , (2)代表 an ,亞；BETA (1 ) , (2)代表 3 11，卩22；下冋。由上述估計(jì)結(jié)果可以看出，除了均值方程中的收益率不 顯著外(符合市場平均收益率趨于零的常理)，模型其他參數(shù) 均顯著異于零。衡量市場本身波動(dòng)持續(xù)性的系數(shù) BETA(1)和 BETA (2)都十分顯著，且接近于1,說明每個(gè)市場的波動(dòng)都明 顯受自身以往波動(dòng)程度的影響。為考察香港與臺(tái)灣 市場間的波動(dòng)溢岀效應(yīng)，取由上述BEKK模型得岀的兩市

11、指數(shù)收益率序列和收益率條件方差序 列進(jìn)行格蘭杰因果分析。Grange因果檢驗(yàn)要求被檢驗(yàn)變量是 平穩(wěn)的。為此，先對(duì)市場指數(shù)收益率序列和收益率條件方差 序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。表2香港與臺(tái)灣股市收益率和條件方差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)變量含義ADF統(tǒng)計(jì)值MacK innoi臨界值滯后期香港恒生指數(shù)收益率-39.26263-2.56646(3 3 30香港恒生指數(shù)收益率的條件方差-3.895053-3.412723 30臺(tái)灣加權(quán)指數(shù)收益率-37.57060-2.566453 3 30臺(tái)灣加權(quán)指數(shù)收益率的條件方差-3.532934-3.412703 31注：3 3和3 3 3分別代表 5%和1%的MacKinno

12、n臨界值可以看岀，香港和臺(tái)灣股市指數(shù)收益率序列和收益率條件方差序列ADF統(tǒng)計(jì)值分別小于 1%和5%的MacKinnon臨 界值,所以這些序列是平穩(wěn)的，滿足進(jìn)行Grange因果分析的 前提。基于以上收益率均值和條件方差數(shù)據(jù)，我們來進(jìn)行Gran er因果檢驗(yàn)，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，檢驗(yàn)多個(gè)滯后期下的情 況，考慮的最大可能滯后影響期為15(三周):表3香港與臺(tái)灣股市指數(shù)日收益率的Granger因果檢驗(yàn)123451015TW doesnotGran geCauseHK0.1865!8.401430 59951)0.776310.660540.017080.09903從香港和臺(tái)灣股市指數(shù)收益率均值的Gr

13、ange因果檢驗(yàn)可以看岀，假設(shè)香港市場收益率是臺(tái)灣市場收益率的格蘭杰 原因的檢驗(yàn)結(jié)果十分顯著，說明存在從香港市場到臺(tái)灣市場 的均值溢出效應(yīng)，香港市場收益率對(duì)臺(tái)灣市場起到了風(fēng)向標(biāo) 的作用。隨著滯后期的增加，臺(tái)灣市場收益率是香港市場收 益率的格蘭杰原因這一假設(shè)的顯著性也在增加，但整體而言不明顯，不存在明顯的從臺(tái)灣市場到香港市場的均值溢出效 應(yīng)。收益率信息的傳遞在這兩個(gè)市場間呈現(xiàn)岀從香港市場向 臺(tái)灣市場傳遞為主的單向傳遞性，香港市場收益率起到了主 導(dǎo)作用。表4香港與臺(tái)灣股市指數(shù)收益率條件方差的Granger因果檢驗(yàn)4123451015TW doesnotGran geCauseHK0.190120.

14、 333650.394670.526140.617840.694490.16028HK doesiotGran getCauselW0.062770. 081670.131320.075420.066120.016320.00167從香港與臺(tái)灣股市指數(shù)收益率條件方差的Granger因果檢驗(yàn)可以看出，對(duì)于香港市場收益率的波動(dòng)是臺(tái)灣市場波動(dòng) 的格蘭杰原因這一假設(shè)，除了滯后3期的情況外，檢驗(yàn)結(jié)果均 在10%的水平上顯著，隨著滯后期的增加，顯著性還在增強(qiáng)。 說明存在從香港市場到臺(tái)灣市場的較明顯的波動(dòng)溢岀效應(yīng)。從臺(tái)灣市場到香港市場的波動(dòng)溢岀效應(yīng)則在各滯后期下均不 顯著。收益率波動(dòng)的傳遞在這兩個(gè)市場間同樣

15、呈現(xiàn)岀從香港 市場向臺(tái)灣市場傳遞為主的單向傳遞性，香港市場收益率波動(dòng)起到了主導(dǎo)作用。為研究香港與臺(tái)灣股票市場間關(guān)聯(lián)性發(fā)展的最新趨勢，取最近一年間的數(shù)據(jù)來進(jìn)行分析，看是否與以上長期間研究 的結(jié)論相同，以判斷市場整合趨勢是否存在。為此,縮小研究 范圍，取樣本范圍為2006年8月31 日起至2007年8月31 日 止的最近一年的香港恒生指數(shù)和臺(tái)灣加權(quán)指數(shù)數(shù)據(jù)，有效樣本共241個(gè)，取為日對(duì)數(shù)收益率后，進(jìn)入上述BEKK模型。下 表給出香港市場和臺(tái)灣市場收益率最近一年的BEKK模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果：表5近一年香港股市與臺(tái)灣股市指數(shù)收益率的BEKK模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差z統(tǒng)計(jì)值可能性MU (1)0. 000

16、7290. 0006081. 1976360. 2311MU (2)0. 0004710. 0007630. 6172160. 5371OMEGA (1)0. 0020580. 0009952. 0690220. 0385BETA (1)0. 9523150. 03546326. 853760.0000ALPHA (1)0. 2024880. 0632123. 2033400. 0014OMEGA (3)0. 0023820. 0011702. 0358460. 0418OMEGA (2)0. 0016700. 0009851. 6961330. 0899BETA (2)0. 9484300.

17、 04794819. 780550.0000ALPHA (2)0. 1621880. 0573892. 8261140. 0047#14 1994-20DK China Academic Jouinul tilecirwiic Futlisbig Ikmse. All rights reserved,ki.nel#為考察最近一年間香港與臺(tái)灣市場間的溢岀效應(yīng)，找岀發(fā)展趨勢，取由上述BEKK模型得岀的兩市指數(shù)收益率序列 和收益率條件方差序列進(jìn)行格蘭杰因果分析，滯后期的選取 將依據(jù)趨勢研究的需要進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整。表6香港與臺(tái)灣股市近一年指數(shù)日收益率的Granger因果檢驗(yàn)2345101525TW doe

18、snotGran geCausHK0. 8263；0. 5269：0.8117（076890.6922510.5014：10.24038HK doesnotGran geCauseW0.463390.166980 230310.260170.1103；! 0.0973$10.22616從近一年來香港和臺(tái)灣股市指數(shù)收益率均值的Granger因果檢驗(yàn)可以看岀，整體上看，檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著，近一年香 港和臺(tái)灣股市間不存在明顯的均值溢出效應(yīng)，說明香港市場收益率對(duì)臺(tái)灣市場收益率的影響趨勢近期趨于弱化，這也許和對(duì)我國整體而言，大陸市場地位相對(duì)上升，香港市場地位相 對(duì)下降有關(guān)，從而導(dǎo)致其對(duì)臺(tái)灣市場的均值溢岀影

19、響下降。我們繼續(xù)研究近一年兩市間的波動(dòng)溢岀效應(yīng)變化趨勢。II w Ih Vpi. J表7香港與臺(tái)灣股市近一年指數(shù)收益率條件方差的Granger因果檢驗(yàn)2345101525TW doesnotGrange CausHK0.627770.604190 005194.8E- 08.9E- 0643E- 050.00011HK doesnotGra nge CauselW0. 022360. 048090.003640.002190.000370.000292. 1E- 05從上表可以看岀，在近一年的期間內(nèi)，在所有的滯后期情 況下，香港股市的波動(dòng)是臺(tái)灣股市波動(dòng)的格蘭杰原因這一假 設(shè)非常顯著。而且，在滯

20、后期增加后多數(shù)情況下，臺(tái)灣股市的 波動(dòng)是香港股市波動(dòng)的格蘭杰原因這一假設(shè)也非常顯著?？梢哉J(rèn)為兩市間存在明顯的雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)。與2001年到2007年間長期數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果相比較可以看出，兩個(gè)市場間各 自對(duì)對(duì)方的波動(dòng)溢出效應(yīng)都在增強(qiáng)，說明了市場整合性的增 強(qiáng)，但臺(tái)灣市場對(duì)香港市場的波動(dòng)溢出效應(yīng)影響增強(qiáng)得更多，說明了臺(tái)灣市場對(duì)香港市場的影響性也在增加。綜合近一年 的均值和波動(dòng)溢出效應(yīng)來看，香港仍處于相對(duì)重要的影響位 置，但差距已不像長期那樣明顯。四結(jié)論通過本文對(duì)香港與臺(tái)灣股票市場間溢岀效應(yīng)與整合趨勢 的實(shí)證研究，主要結(jié)論為：在長期（時(shí)間區(qū)域 2001年1月1日至U 2007年8月31日），存在從香港

21、市場到臺(tái)灣市場的顯著的均值溢岀效應(yīng)，香港市場收益率對(duì)臺(tái)灣市場起到了風(fēng)向標(biāo)的作用。對(duì)于波動(dòng)溢 岀效應(yīng)，則存在從香港市場到臺(tái)灣市場的較明顯的波動(dòng)溢岀 效應(yīng)。從臺(tái)灣市場到香港市場的波動(dòng)溢岀效應(yīng)則在各滯后期 下均不顯著。無論是均值溢岀效應(yīng)還是波動(dòng)溢岀效應(yīng)，均呈現(xiàn)岀從香港市場向臺(tái)灣市場單向溢岀為主的特性。由于兩地地域與文化均十分接近，市場關(guān)聯(lián)度較高，而香港股票市場的 市場地位，開放性和國際化程度更高，因而起到了主導(dǎo)作用。而在近期（時(shí)間區(qū)域2006年8月31日到2007年8月31 日），香港市場收益率對(duì)臺(tái)灣市場收益率的影響趨于弱化，顯著性不高。波動(dòng)溢出方面，香港股市的波動(dòng)是臺(tái)灣股市波動(dòng) 的格蘭杰原因這一假

22、設(shè)非常顯著。在滯后期增加后多數(shù)情況 下，臺(tái)灣股市的波動(dòng)是香港股市波動(dòng)的格蘭杰原因這一假設(shè) 也非常顯著?？梢哉J(rèn)為兩市間存在較明顯的雙向波動(dòng)溢出效 應(yīng)。與長期數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果相比較，兩個(gè)市場對(duì)對(duì)方的波動(dòng)溢 岀效應(yīng)都在增強(qiáng)，說明了市場整合性的增強(qiáng)，但臺(tái)灣對(duì)香港市 場的波動(dòng)溢出效應(yīng)影響增強(qiáng)得更多，說明了臺(tái)灣市場地位的 相對(duì)上升，對(duì)香港市場的影響性增加。綜合來看，香港仍處于 相對(duì)重要的影響位置。綜合長期和短期分析，總體而言，香港市場居于主導(dǎo)地 位，對(duì)臺(tái)灣市場的影響性更大。從發(fā)展趨勢上看，兩地市場關(guān) 聯(lián)的互動(dòng)性正在增強(qiáng)，臺(tái)灣市場的地位相對(duì)上升，兩市間的信 息傳遞體現(xiàn)在溢岀效應(yīng)上，正在從香港市場向臺(tái)灣市場的單 向溢岀為主向香港市場與臺(tái)灣市場間雙向溢岀發(fā)展。因此，香港投資者在進(jìn)行市場分析時(shí)，也應(yīng)加強(qiáng)對(duì)臺(tái)灣市場影響的 考慮。參考文獻(xiàn)：1 Kroner and Ng