基于协整理论的沪深股市联动性分析
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基于协整理论的沪深股市联动性分析
作者：平超
来源：《中国市场》2014年第02期
[摘要]本文探讨了我国上海股市沪综指和深圳股市深成指之间的协整性关系问题，通过股票交易软件采集了我国股市自开业以来大部分年度日交易数据，运用E-Views软件程序来探讨我国股市的协整关系，依次经过单位根检验、协整性分析、误差修正分析、格兰杰因果分析，以此分析我国两个交易所之间的股指是否有协整关系，并进一步分析两市股指走势的格兰杰因果问题。
[关键词]上证综指；深证成指；单位根检验；协整检验E-Views
[中图分类号]F832 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432（2014）2-0076-02
1 引言
1.1 问题的提出
1990年11月26日，经国务院授权，由中国人民银行批准建立的上海证券交易所正式成立，这是新中国成立以来内地的第一家证券交易所。
深圳证券市场的起步最早应追溯到1986年；1988年4月，深圳发展银行在特区证券公司的柜台上开始了最早的证券交易；1989年11月，深圳市政府作出了建立深圳证券交易所的决定；1990年12月1日，深交所试营业。
在股份制产生的20多年里，我国的经济状况有了很大的发展。
股份制的产生在我国这样一个资本相对于劳动力严重缺乏的经济体中扮演了重要的角色，它的出现大大缓解了我国企业资金短缺的问题，起到了很好的资金配置的作用，将我国大量的闲散资金转移到了发展潜力大的行业，通过这种方式促进了我国经济在此后的飞速增长。
面对这样一个繁荣的市场，笔者萌发了研究中国两市股指的联动性的问题，以此来观察中国的证券市场是否存在某种联系。
1.2 理论综述
众所周知，影响证券市场价格走势的因素有很多。
在长期中，证券市场价格总是上涨的。
多数学者认为，长期影响股票价格的是科技进步和通胀，其中科技进步对股票价格的作用是公认的，但是对于通胀的作用却有不同意见，有学者认为通胀并不是股票价格上涨的原因，并列举期间发生在拉美数个国家的通胀高企伴随股市的下跌现象以此对通胀在股票价格上涨中的作用提出质疑。
从短期来看，证券市场价格的走势取决于市场基本面，即投资者对于未来数年的宏观经济前景的预期以及对公司未来盈利能力的分析和预期。
当绝大多数投资者认为未来经济前景向好时，证券市场价格将上涨；反之价格将会下跌。
综合以上观点，我国沪深股市在同样的宏观经济环境中，面对同样的企业和同样的投资者，是否有理由相信两市股指走势有一定程度上的协整关系或者说是联动性呢？本文从两市股指着手，运用协整分析等方法，探讨我国股市的联动性问题。
2 实证分析
2.1 数据描述
2.1.1 模型中主要使用到的指标
（1）上证综指（SZZZ）：即上证综合指数，是上海证券交易所编制的，以上海证券交易所挂牌的全部股票为计算范围，以发行量为权数的加权综合股价指数。
（2）深证成指（SZCZ）：即深圳证券交易所成份股价指数，是深圳证券交易所的主要股指。
（3）上证综指日变动量（ΔSZZZ）：在本文中，该数据指标表示上证综指当日收盘价与前日收盘价的差分值，也即上证综指（SZZZ）的一阶差分序列。
（4）深证成指日变动量（ΔSZCZ）：在本文中，该数据指标表示深证成指当日收盘价与前日收盘价的差分值，也即深证成指（SZCZ）的一阶差分序列。
2.2.2 数据的收集
本文中的数据选自上证综指、深证成指自1992年1月22日至2012年4月13日的日收盘价数据。
本文采用2005年4月29日将整个数据周期分为两个阶段，原因是中国证监会在该日发布了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，以此宣布启动股权分置改革试点工作，这标志着具有中国特色的流通股与非流通股并存局面的结束。
在本文的描述中，采用数据区间I代表1992年1月22日～2005年4月28日时间段，用数据区间II代表2005年5月2日～2012年4月13日时间段。
2.2 模型的估计和检验
本文要探究的是两市股指运行关系的问题，下面将用计量经济学相关理论对获取的数据进行分析。
2.2.1 单位根检验
下表中的数据是在两市股指数据进行单位根检验的结果。
可以看出，在第一阶段和第二阶段，上证综指和深圳成指的原始数据序列均为非平稳序列，而其一阶差分序列均平稳。
由此，在上述两阶段，上证综指和深圳成指原始收盘数据均为一阶单整序列。
表1 两市股指数据进行单位根检验的结果
2.2.2 协整检验
由单位根检验，两市的股指单整阶数相同，可以在此基础上进行协整检验。
（1）Johansen检验：
① VAR定阶过程：在VAR模型中选择上证综指和深证成指及其各自的滞后数据为解释变量和被解释变量建立VAR模型，选择AIC信息量最小的阶数为VAR模型阶数。
滞后阶数与其相对应的AIC信息量如表2所示：
根据表2中AIC值最小化的原则选择VAR模型阶数为Johansen协整检验阶数：在数据区间I和数据区间II中，均选择的4阶滞后。
②协整检验：根据上述滞后阶数，利用Johansen迹检验，可得表3：
表2 滞后阶数与对应的AIC信息量注：AIC信息量数据之上的“*”代表最小AIC信息量，其所对应的滞后阶数值为即将在Johansen检验中使用的滞后阶数。
表3 协整检验结果
根据上表可知，在数据区间I上的数据对两个假定均作出拒绝原假设的结果，结论显示在该区间内存在两个协整关系；而在数据区间II上存在一个协整关系。
上述结果不够清晰，可以进一步使用AEG检验来进行协整检验。
（2）AEG检验：
首先对要检验的变量进行线性回归，得到其回归方程的残差序列，而后对残差序列进行检验，计算相应的AEG临界值；同时，在AEG表中可以查，并根据如下公式计算AEG临界值：
C a=∞+1n-1+2n-2；
如果AEG值a，则被检验变量之间存在协整关系；反之则不存在协整关系。
根据上述步骤，AEG检验的结果如表4所示：
表4 AEG检验结果
2.上表中有“*”标注的为检验中出现的最小的AEG值，即为中选值。
由以上AEG检验可知：在过去的20年中，两市股指均存在协整关系。
3 结论
本文对我国上海深圳两市股市的协整性进行了分析，并进一步进行了误差修正分析和格兰杰因果关系检验。
经过以上分析和验证，得出如下的结论：在第一阶段，从我国股市开业直到2005年股权分置改革为止，两市股指存在协整关系，呈现出比较一致的走势特征；在第二阶段，从我国股权分置改革开始直到2012年4月13日为止，两市股指同样存在协整关系。
由此，我国股市存在联动性关系。
参考文献：
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[2]张晓峒.E-Views使用指南与案例[M].北京：机械工业出版社，2009：243-251.
[3]贺巾杰.中国内地、中国香港、美国三地股市联动性的实证分析[D].中山：中山大学，2008.
[作者简介]平超（1985—），男，山西长治人，山西财经大学硕士。
研究方向：计量经济模型与应用。
