發布時間：2023-09-01 16:48:29
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的金融危機與股市的關系樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
【關鍵詞】金融危機，股市，分析
一、前言
隨著中國市場經濟的不斷發展，作為其中重要組成部分的金融市場對中國經濟起到越來越重要的作用，也日益受到普通大眾的關注。其中關于股票市場價量關系的研究一直是學術界專家學者和金融領域人員的研究熱點之一。股市價格的波動性與其成交量間的互動關系，是理解股市波動性的關鍵指標之一。關于價量關系的研究在研究方法方面日漸成熟，但是，已有文獻的研究視角大都只局限在單一時段或者不區分時段，這不利于全面考察中國股市價量間的關系。因此，將滬指劃分為金融危機爆發之前和之后的牛、熊市兩個時段來全面分析股市的價量關系，并探索交易量對價格波動的深層影響。
二、金融危機下對股市的兩點簡單的建議和分析
（1）一般情況下，成交量都只能部分的解釋收益率。有時二者的關系是模糊不清的，這說明作為技術分析指標之一的平衡成交量法（OBV）具有一定的局限性。因此，技術分析投資者不宜單獨使用OBV指標，應將該指標與基本分析及其他技術分析指標結合使用。
（2）完善做空機制。針對非預期交易量對市場沖擊的非對稱性，需要建立更加有效的做空機制來增加負面信息融入市場交易的能力，可以完善中國的股指期貨和融資融券市場，以期能有效拆除市場自發性信息屏蔽，拓展信息流進入市場的數量與效率。
結論
（1）金融危機前股市的平均收益率遠高于金融危機后的收益率均值，但金融危機前收益率的日波動幅度小于金融危機后的波動幅度。
（2）金融危機前，由于交易量序列不平穩，因此不確定交易量與收益率的Granger因果關系；而金融危機后這一時期，二者具有雙向的因果關系。
（3）將不同類型的成交量加入到GARCH（1，1）模型的條件方差方程中進行回歸，可知：首先，金融危機前，成交量可以部分解釋股價的波動，而危機爆發后，量對價的解釋力消失了。其次，非預期成交量在危機前對股價波動都沒有解釋力，而金融危機后有一定的解釋作用。再次，兩時段中，預期成交量對波動均不具有解釋力。最后，兩個時段內，非預期成交量中超過均值的部分對股價波動性都具有一定地解釋作用；但是，金融危機后其解釋力更強。
（4）非預期成交量中超過均值部分的系數為正，說明交易量放量對市場的沖擊比負的交易量對市場的沖擊大，即非預期交易量對市場的沖擊存在非對稱性。
三、基于個股數據的股票市場流動性溢價存在性檢驗
1. 變量選取及數據說明
（1） 流動性指標的選擇 流動性具有多方面的屬性，某一指標一般只能反映流動性某一方面的屬性，具體地，選擇換手率作為流動性度量的理由有二點：第一，換手率作為衡量 我國證券市場流動性的數量指標，在流動性的衡量中，加入數量指標，會使研究 更有說服力，且其數據容易取得；第二，它有很好的理論支持，在AM（1986） 證明了在均衡時流動性與交易頻率相關，高價差的證券分配在預期長持有期（交 易頻率低）的組合上，另外Shing-yang（1997）也證明換手率是預期收益的減函數； Amivest 流動性比率比較了一定時期內的成交金額與絕對價格的變化。成交 金額越高，可以吸收更多的價格變化。因此Amivest 流動比率的值越大說明流動 性越高。當一段時間內的收益率為零時，規定這段時間內的Amivest 流動比率的 值為零。由于每個月的Amivest 流動比率的數值很大，因此取其自然對數來衡量流動性的大小。 選擇 Amivest 流動性比率指標作為流動性度量的理由有二點：將換手率和 Amivest 流動比率這兩個流動性指標一起進行研究，檢驗流動性與收益之間的關 系是否受不同的流動性度量指標的影響。
（2） 其他變量的選擇 從目前國外對股票收益率所取得的實證研究結果來看，對該問題的研究已有 一套成熟的實證體系，雖然我國股市的運行機制尚不完善，存在過度投機以及政 府政策對市場有巨大影響等因素，但大多學者普遍認為：市場風險系數（即β 系 數）對股票收益沒有表現出較強的解釋能力，而公司規模、帳面/市值比、收益/價格比等變量則表現出較強的解釋能力。
2. 股市流動性溢價存在性檢驗
（1） 實證檢驗方法及其說明 在已有文獻中，關于股市流動性溢價的實證研究大多采用橫截面檢驗或者時 間序列檢驗。本章構建在時間-截面二維基礎上的面板數據（Panel data）回歸模 型，對股票市場流動性溢價的存在性進行實證檢驗。
面板數據模型相對于純橫截面數據模型和純時間序列模型的優點在于：
①由于觀測值的增多，使參數估計值更加可靠；可以深入到每只股票層次、每個影響 收益率的指標層次來研究股票收益率，有利于對比分析，從而體現不同指標對股 票收益率影響的差異；能夠識別一些純橫截面數據模型和純時間序列模型所不能 識別的因素；提高了模型參數估計精度，同時大大降低了多重共線性的影響。
② 對于固定效應模型能得到參數的一致估計量，甚至有效估計量。
③面板數據建模 比單截面數據建模可以獲得更多的動態信息。
參考文獻：
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關鍵詞：股市聯動；滬深300；道瓊斯工業股票；均值溢出；波動溢出
中圖分類號： F831.5 文獻標志碼： A 文章編號：16720539（2014）01006706
一、引言
隨著世界經濟一體化的推進和金融全球化的發展，國際資本市場間的聯系愈發緊密，國際主要股票市場指數呈現出更加明顯的共同變化趨勢，2007年源于美國的次貸危機向其他國家和地區的蔓延便是有力的佐證。在國際資本市場中，作為最具成熟資本市場標志的美國股市與作為新興市場典型代表的中國股市之間的聯動性正受到越來越多學者的關注。近年來，中國內地資本市場對外開放程度加深，尤其是針對境內外投資者的QFII、QDII和RQFII審批額度不斷擴大，這是否會加強中美股市的聯動性？特別地，全球性金融危機對中美股市的聯動性有何影響？這些都是當前急需厘清的問題。因此，研究中美股市聯動性有助于分析兩國資本市場間的聯系，對于監管當局控制金融危機的沖擊、維護國家金融安全以及國際投資者進行風險管理都有著重要的理論意義和現實意義。
學者們對股市聯動性的研究主要從聯動性的檢驗、時變特征、聯動的內在機制等方面展開，隨著美國次貸危機及歐債危機的爆發，危機中的聯動性變化逐漸成為研究的另一焦點。
國外學者的研究大體可以分為兩個方面。一方面，有學者檢驗了不同股市之間的聯動性問題。Hilliard [1]研究發現，國際股市收益關聯水平較低；而更多學者則認為自20世紀90年代中期以來，國際股市聯動性顯著增強[2-3]。另一方面，有學者研究了金融危機對聯動性的沖擊。Dooley和Hutchison [4]研究了次貸危機向新興市場的傳播后發現，中國、馬來西亞和韓國一度與美國脫鉤，但2008年夏末或秋初又重現關聯。相反，Tamakoshi和Hamor [5]發現，希臘債務危機爆發以來，歐洲股市之間的相互依賴性降低。
國內學者重點關注中國股市與其他股市之間的聯動性。韓非和肖輝 [6]研究了2000年-2004年美國股市與中國股市開盤價和收盤價之間的關系，發現中美股市之間相關性很弱。進一步地，張兵等 [7]研究認為，中美股市不存在長期均衡關系。關于危機對中國股市關聯性的影響問題，國內學者并沒用一致的結論。多數學者認為，危機期間股市聯動增強[8-9]，少數學者如何光輝等 [10]則認為次貸危機和歐債危機會降低一體化水平，進而造成股市聯動水平降低。
從以上研究結果看，隨著世界經濟一體化進程的加快，國際主要資本市場之間的關聯性增強，中國股市與世界資本市場的聯系亦愈發緊密。但在危機期間，新興股市之間以及新興股市與發達股市之間的聯動性尚無定論，其結論因研究對象、樣本期間以及實證方法而異。國內已有研究大多數以上證綜指代表中國股市，僅有少數學者 [11]研究滬深300股指與世界指數的聯動關系。同時這些研究并沒有考慮長短期聯動關系及極端情形下的聯動性。因此，本文以滬深300股指為代表，重新考察中美股市的聯動性。
二、實證模型與方法
本文將運用Johansen協整檢驗分析中美股市的長期均衡關系，分別使用Granger因果關系檢驗和DCCGARCH模型分析中美兩市短期的均值溢出效應和波動溢出效應，在此基礎上用分位數回歸考察中美股市在極端情形下的聯動性。這些模型與方法都很成熟，且應用廣泛，介紹從略。
（一） Johansen協整檢驗
三、樣本數據取得與實證結果分析
（一）樣本數據取得
本文以滬深300股指（HS300）、道瓊斯工業平均指數（DJIA）分別代表中國和美國的股票市場。樣本數據來源于銳思數據庫，樣本期間為2005年4月8日-2013年4月3日（剔除交易日不重合的數據后得到1875組數據），兩市指數價格走勢如圖1所示。為了在時間上進行動態比較分析，以QDII正式實施（2007年7月3日）、QFII審批額度突破150億美元（2009年8月25日）、RQFII推出（2011年8月17日）作為分界點（用紅色虛線標出）。
（二）中美股市長期均衡關系檢驗
單位根檢驗的結果（2）說明，HS與DJIA及其對數收益序列本身非平穩，但它們的一階差分序列（即HSCL和DJCL）是平穩的，即HS與DJIA及其對數收益序列屬于一階單整序列。從各階段散點圖看，中美股指價格序列可能呈線性關系。由此可見，HS與DJIA可能存在協整關系。在這個基礎上，通過Johansen協整檢驗分析中美股指序列（3）之間的長期均衡關系。表1列出三種常用模型下的Johansen協整檢驗結果。容易發現，除了第一階段，中美股市不存在顯著的協整關系。
關鍵詞：金融危機、結構升級、次貸危機、產業調整
一直以來，美國號稱以精神立國，號稱有世界上最完備的監管和銀行體系，然而具有諷刺意味的是。這次危機暴露出來的問題恰恰出現在這些方面，這不能不令人反思。同時，這次金融危機也使中國許多深層次問題很快地暴露出來，使我們能更清醒地意識到國內實體與虛擬經濟存在的缺陷，必須對癥下進行改革，從而把危機轉化為發展機遇。
一、促進房產地中介的結構升級
房地產業是國民經濟的重要支柱產業，危機出現以后房地產業的低迷狀態給國民經濟帶來不小的震蕩，怎樣才能讓我國的房地產業蓬勃發展起來？房地產中介在房地產經營和銷售中扮演著主要角色。危機出現之前。由于房地產中介的不斷升溫，使得房地產中介行業很難進行完整的結構升級。危機爆發之后，在房地產市場成熟的國家，中介成為房地產經營過程中最為活躍的環節。國外房地產中介機構具有豐富的操作經驗，而且擁有相當厚實的經濟實力和信息網絡，為營造房地產市場的繁榮發揮了重要作用。但是，一直以來，我國對房地產中介公司態度冷淡，盡管已經有許多人介入到房地產中介工作，但由于缺乏相關的政策扶持，房地產中介的發展仍然面臨著各種問題。金融危機的爆發為我國房地產中介結構升級帶來了機遇。
首先，有些大型房地產中介可以聯合中小型房地產中介共同發展。把一些中小型房地產中介不能受理的業務接收過來，將自身受理的小型業務交給他們，每筆業務按照業務量大小相互支付交換費。以促進中小型房地產中介的抗風險性，提高業務量和服務水平，對于大型房地產中介來說也是拓寬自身業務規模的好機會。
其次，部分大型房地產中介可以建立房屋裝潢設計和房屋建材機構，推出以房屋銷售、裝修為一體的經營模式。吸引顧客眼球，讓顧客感覺到與該房地產中介做業務的實惠、省心、放心，這種結構升級，對中介公司的未來決策和發展是一次機會。
最后，多數房地產中介可以趁機提高員工的素質，定期開辦學習班，采用服務質量等級制淘汰低層次人員，引進專業水平高的人才，確保房地產中介具有開發房地產投資分析、房地產策劃、咨詢、營銷顧問、房地產市場以及外立面、戶型設計等的服務內容、質量和水平，從而提升中介公司的實力和市場競爭力。
二、加快業的產業調整
國民經濟運作的好壞，決定了一個國家的國力強弱與否，國民經濟的來源靠的正是各行各業的利稅。不得不承認，國內旅游業對我國在拉動內需、刺激消費、帶動相關產業發展、提高人民生活質量等方面起到了突出的作用。據世界旅游組織預測，到2020年，我國將成為世界第一大旅游目的地國家。然而，金融危機對我國旅游業的重創，使我們清醒地看到了國內旅游業的不足。目前，我國旅游業應趁機加快產業調整，擴大產業資源的利用和開發，縮小與國外旅游業的差距，增強國內旅游業的實力。
三、強化政府部門對股市的監管
危機來臨之前，我國股市漸長。很難發現股市中存在的問題，但是，危機產生以后直接給我國股市敲響警鐘，尤其是政府部股市的監管環節非常薄弱，應側重從以下兩個方面加以完善。
首先，以保護中小者的合法權益為監管目標。在大多數投資者中，中小投資者往往是散戶，在股票中處于劣勢地位。當某個股票的大莊家瞬間撤走所有資金時，會引發該股票直線下跌，股票的投資者，尤其是中小投資者將受到較大的損害，他們的權益是最容易被漠視的。中小投資者在股票市場的地位雖然不高，但是他們也對股票起著重要的作用，如果某只股票參與的散戶較多。也能支撐起該股票的上漲趨勢。
其次，國家要不斷完善股市制度，加強市場監督，恢復市場信心。一方面，我國股市是一個不成熟的新興股市，市場失靈主要表現為因股市制度的缺失或不完善而產生的市場無序運行。
四、進一步完善市場的監管與法制建設
期貨市場走過的10多年的歷程，從初創、探索、清理整頓、恢復性增長到現在的規范發展，雖然已經出臺標志期貨市場的法規框架，我國期貨市場仍然處于初級階段，金融危機對我國期貨市場的嚴重打擊，是之前無法預料和想象的。因此，必須抓住當前國內期貨市場的性發展機遇，借鑒美國期貨市場的成功做法，進一步完善國內期貨市場的監管與相應的法制建設，在乎穩中求發展，為我國股指期貨的推出奠定基礎。
首先。加強市場自律、規制和政府監管的協調運作。目前我國期貨經營機構大部分隸屬各地方政府、等。這些機構為求得生存和發展，在拓展業務時往往忽視市場自律。因此，為確保期貨市場健康發展，交易所可以從制定契約以自律著手，政府部門則主要通過相關法律規制加以監管為輔。
其次，建立強大的市場風險防范體系。為增進國內市場風險防范體系的效率，應該理順期貨監管體制，確保市場平穩運行。我國應仿照美國成熟的證券期貨市場監管模式，結合我國特色，建立起一個以政府依法監管、證監會自律、交易所自我管理的三級監管組織體系。
最后，完善相關立法。由于期貨市場一直是變動和創新最為劇烈的領域，導致法律出現空白。在市場條件下，任何客戶都不能直接進入市場，使得部分會員利用與客戶之間的信息不對稱性。
不發展金融自然不會有金融危機，只要發展，就必然時常碰到問題。今天中國因為沒有那些五花八門的按揭衍生證券，所以沒有金融危機，而美國有了這些才時常出現金融危機，這本身并不說明中國的金融欠發展是正確、是對中國社會更有利的事。而如果中國或任何國家從此限制金融創新、過度強化金融管制，那會像因噎廢食一樣地錯。只有進一步鼓勵自發的金融創新、放開金融市場的手腳，中國的金融市場才能深化。
參考文獻：
關鍵詞：金融形勢；資金泡沫；金融危機；策略
隨著社會的發展，世界經濟也走向了快速發展的道路，然而就在世界經濟一體化的同時，國內從2006年以來就出現了股市的暴漲以及房地產市場價格居高不下的局面。而2007年美國就發生了次貸危機，使美國經濟走向衰退，還給世界各國經濟的發展產生了負面的影響。伴隨著經濟的快速發展，金融市場則也趨于復雜化，而資金價格的劇烈波動則也成為近一二十年全球經濟的一個顯著特征，不穩定的金融市場形勢帶來了資金泡沫的破滅，在一定程度上嚴重阻礙了經濟的發展。
一、 當前金融市場發展形勢
自從中國加入WTO后，我國也就加入了全球化經濟的進程中，而世界經濟的波動對我國的經濟同樣會產生很大影響。隨著近幾年國內經濟發展的不斷完善，以及國內繼續對國際金融危機的一攬子計劃的繼續實施，在一定程度上加快并推進了經濟發展方式轉變和結構調整，呈現了增長速度較快、就業持續增長、價格基本穩定、國際收支趨向平衡的良好局面。但是，在總體局勢良好的情況下，卻也存在著諸多危機。首先，各地的投資沖動強烈，財政金融系統性風險加大，到2010年六月末時候，地方政府融資平臺貸款余額就達到了7.66萬億元，其中劃分為風險級別的貸款占到五分之一還多；其次，農業基礎薄弱，農產品供求脆弱平衡關系將長期危機我國物價穩定大局；再次，房價與居民收入之間、保障房建設與需求之間的矛盾依然突出等等。總之，在一向看好的國內金融市場的同時，還要看到其潛在的危機。
二、 資金泡沫現象及形成原因分析
在目前我國股市中，國內諸多的股票價格與其內在價值相差甚大，而股市存在泡沫這一事實不可否認。股市走勢由于政策和莊家操縱市場的意愿而出現忽高忽低的現象，這也就意味著股市的泡沫更趨于非理性泡沫。筆者通過對相關資料的查閱以及統計對股市泡沫問題有以下研究：
2.1 貨幣供應量與股市中的信息不對稱性
縱觀國內十來年的貨幣供應量來看，其總體呈現增長趨勢，市場中隨著貨幣量的增加而致使價格不斷上漲，最終構成通貨膨脹，造成了資金泡沫的形成。在股市中由于其信息的不對稱，投資者則非理性的去判斷金融資產價格，從而在一定程度上進一步造成股市泡沫產生以及增長。
2.2 資金流動
“大規模固定資產投資”啟動下的流動性仍將繼續。在2009年時，政府就已經實施了大規模的一攬子刺激計劃，而其中諸多的投資項目屬于大型項目，需要幾年甚至更多時間才能完成。因此，若大幅度緊縮政策不僅會面臨著地方政府的抵觸，也會在一定程度上推遲項目的竣工期限，則對銀行來說則成為不良的貸款影響。則資金流動的現象固然給資金泡沫的增長帶來機會。
2.3 通貨膨脹預期下的投資及投機行為
就目前通貨膨脹的預期下，有越來越多的投資以及投機資金愿意進入股市等大宗商品市場。而當前的資產價格泡沫就是因為全球流動性泛濫而造成的，同時也是全球化和中國特定發展階段的產物。就如2011年的金融現狀，若當時世界主要經濟體的經濟刺激退出政策超出預期，如此全球的流動性也將快速降低，同時也會致使資產價格在短期內大幅度下降，最終造成國內的資產價格泡沫“硬著陸”的現象若國內不采取相應的舉措。資產膨脹則是資產泡沫形成的基礎，也即是在金融市場中，若資產膨脹到一定程度時，在這種虛擬經濟下投機導致資產的市場價格高于內在價值。由此，通貨膨脹預期下的投資以及投機行為將可能進一步產生泡沫。
三、 資金泡沫與金融危機
在金融市場中，經濟作為一個整體，其每一部分均是不可或缺的，是有著密切聯系的。無論是在股市，還是房地產業中，資產泡沫的破裂后果相當嚴重。其最直接的后果就是造成了財富中的雪崩效應，也即人們的財富極速縮水。資產泡沫的破裂，財富的消失，失業以及破產隨之產生。在其影響下，出現經濟秩序混亂甚至陷入了停滯狀態。就像股市和房地產，當其出現資金泡沫破裂時，投機者將再無能力償還銀行的貸款，隨著量地劇增，銀行的不良貸款也將迅速增加，導致了金融機構中的各種體制弱化，其抗風險以及資金周轉失靈等問題隨即出現。當這種不良的貸款積累到一定程度時，越來越多的銀行開始破產。最終會導致金融體系的不穩定，進而引發金融危機。當然，一種資產泡沫的破裂，其造成的經濟衰退將會繼續擴展，對其他行業的經濟造成影響。因此，在世界這個大的經濟體中，任何一個行業的資產泡沫破裂，都將會對整個經濟體產生嚴重影響，而作為貫穿這個大經濟體中的金融，也將逐步受到影響，甚至造成金融危機的爆發。
四、 資金泡沫的應對策略
4.1 調整產業結構與拉動內需并行
在2008年金融危機來臨之前，我國也曾是以出口為主的導向型經濟體。然而，作為國內主要的出口對象的西方國家，由于金融危機的爆發，其自身經濟的急劇衰退，從而造成對我國的需求減少，進而致使我國在海外市場上的價格不斷降低，最終導致我國沿海大批出口導向型企業倒閉。由此看出，當外部環境不斷惡化的情況下，拉動內需成為國內經濟發展壯大的必要，同時也是有效的抵御國外經濟波動對我國經濟的影響。就像在1997年東南亞金融危機后，我國以投資基礎設施項目為手段，在當時取得了良好的效果，當然這與我國當時的基礎設施不完善有很大的關系。在2010年外需萎縮的局面，以及國內部分產業產能過剩的問題將更加突出。而對產業結構的調整，發展低碳經濟，從而能有效的應對產能過剩問題。就我國目前的形式來看，國內巨大的消費群體來自農村，當國內投資接近飽和時，通過拉動內需的措施，對農村的社會保障體系建設項目進行投資，從而增強國家的經濟發展力的作用。
4.2 加強金融監管，推動體制改革創新
就我國金融市場的發展狀況來看，一個金融體系是在很大程度上可以提高經濟實體的發展質量水平，從而防止資金泡沫的發生嗎，而我國的金融市場卻不容樂觀。筆者認為可以做一下調整。一方面，加強金融方面的監管，特別是對國際上的相關賬戶的管理，由于我國并沒開放資本賬戶，而國際上的諸多資金卻變相由經常賬戶進入國內，引發資金泡沫的形成，同時由于國內實體經濟對這種過剩的流動性經濟不能有效的吸收，進而拉大了國內的新產品的價格與其價值的差距；另一方面，建立多層次的資本市場，從而為投資者提供更多的機會與選擇，在一定程度上不僅可以推進我顧產業結構的升級，而且還可以將資金從股票以及房地產中分流出來。總之，我國的金融機構應該加強對資本賬戶以及經常賬戶進行嚴格的監督，在推動體制改革創新的基礎上，從而健全金融市場，從而防范資金泡沫的形成產生。
4.3 調整貨幣政策
作為經濟發展迅速的日本，在當年迫于美國壓力以及國際經濟的協調，同時在國內投資者非理性預期的狀況下，由于沒能及時對貨幣政策進行有效掌控，最終造成日本泡沫經濟的破裂。在上個世紀80年代，日本政府就是迫于國際壓力，對內實施寬松的經濟政策．而對外日元升值，從而造成日本國內資產泡沫嚴重，而且此時的日本政府也未選擇合適的時機來控制這一現象，最終導致日本泡沫經濟的產生和破滅，這也使日本經濟陷入了長達20年的經濟衰退之中。在2008年中，金融危機過后，我國就采取了積極的財政政策以及較為寬松的貨幣政策，通過降低融資成本來促進企業的生產經營活動，從而拉動國內的經濟發展。貨幣目標在一定程度上不僅要關注實體經濟，而且還要對金融經濟目標的關注。我國經濟應該以日本為鑒，充分認識世界經濟發展的不平衡。我國目前的經濟對外依賴性太大，而國外對人民幣升值欲望較強，同時其存在流動性過剩，這就需要保持我國貨幣政策的獨立性。當然，我國還應在保持自身經濟政策獨立性的同時，采用有效的適合自身的經濟發展政策，在我國也已出現資金泡沫的情況下，如股市和房地產行業，更應該抓住避免泡沫風險這個時機，避免重蹈日本經濟泡沫經濟的覆轍，立足長遠，調整國內貨幣政策，保證我國金融市場健康快速發展。
五、 結束語
有統計結果顯示，國內股市的市場理論基礎增長較國民經濟增長幅度要大很多，有時絕對泡沫度可達到70%左右，然而在可預期的經濟增長幅度下，股市中存在著一定泡沫也是一種正常現象。因此，這就需要我們充分認識到國內資金泡沫的存在以及與其有著密切聯系的金融危機。同時，也要求投資者對資產價格以及資金泡沫的重視，在吸取國外金融危機中的經驗教訓的同時，還要結合國內的金融發展模式以及金融環境，利用調整產業結構和貨幣政策，以及加強金融監管和金融體制的改革創新等等措施，把握國內金融發展的整體趨勢，控制好資產價格，在一定程度上大幅度壓縮泡沫，進而保證國內金融市場的快速健康的發展。(作者單位：硅湖職業技術學院)
參考文獻：
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關鍵詞：股票市場 收益率 聯動性 實證分析
引言
在國內關于中外股市聯動性的文獻中，張福等（2004）研究認為，中美股市不存在長期均衡關系，而B股對境內投資者開放之后中國股市對美國股市產生了單向的引導關系。韓非等（2005）的研究得出中美股市的相關性較弱。林璐和萬玉琳（2009），秦梓華（2010）等的研究認為存在國際股市的相關性，并認為金融傳染渠道比較復雜，路徑交織模糊。筆者認為，造成學者們研究結果不同的原因來自于研究時段的區別，如張福等是選取的1996年到2002年的樣本區間，當時中國股市剛剛起步，還處于比較封閉的狀態，而林璐等人的研究時間段是截止到2007年以后的，當時A股市場與世界金融市場的聯系已經日益密切，資本市場的開放程度也較大。
股票市場內在聯動機制
國際金融危機的爆發，證明了國際股票市場的聯動性，而對于主要國家之間股票市場聯動性產生的原因，學者們也有不同的看法。但都可以總結為兩個觀點：一種是經濟基礎說（economic fundamentals），一種是市場傳染假說（market contagion hypothesis）。
經濟基礎假說產生于投資者完全理性的傳統金融理論，認為股票市場的聯動是由資產基本面引起的，即一國宏觀經濟指標的變動同時對本國和其他國家資本市場造成影響。美國和中國，分別是世界上最大的經濟體和經濟增長速度最快的經濟體，2010年中國國內生產總值更是躍居世界第二，隨著2001年中國加入世界貿易組織，中美貿易額呈現加速增長趨勢。到2008年，中美貿易額達到最高值，為3337.4億美元，比2001增長了約3.2倍，年均增長率達到22.5%。
市場傳染假說認為，由于市場的參與者不具備完全理性的特征，從而在信息不對稱的條件下，更容易產生羊群效應，趨同效應等特征。再者金融市場自身的敏感性和投資者心理因素，也會加強股市的聯動性。
數據選取與研究方法
（一）數據選取與處理
文中分別選取上證綜合指數和標普500（S&P500）作為中國股市和美國股市的考察對象，上證綜合指數于北京時間9：00開盤，下午3：00收盤。標準普爾500指數于美國東部時間9：30開盤，下午4：00收盤。由于美國和中國證券市場的節假日略有不同，交易日也略有差異。所以，在2000年1月4日到2011年9月30刪除了兩個市場交易日不重疊的交易數據之后，最后得到2735組價格數據。
Hamao（1990）將日收益率分解成兩部分：昨日收盤-今日開盤和今日開盤-今日收盤收益率，分別考察國外市場波動對國內市場開盤價格和收盤價格的影響。借鑒這一做法，本文收益率的計算公式如下：
（1）
其中，R_c_ct，R_c_ot，R_o_ct分別表示第t日的股票指數昨日收盤-今日收盤收益率，第t日的股票指數昨日收盤-今日開盤日收益率，今日開盤-今日收盤收益率。Ct、Ot、Ct-1分別表示今日股票指數收盤價、今日股票指數開盤價和昨日股票指數收盤價。
（二）研究方法
1.相關性分析。中美股市收益率相關性的計算公式為：
（2）
其中ρsp，ss是中美股市收益的相關系數，R_c_sp是美國股市收益率，R_c_ss是中國股市收益率，ρsp，ss的值越大，說明中美兩國股市的相關性越大，聯動性越強。具體各個類型收益率之間的計算都可以按照此辦法計算。
2.中國股市收盤影響美國股市開盤的傳導模型。根據市場傳染假說，美國股市收盤后，美國股市的今日開盤-今天收盤收益率，可能會影響到在隨后開盤的中國股票市場。如果假設美國股市的今日開盤-今日收盤收益率對中國股市的昨日收盤-今日開盤收益率影響是一種線性關系，則可以建立如下傳導模型：
（3）
3.考慮序列相關性后模型的改進。在式（3）中，假設ε1服從獨立同正態分布，由于股票市場單個股票交易的不同步性、買賣價差以及價格變動的最小幅度等因素，造成了股票和指數收益的序列相關性，從而需要對式（3）進行修改。因此，本文通過實證檢驗，選擇通過MA模型來消除序列相關。
首先檢驗SPROCt-1的MA（q）的階數q，確定階數q之后，原始模型（3）可以寫成（4）：
（4）
4.最終估計模型。綜合收益率的序列相關、條件異方差等因素后，美國股票市場對中國股票市場開盤的影響模型如下：
（5）
（6）
（7）
如果系數λt是顯著的，則表明美國股票市場的波動性對中國股市的收益率有顯著影響。
參照上述方法，同樣可以建立中國股票市場的波動性對美國股票市場波動性的傳導模型，從而考察究竟是美國股市影響中國股市還是中國股市影響美國股市。
實證分析
（一）指數收益序列平穩性檢驗以及相關性分析
大多數時間序列都會受到時間影響，呈現序列不平穩的現象，而時間序列的不平穩就可能引起偽回歸問題。所以在進行參數估計之前，需要對數據進行平穩性檢驗。本文采用ADF和PP兩種方法進行檢驗，結果如表1所示。
從表1結果可以看出，序列的ADF檢驗統計量和PP檢驗統計量都遠遠小于1％的臨界值，表明至少可以在99％的置信水平下拒絕原假設，兩個市場的收益率序列都通過了單位根檢驗，序列平穩，從而避免了偽回歸。
從表2中可以看出，美國標普指數昨日收盤-今日收盤收益率與中國上證指數昨日收盤-今日收盤收益率的相關系數接近0.04。美國標普指數今日開盤-今日收盤收益率（滯后一期）與中國上證綜指昨日收盤-今日開盤收益率的相關系數為0.366374。美國標普指數昨日收盤-今日開盤收益率與中國上證指數今日開盤-今日收盤收益率的相關系數為0.127503。根據實證結果，本文重點檢驗美國股市今日開盤-今日收盤收益率（滯后一期）和中國股市的昨日收盤-今日開盤收益率的序列相關階數。實證結果如表3所示。
由表3的數據可以看出，中國股票市場的昨日收盤-今日開盤收益率，其四階及其以內偏自相關系數都是顯著的，其他階數的偏自相關系數相關性數值較小。美國股票市場的開盤-收盤收益率，其一階和二階的偏自相關系數為顯著為負，其他階數的偏自相關系數相關性數值較小。
（二）收益率的序列相關性
根據上面的結果，本文使用MA（2）來估計美國股市開盤-收盤收益率，估計結果為式（8）。本文使用MA（4）來估計中國股市收盤-開盤收益率，估計結果為式（9）。
（8）
（9）
（三）考慮序列相關性后中美股市聯動性模型的估計
確定了序列相關的階數為4階之后，模型就表示為：
（10）
模型估計結果為：
（11）
考慮收益率序列相關性的模型估計結果也寫出來，作為和式（10）估計結果的對比：
（12）
比較兩個估計結果，在其他條件不變的情況下，美國股市今日開盤-收盤上漲1%，隨后中國股票市場將上漲0.1940%。
進一步考慮收益率的條件異方差因素后，該系數為0.048444。表明在其他條件不變的情況下，如果美國股市昨日開盤-收盤收益率上漲1%，則中國昨日收盤-今日開盤收益率將上漲0.04844%。
結論
后金融危機時代，由于A股市場的收益率很容易受到包括匯率、他國債權債務危機、國際資本流動、投資者預期及金融恐慌的沖擊，中國A股市與美國股市之間存在顯著的聯動效應。當前歐債危機不斷惡化的情形下，很多投資者將股市的下跌，歸結于歐債問題。但是，是否歐債危機解決了，股市就會向好？筆者認為還是要看中國經濟是否向好。雖然，美國利用自身的經濟優勢以及政治優勢，建立了以美元為主導的世界貨幣體系，當今全球的農產品、黃金、石油等大宗商品都是以美元定價，可以說美國擁有世界金融主導權。但是整體而言，中國股市仍是一個發展中的股市，市場化改革仍然有較大的差距，也是一個有自己優勢和特色的股市。美股對中國股市的引領作用無論上拉還是下撤都相對有限；甚至可以說，中國滬深兩市在大多數情況下是按照自己的步調運行的。
總之，就中美股票市場的聯動性而言，美國股市對中國股市的影響更多地體現在開盤時間段，對于股指的整體運行方向影響有限。
參考文獻：
1.方建武，安寧.中美股市的聯動性分析及預測.經濟問題探索，2010（4）
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3.秦偉廣，楊瑞成.我國股票市場指數與國際股票市場主要指數的聯動性研究—基于協整分析.技術經濟，2010（11）
4.史代敏.滬深股市股指波動的協整性研究.數量經濟技術經濟研究，2002（9）
5.張福，趙華，趙媛媛.中美股市協整關系的實證分析.財經論壇，2004（2）
6.張兵，范致鎮，李心丹.中美股票市場的聯動性研究.經濟研究，2010（11）
關鍵詞：股市；Kolmogorov擬合優度檢驗；秩檢驗
中圖分類號：F821.6； C812 文獻標識碼：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2012.02.30 文章編號：1672-3309（2012）02-69-02
一、引言
隨著中國經濟的發展，作為國民經濟“晴雨表”的金融市場也逐步完善和健全。尤其是作為資本市場主體的股市已逐步發展成為國民經濟的重要組成部分，投資股市已經是社會各界實現財富增值的理財工具之一。滬深兩市2011年5月21日的交易總額為1434.5億元。而2010年的日均國內生產總值為945.85億元，由此可見，中國股市交易十分活躍，這也從側面反映了人們對它的關注程度，研究中國股市就具有重要的實踐意義。此外，在中國股市發展的短短20年中，人們運用各種理論方法對股市進行研究，如有效市場假說、資本資產定價模型以及投資組合理論等經典投資理論。但是值得注意的是，這些理論都是建立在正態分布的假定基礎之上，而實際數據并不是這樣。艾克鳳（2006）[1]采用 Mantegna 和Stanley (1995)提出的方法，得到上證綜指收益率的特征指數估計 =1.4837。王建華、王玉玲、柯開明（2003）[2]對上海股票市場及深圳股票市場做了實證研究，對股票收益率進行了穩定分布的擬合，并與正態分布的擬合加以比較。
除了對中國股市分布的研究外，國內各學者也從其他角度對中國股市進行了非參數檢驗。王寧、勞蘭珊（2007）[3]利用Kendall協同系數，檢驗考察我國股票市場風險和收益的風格效應。王金玉、李霞、潘德惠（2005）[4]通過引入一種新的估計方法――非參數假設檢驗方法，以達到對證券投資咨詢機構，對證券市場大盤走勢預測準確度的估計。周明磊（2004）[5]運用非參數非線性協整檢驗，對上證指數與深成指間協整關系進行了研究，結論是：上證指數與深圳成指之間確實存在非線性的協整關系。方國斌（2007）[6]從分析中國股市收益率序列的特征入手，尋找描述中國股市波動性特征的合適的統計模型。
本文在研究相關文獻的基礎上，將非參檢驗應用于中國股市統計特征的研究。運用Kolmogorov擬合優度檢驗，對中國股市進行了正態分布假設檢驗；運用方差平方秩檢驗方法，比較分析了上證指數和深圳綜指的波動性。
二、Kolmogorov擬合優度檢驗以及方差的平方秩檢驗方法
（一）Kolmogorov擬合優度檢驗
1．原假設和備擇假設
原假設H0：樣本來自于正態分布總體
備擇假設H1：樣本不是來自于正態分布總體
2．檢驗統計量
令S（x）是樣本X1、X2、…Xn、 的經驗分布函數，F*（x）是完全已知的假設分布函數，則檢驗統計量T為S（x）與F*（x）的最大垂直距離，即：T=sup|F*（x）-S（x）|。
3．P值計算
近似P值可以通過在表A13中插值得到，或者利用2倍的單邊檢驗的P值。
單邊P值= ，這里的t是檢驗統計量的觀測值，且[n（1-t）]是小于等于n（1-t）的最大整數。當給定的顯著性水平?琢大于或等于P值時，拒絕原假設。
在本文中，該檢驗是運用S-plus統計分析軟件實現的。
（二）方差的平方秩檢驗
1．原假設和備擇假設
（1）雙邊檢驗
原假設H0：除了它們的均值可能不同外，X和Y同分布
備擇假設H1：Var（X）≠Var（Y）
（2）左邊檢驗
原假設H0：除了它們的均值可能不同外，X和Y同分布
備擇假設H1：Var（X）＜Var（Y）
2．檢驗統計量
記X1、X2、…Xn、 為來自總體1、樣本容量為n的隨機樣本，Y1、Y2、…Ym為來自總體2、容量為m的隨機樣本，將Xi和Yj轉換為它到均值的絕對離差Ui和Vj。Ui=|Xi-?滋1|，Vj=|Yj-?滋2|，?滋1和?滋2是總體1和2的均值，若未知，可用樣本均值來代替。以通常方式將秩1到n+m賦給U和V的合并樣本。如果U的值與V的值沒有結，則賦給總體1的秩的平方和可以用作檢驗統計量 。其中，T=■ [R(Ui)]2。
當樣本容量大于10時，T的近似分位數Wp=■+Zp■ （1），其中，N=n+m，Zp為標準正態分布分位數。
3．拒絕域
對于雙邊檢驗，在顯著性水平?琢下，求出拒絕域：T（T1）＜T?琢／2或T（T1）＞T1－?琢／2。對于左邊檢驗，拒絕域：T（T1）＜T?琢。
4．作出判斷
對于雙邊檢驗，根據樣本觀測值計算T，若T（T1）＜T?琢／2或T（T1）＞T1－?琢／2，則拒絕原假設。對于單邊檢驗，根據樣本觀測值計算T（T1），若T（T1）＜T?琢，則拒絕原假設。
在本文中，該檢驗是借助于Excel完成的。
三、實證研究
（一）數據的選取及預處理
由于2008年的國際金融危機，改變了世界經濟的運行狀態，所以選取2009年1月5日――2011年6月30日上證指數和深證指數收盤價為樣本，分析國際金融危機后中國股市的統計特征。
將收盤價化為以2009年1月5日為基期的收益率序列，其中，計算收益率采用的是對數收益率?酌，?酌＝■ （Pt為第t期的收盤價）。采用對數收益率的主要原因，是對數收益率具有可加性和連續復利收益率的優點。
（二）Kolmogorov擬合優度檢驗
通過S-plus軟件，對上證指數和深證指數進行Kolmogorov擬合優度檢驗，檢驗結果如表1所示。從表1可知，在5%的顯著性水平下，由于0.05>0.0079>0.0006，所以，拒絕原假設，即上證指數和深證指數都不服從正態分布。
（三）方差的平方秩檢驗
方差的平方秩檢驗是基于Excel，根據方差的平方秩檢驗步驟，計算上證指數和深證指數日收益率序列的均值，將上證指數日收益率序列X和深證日收益率序列Y轉化為序列U和V，然后將U和V合并，從小到大排序并賦秩，正好U和V都沒有結，將總體1的秩的平方和作為檢驗統計量，運用Excel，計算出檢驗統計量T=272423095。
由于X和Y的樣本容量為604，遠大于10，所以檢驗統計量的分位數計算通過公式（1）得到。
對于雙邊檢驗，在5%的顯著性水平下，T的1-■分位數為308999979，T的■分位數為279326825，拒絕域為（T＜279326825）∪（T＞308999979），由于T=272423095
對于左邊檢驗，在5%的顯著性水平下，T的a分位數為281712032，拒絕域為T
四、結論
（一）國際金融危機后，中國股市收益率序列不服從正態分布。
（二）國際金融危機后，上證指數收益率的波動性和深證指數收益率的波動性不同，上證指數收益率的波動性小于深證綜指日收益率序列的波動性。即：在上海證券交易所上市的股票整體波動性，小于在深圳證券交易所上市的股票的波動性。
參考文獻：
[1] 艾克鳳. 股票收益率的非正態性檢驗與分布擬合[J].商業時代，2006，（31）：57-58.
[2] 王建華、王玉玲、柯開明. 中國股票收益率的穩定分布擬合與檢驗[J].武漢理工大學學報，2003，（10）：99-102.
[3] 王寧、勞蘭珊. 中國股票市場風險和收益風格效應的非參數檢驗[J].上海管理科學，2007，（02）：12-14.
[4] 王金玉、李霞、潘德惠. 非參數假設檢驗在證券投資分析中的應用[J].數學的實踐與認識，2005，（12）：57-61.
關鍵詞歐洲債務危機中國股票市場傳染效應
引言
2009年12月全球三大信用評級機構惠譽、標普、穆迪相繼調低希臘信用評級，揭開了希臘債務危機的序幕，進而引發重挫歐洲經濟，甚至威脅歐元區生存的歐洲債務危機（簡稱歐債危機）。以歐元區國家為主體的歐盟是中國最大的出口目的地，也是中國進口先進技術的最大來源地，歐盟經濟與中國經濟有千絲萬縷的聯系。歐債危機爆發后，中國股票市場行情低迷不振，持續走軟。這引起了理論界和實務部門的高度關注。本文通過建立時變Copula模型，選取2009年12月至2012年3月的樣本數據，實證檢驗歐債危機對中國股票市場的傳染效應，目的是為相關決策提供借鑒和依據。
文獻綜述
在Pericoli and SbraciaPericoli， M.， Sbracia， M.，“A Primer on Financial Contagion，” Journal of Economic Surveys， 2003， Vol. 17， No.4， pp.571-608.看來，金融危機傳染效應的主要含義是：當一國或一個地區發生金融危機時，該國或該地區的金融市場與其他國或地區金融市場之間的互動明顯增強；或是對于單個金融市場的沖擊，可以通過多種渠道傳遞到其他金融市場。DeBandtOlivier de B.， Philipp H.，“Systemic risk： a survey，” Working Paper Series 35， 2000， European Central Bank.指出，傳染效應可以通過多種渠道產生，如金融機構之間的債務關聯或金融工具之間的技術相關都可能導致傳染。Rochet and TiroleRochet， J.C.， Tirole， J.，“Interbank Lending and Systemic Risk，” Journal of Money，Credit， and Banking， 1996， Vol. 28， No.4，pp.733-762.認為，銀行間的借貸和交易將一個金融機構出現的償付問題傳染到其他金融機構。Allen and GaleAllen， F.， Gale， D.，“Financial Contagion，” Journal of Political Economy， 2000， Vol. 108， No.1，pp.1-33.指出，流動性偏好沖擊通過銀行間金融工具可以從一個局部傳染到整個經濟體。除此之外，市場參與者的預期變化及其引發的投資行為改變也可能導致傳染效應。GrossmanGrossman， S.，“On the Efficiency of Competitive Stock Markets Where Trades Have Diverse Information，” The Journal of Finance， 1976， Vol. 31，No.2， pp.573-585.的研究發現，信息首先會引發個別證券市場上的金融資產價格調整，如果市場參與者具有理性預期，那么與該證券市場相關的所有其他證券市場上的金融資產價格也會出現相應調整，信息與傳播會使風險在證券市場之間傳染。Kodres and PritskerKodres， L.E.， Pritsker， M.，“A Rational Expectations Model of Financial Contagion，” The Journal of Finance， 2002， Vol. 57， No.2，pp.769-799.建立包括“噪音”的理性預期模型，研究市場之間的傳染效應，發現在信息不對稱或金融市場之間具有共同宏觀經濟風險因子的情形下，傳染效應尤其顯著。同時，他認為一個金融市場遭遇的隨機沖擊也會通過資產組合調整傳染到其他金融市場。
在傳染效應的實證研究中，最具代表性的研究方法是分析不同證券市場在收益率上的相關性。King and WadhwaniKing， M.， Wadhwani， S.，“Transmission of Volatility between Stock Markets，” Review ofFinancial Studies， 1990， Vol. 3， No.1，pp.5-35.最早使用資產收益率之間的相關系數（correlation coefficients）檢驗股票市場之間的傳染效應。他們對美、英、日三國在1987年10月股災前后的股票收益率之間的相關系數進行檢驗，發現股市暴跌后一段時間內，三國股票收益率之間的相關系數明顯增加，存在傳染效應。Baig and GoldfajnBaig， T.， Goldfajn， I.，“Financial Market Contagion in the Asian Crisis，” International Monetary Fund， 1998.對1997年亞洲金融危機期間的股票指數、匯率和利率等變量進行分析，發現危機期間股票市場、外匯市場、債券市場之間的相關系數均顯著增加。Chiang等Chiang， T.C.， Jeon， B.N.， Li， H.，“Dynamic Correlation Analysis of Financial Contagion： Evidence from Asian Markets，” Journal of International Money and Finance， 2007， Vol. 26， No. 7， pp.1206-1228.建立動態條件相關模型（Dynamic Conditional Correlation）對1990—2003年亞洲9個國家的股票指數收益率進行實證檢驗，發現亞洲金融危機對9個亞洲國家股票市場存在傳染效應。RodriguezRodriguez， J.C.，“Measuring Financial Contagion： A Copula Approach，” Journal of Empirical Finance， 2007， Vol. 14， No.3， pp.401-423.首次用Copula模型實證檢驗了亞洲金融危機期間亞洲5個國家股票指數、墨西哥金融危機期間拉美4個國家股票指數之間的相關性，證實金融危機對這些股票市場存在傳染效應。
國外文獻側重研究亞洲金融危機、拉美金融危機對股票市場的傳染效應，基本不涉及金融危機對中國股票市場的傳染效應。近幾年來，國內文獻多集中于研究2008年國際金融危機對中國股票市場的傳染效應，而研究歐債危機對中國股票市場傳染效應的文獻十分少見。龔樸、黃榮兵龔樸、黃榮兵：《次貸危機對中國股市影響的實證分析——基于中美股市的聯動性分析》，載《管理評論》2009年第2期。運用時變Copula模型對2005年1月至2008年10月中美股市的相關性進行實證檢驗，認為美國次貸危機對中國股票市場的影響并不大。游家興和鄭挺國游家興、鄭挺國：《中國與世界金融市場從分割走向整合——基于DCC-MGARCH模型的檢驗》，載《數量經濟技術經濟研究》2009年第12期。采用非對稱MGARCH模型和Engle提出的動態條件相關模型，對中國、美國、德國、英國、法國、日本、新加坡和中國香港股票市場的聯動性進行實證分析，發現中國股票市場與這些股票市場的聯動性越來越強。張兵等（2010）張兵、范致鎮、李心丹：《中美股票市場的聯動性研究》，載《經濟研究》2010年第11期。用GARCHDCC模型分析了中美兩國股市的波動溢出效應，發現在2008年9月美國次貸危機爆發后兩國股票市場之間的時變相關系數穩定在0.5以上。蔣彧和裴平（2012）蔣彧、裴平：《中國與美國股票市場動態相關性》，載《經濟管理》2012年第3期。運用時變Copula模型對2007—2010年間美國股票市場與中國股票市場的動態相關性進行實證檢驗，發現在金融危機期間美國股票市場對中國股票市場的影響具有動態變化的特征。周舟等（2012）周舟、董坤、汪壽陽：《基于歐洲債務危機背景下的金融傳染分析》，載《管理評論》2012年第2期。運用向量自回歸方法（VAR）和時變多元 GARCH 模型對歐洲股票市場與中國股票市場之間的相關性進行研究，認為歐債危機蔓延期間歐洲股票市場與中國股票市場之間具有一定的聯動性。
國內外文獻為本文所做的研究提供了有益的借鑒。為改進和深化已有的相關研究，促進中國股票市場的健康發展，本文通過構建時變Copula模型，選取2009年12月（希臘債務危機爆發）至2012年3月的樣本數據，實證檢驗歐債危機對中國股票市場的傳染效應。
理論模型構建
根據金融危機傳染的理論，與歐債危機相關的信息沖擊會引起歐洲股票市場的資產價格調整，在金融全球化的背景下，進而會影響中國股票市場的資產價格。因此，歐債危機對中國股票市場的傳染效應可表現為危機爆發后歐洲股票市場與中國股票市場之間的相關性變化。由于兩地存在時差，歐洲股票市場收市時間為當日北京時間晚上11點。在通常情況下，有關歐債危機的信息沖擊會先到達歐洲股票市場，再傳染到次日的中國股票市場。因此，傳染效應表現為當日歐洲股票市場與次日中國股票市場之間相關性的變化。
歐債危機自2009年12月在希臘首先爆發，至今陰霾不散，具有持續時間長、涉及國家廣、信息沖擊來源復雜等特征，而且整個危機爆發與蔓延的過程呈現出明顯的階段性。經過比較，本文認為，由PattonPatton， A.J.，“Estimation of Multivariate Models for Time Series of Possibly Different Length，” Journal of Applied Econometrics， 2006，No.21.提出的時變Copula模型可以捕捉變量之間的非對稱和非線性關系，能夠更精確地描述相關性變化的動態過程。因此，本文選擇時變Copula相關性模型，實證檢驗歐債危機對中國股票市場的傳染效應，特別是解析歐洲股票市場收益率與中國股票市場收益率之間的相關性隨歐債危機發展而變化的過程。
實證檢驗
（一） 樣本選擇與說明
本文選取歐洲股票市場上最具有代表性的三個股票指數，即英國FTSE 100指數、德國DAX指數和法國CAC 40指數具有代表性股票指數選擇來自http：///intlindices？e=europe。，并以它們的收益率代表歐洲股票市場的收益率。同時，考慮到美國股票市場具有全球性影響，本文還選取美國股票市場上具有代表性的S&P 500指數，并以它的收益率代表美國股票市場的收益率，作為研究中的參照。
本文還選取中國股票市場最具有代表性的滬深300指數。滬深300指數是由上海證券交易所和深圳證券交易所聯合的反映A股市場整體走勢的指數，它覆蓋了中國A股市場約70%左右的市值。因此，滬深300指數的收益率可較好地代表中國股票市場的收益率。
歐美兩地與中國存在時差。歐洲股票市場收市時間為當日北京時間晚上11點，美國股票市場收市時間為次日北京時間清晨4點，通常情況下信息沖擊先到達歐美股票市場，再傳染到中國股票市場。鑒于此，本文研究歐債危機爆發后當日歐洲股票指數收益率與次日中國股票指數收益率之間的時變相關性變化，并以當日美國股票指數收益率與次日中國股票指數收益率之間的時變相關性變化作為參照。因為歐債危機始于2009年12月初爆發的希臘債務危機，所以選擇歐美股票指數的樣本區間為2009年11月30日到2012年3月30日，次日中國股票指數的樣本區間為2009年12月1日到2012年3月31日，并以每日收盤價為樣本數據。
在相關研究中，通常使用指數對數收益率作為股票指數收益率的替代變量，它具有消除時間序列不平穩性和無下界的優點。本文也使用股票指數對數收益率表示股票指數收益率，根據英國FTSE100指數、德國DAX指數、法國CAC40指數、美國S&P 500指數和中國滬深300指數，分別計算它們的對數收益率。同時，考慮到各國股票市場的假期安排不盡相同，經過篩選后，共得到533組有效樣本數據。
（二） 樣本數據統計特征
表1給出英國、德國、法國、美國和中國股票指數收益率的基本統計量。其中，JarqueBeta是股票指數收益率序列的正態性檢驗統計量；LB（20）是滯后至20階的自相關檢驗統計量，用于判定股票指數收益率序列是否存在自相關；ARCH（20）是滯后至20階的異方差檢驗統計量，用于判斷股票指數收益率序列是否存在異方差效應。
結論
【論文摘要】筆者根據計量學的方法對香港恒生指數和美國道瓊斯指數對中國上證指數的影響作簡單的實證分析，以探討外圍股市對中國股市的影響。
隨著全球經濟一體化進程的加深和中國資本市場的逐漸開放，中國股市與其他國家與地區股市的聯系也日漸緊密。那么這些外圍股市的走勢是否足以對中國股市的走勢形成顯著的影響，每日股市股評對香港和美國股市的關注是否有意義?本文將對香港恒生指數和美國道瓊斯指數對中國上證指數的影響作簡單的計量分析。(由于B股、H股、N股等都是用外幣交易，故這里選擇上證指數作為中國股市指標，而一般對美國股市的分析也都是以道瓊斯指數作為先行指標)
股票市場價格的變化不外乎宏觀、微觀和市場層面的因素。宏觀層面包括整個市場的經濟運行和發展環境，既是股市價格變動的基本背景，也會影響到整個股市的預期和信心(金融危機)。微觀因素包括各個上市公司的業績、預期和二級市場的流通比重等，其中權重股的公司預期變化也可能對整個大盤的指數產生較大的影響(中國石油)。市場層面則包括了股市本身的波動變化以及短期市場的供求等。另外，中國股市從某種角度上來說可以說是一個政策市，A股的價格指數很大程度上受到政府政策的干預，這些政策可能在短期內被市場消化(081127降息)，也可能對市場產生較大的影響(07530)。
基于上述原因，建立計量模型如下:
SZZS=β0+β1*syl+β2*gdp+β3*cjje+β4*M2+β5*jgzs+β6*HSZS+β7*DQZS
SZZS上證指數，每月最后一個交易日的收盤指數
syl月末平均市盈率
gdp 每季度公布GDP增幅較去年同期的增長率
cjje月成交金額
M2當月M2貨幣供應
jgzs當月價格指數
HSZS恒生指數
DQZS道瓊斯指數
數據為2007、2008年各月度指數，這里選擇的gdp是每季度公布的GDP增幅較去年同期的增長率，每季度的公布數據將會對下一季的股市走勢產生影響(一季的滯后分布)。GDP增幅的變化更能影響投資者對經濟基本面和股市的信心及預期。現實情況是人們可能對即將公布的數據本身有一個預期，所以公布的數據也有可能是提前的影響。
用計量軟件STATA作出回歸如下:
SZZS=3428.9+46.813*syl+68.776*gdp+0.01489*cjje
(3857) (8.5526) (56.84) (.00886)(.00542)
-0.01897*M2-127.89*jgzs+0.07115*HSZS+0.1784*DQZS
(50.25)( .03856) ( .14847)
F( 7，16) = 130.16
Prob > F = 0.0000
R-squared = 0.9827
其中HSZS的t值顯著，但考慮到兩個股市的實際市值(恒指大約6倍與上證)，回歸系數偏小;相反的，DQZS的t值并不顯著，但回歸系數較大(大約4倍于上證)。另外截距項、gdp以及cjje的t值均不夠顯著。當然本文主要考察的是外圍指數與上證指數的線性關系，故在gdp、cjje與外圍指數沒有明顯的多重共線性情況下我們只需觀察外圍指數的t值是否顯著。但明顯恒生指數與道瓊斯指數之間存在風險溢出效應，即存在較明顯的多重共線性。
故以下分別單獨使用恒指與道指對上證指數作計量回歸
SZZS=4304+43.91*syl+65.278*gdp+0.02271*cjje
(3837.2)(8.31) (57.5) (.00609)(.0035)
-0.01394*M2-104.7*jgzs+0.11085*HSZS
(46.99)( .0201)
F( 6，17) = 147.75
Prob > F = 0.0000
R-squared = 0.9812
SZZS=231.6+56.658*syl+57.05*gdp+0.00351*cjje
(3682)(7.14) (60.35)(.0068)(.0048)
-0.02456*M2-133.08*jgzs+0.4131*DQZS
(53.6)( .08176)
F( 6，17) = 132.54
Prob > F = 0.0000
R-squared = 0.9791
我們可以看到，在分別回歸的時候，恒指和道指的t值都是顯著的。并且考慮到恒指和道指的實際市值，0.11和0.41的回歸系數也是十分顯著的。所以我們認為，港股和美股的走勢對于我國A股走勢的影響是顯著并值得重視的。
當然，在我們同時考慮世界外圍指數的影響時，道指的影響則相對不確定。(需說明的是，股市中的相關性檢驗并不需要十分小的第一類錯誤概率，甚至 P>|t|在0.1以上的可能性因素都值得重視)這與洪永淼、成思危等在《中國股市與世界其他股市之間的大風險溢出效應》中得出的結論相似，該文中認為中國的B股和H股與國際證券市場存在強烈的風險溢出效應，A股只與港股和臺灣股市有比較強的風險溢出，而其他國際股市對A股的影響則基本被B股和H股吸收(H股與國際股市的強烈風險溢出也反映了恒指與道指的相關性)。
另一方面，與這篇2004年的文章中的結論不同的是，如今的上指與道指已經不可能如文中所述“不存在任何風險溢出效應”，而是具有了很大相互關聯的可能性。事實上，任何股市都是建立在實體經濟的基礎之上，拋開實體經濟的基本面來分析兩個股市的相關性顯然是不切實際的。08年的金融危機正是兩國股市下跌的重要原因，而這場金融危機的起因正是美國自身的次貸危機(而非第三國的)。在中美互為最大進出口國的今天，美國的次貸危機導致中國大量公司的倒閉以及經濟基本面的迅速惡化，這也反映了美國股市對我國股市的影響的根源所在。
參考文獻
[1] 洪永淼，成思危，劉艷輝，等.中國股市與世界其他股市之間的大風險溢出效應[J].經濟學(季刊)，2004，3(03).
[2] 肖嬋，熊天麒，徐文婷，等.影響上證指數的因素分析[J].愛建證券股票軟件、招商證券博弈大師軟件.2005.
