董冉冉

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢 430060）

近年來，股票市場與債券市場，作為金融市場的核心組成部分，流動充分，價格發(fā)現(xiàn)機制也比較完善，并且在一個資本自由流動、信息比較充分的金融市場里，兩者應(yīng)當是相互參照定價的。換句話說，股票市場與債券市場之間應(yīng)該具有比較顯著的聯(lián)動性。在金融市場快速融合發(fā)展的今天，股票市場與債券市場之間的相互關(guān)系也越來越引起關(guān)注。

本文利用基于向量自回歸模型（VAR）的脈沖響應(yīng)函數(shù)，實證分析我國2002～2009年債券市場以及股票市場風(fēng)險傳導(dǎo)的時滯，并依據(jù)金融危機這個突發(fā)事件對樣本區(qū)間進行分段，比較分析金融危機前后兩市場間的聯(lián)動關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)與模型

1.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

中信標普全債指數(shù)是一個全面反映整個債券市場的綜合性權(quán)威債券指數(shù)，包括交易所債券市場和銀行間債券市場。該系列指數(shù)旨在追蹤我國的國債、企業(yè)債、銀行間債券以及可轉(zhuǎn)換債券市場，其涵蓋了在深圳證券交易所、上海證券交易所以及銀行間市場上市的債券。因此本文以中信標普全債指數(shù)（簡稱“中信全債指數(shù)”）作為債券市場的代表進行實證分析。同時選擇影響非常廣泛的上證綜合指數(shù)（簡稱“上證綜指”）作為股票市場的代表。

本文中債券市場的樣本數(shù)據(jù)來源于http://www.spcitic.com.cn，股票市場數(shù)據(jù)來源于巨靈金融平臺。選取的樣本期間為2002年4月30日至2010年1月12日，由于各市場開放日不完全相同，故選取兩市場共同開放的日期，樣本數(shù)據(jù)共1871組。考慮到金融危機前后，兩市場間的聯(lián)動關(guān)系可能不一致，為了保證具有可比性，本文以金融危機爆發(fā)的時間2008年9月15日作為分界點，即以2002年4月30日至2008年9月12日、2008年9月16日至2010年1月12日作為研究的子樣本，分別有1548、323個樣本。對于債券市場以中信全債指數(shù)每日收盤價bond作為變量，金融危機前后數(shù)據(jù)分別以bond1和bond2表示；對于股票市場以上證綜指每日收盤價stock作為變量，同理金融危機前后數(shù)據(jù)分別以stock1和stock2表示。通過兩段子樣本的對比研究，考察股票市場和債券市場受到?jīng)_擊時，兩市場之間進行傳導(dǎo)的時滯以及強度，從而為防范金融風(fēng)險的傳導(dǎo)提供理論依據(jù)。

1.2 數(shù)據(jù)描述

表1列舉了金融危機前后中信全債指數(shù)以及上證綜指對數(shù)序列的描述統(tǒng)計量。從表1可以看出，金融危機前，中信全債指數(shù)的對數(shù)序列的平均值為6.963351，標準差為0.055309，J-B統(tǒng)計量為171.0169，其對數(shù)序列不服從正態(tài)分布；上證綜指的對數(shù)序列的平均值為7.529253，標準差為0.47225，J-B統(tǒng)計量為279.6823，其對數(shù)序列同樣不服從正態(tài)分布。分析偏度系數(shù)可知，上證綜指存在明顯的正偏，而中信全債指數(shù)僅存在較小的負偏。這表明當股票價格存在一個穩(wěn)定的概率發(fā)生較大幅度地升高，而債券價格則可能發(fā)生一個較小幅度的降低，二者可能存在負相關(guān)，也即可能存在所謂的“蹺蹺板”現(xiàn)象。若從這一時期相同指標對比來分析，股價平均值大于債券市場收盤價的平均值，且股價序列波動程度大于債券市場收盤價序列的波動程度。

金融危機后，中信全債指數(shù)的對數(shù)序列的平均值為7.099758，標準差為0.010966，J-B統(tǒng)計量為 507.256，其對數(shù)序列不服從正態(tài)分布；上證綜指的對數(shù)序列的平均值為7.839947，標準差為 0.206184，J-B統(tǒng)計量為 28.19409，其對數(shù)序列同樣不服從正態(tài)分布。而兩者偏度系數(shù)同號，中信全債指數(shù)存在明顯的負偏，而股票指數(shù)僅存在較小的負偏。對比分析來看，股價平均值大于債券市場收盤價的平均值，且股價序列波動程度大于債券市場收盤價序列的波動程度。對比分析兩個樣本期間相同指標，可以發(fā)現(xiàn)，危機后，股指序列和全債指數(shù)序列的均值都提高了，但波動程度都變小了。

表1 兩個樣本期間上中信全債指數(shù)和上證綜指的對數(shù)序列的描述統(tǒng)計量

1.3 模型選擇

為分析股票市場與債券市場之間波動傳導(dǎo)的時滯，即當兩者中的某個子市場發(fā)生波動時，是否會傳導(dǎo)給另一個子市場，以及在多長時間內(nèi)傳導(dǎo)，從而引起該子市場的波動，本文在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析金融市場中某個子市場的沖擊對其他市場的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)是指在VAR模型中，在擾動項上加一個標準差大小的沖擊，這種沖擊通過變量之間的相互動態(tài)聯(lián)系對變量的當前值以及未來值所帶來的影響。

在建立中信全債指數(shù)和上證綜指2個變量的VAR模型前，需要對模型進行檢驗，主要包括：對變量進行單位根檢驗，用以判斷時間序列是否平穩(wěn)，如果是非平穩(wěn)的時間序列，通過一階差分判斷其是否是一階單整序列；對變量組合之間協(xié)整檢驗，即檢驗變量之間是否存在著長期額均衡關(guān)系。

（1）采用ADF檢驗方法對每個變量進行單位根檢驗

對序列進行對數(shù)化處理，以避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，然后進行單位根檢驗。文章采用ADF檢驗法對每個變量進行單位根檢驗，具體檢驗結(jié)果見表2。從表2可以看出，檢驗值大于臨界值，不能拒絕原假設(shè)，因此存在單位根，即這兩個時間序列是非平穩(wěn)的。繼續(xù)運用ADF檢驗法來檢驗各變量一階差分序列是否平穩(wěn)，檢驗結(jié)果見表3。由表3可以看出，各變量的檢驗值均小于臨界值，這說明各變量的一階差分序列是平穩(wěn)的時間序列。

（2）運用Johansen檢驗法對2個變量之間的協(xié)整關(guān)系進行協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果見表4。由表4可以看出，股票市場和債券市場在5%的顯著性水平下存在1個協(xié)整關(guān)系，即兩市場之間存在著聯(lián)動關(guān)系，符合使用VAR模型的條件。

2 股票市場和債券市場風(fēng)險傳導(dǎo)的時滯估計

依據(jù)前面設(shè)定的模型,利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析當某個市場發(fā)生波動時對另一個市場傳導(dǎo)的影響時滯。

2.1 金融危機前股票市場和債券市場波動傳導(dǎo)的時滯估計

表2 時間序列的單位根檢驗

根據(jù)圖1可以判斷金融危機前股票指數(shù)對來自債券市場沖擊的脈沖響應(yīng)時間軌跡：股票指數(shù)對來自自身的一個標準差立刻有較強的反應(yīng)，在當天就使股票指數(shù)上揚了0.017017個百分點，并于第5天達到峰值，使得股票指數(shù)上升了0.018710個百分點。此后，股票指數(shù)對來自股票市場的脈沖響應(yīng)逐漸減弱。

全債指數(shù)對來自股票指數(shù)沖擊的影響表現(xiàn)為上下波動，前面10天表現(xiàn)為正向影響，從第11天開始為負向影響，且隨著時間的推移，負向影響逐漸加強。

綜合分析，金融危機前，從短期來看，股票市場對來自債券市場沖擊的影響很小。債券市場對來自股票市場沖擊的反應(yīng)表現(xiàn)為先正向、后負向，從短期來看，其影響也不顯著。從長期來看，兩市場之間聯(lián)系越來越緊密，影響周期長。

表3 時間序列一階差分單位根檢驗

表4 Johansen協(xié)整檢驗

2.2 金融危機后股票市場和債券市場波動傳導(dǎo)的時滯估計

根據(jù)圖3可以判斷金融危機后股票指數(shù)對來自債券市場沖擊的脈沖響應(yīng)時間軌跡：股票指數(shù)對其自身的一個標準差新息反應(yīng)較明顯，使得股票指數(shù)在當天上升了0.021876個百分點；此后，股票指數(shù)對來自股票市場沖擊的影響逐漸回落。

股票指數(shù)對來自債券指數(shù)的沖擊有負向影響，在當天就使股票指數(shù)下降了0.000387個百分點；從第24天開始轉(zhuǎn)為正向影響，并與第77天達到峰值，為0.002084個百分點；此后，隨著時間的推移，股票指數(shù)對來自債券指數(shù)沖擊的影響有逐漸減弱的趨勢。

由圖4危機后債券市場對股票市場沖擊的脈沖響應(yīng)圖，可以看出，債券指數(shù)對來自自身自身的一個標準差新息的反應(yīng)較明顯，在當天就使全債指數(shù)上升了0.000764個百分點，并于第4天達到峰值；此后，債券指數(shù)對來自債券市場沖擊的影響逐漸回落，到第90天已非常微弱。

金融危機后，債券指數(shù)對來自股票指數(shù)的沖擊在當天沒有反應(yīng)，從第2天開始為負向影響，直至第20天轉(zhuǎn)為正向影響；隨著時間推移，債券指數(shù)對來自股票指數(shù)的脈沖響應(yīng)越來越明顯，在第71天時達到最大值，此時債券指數(shù)增加了0.0000772個百分點；此后，債券指數(shù)對來自股票指數(shù)沖擊的影響逐漸回落。

綜合分析可知，金融危機后，債券指數(shù)的沖擊對股票指數(shù)的影響表現(xiàn)為增減波動，20天后才表現(xiàn)為正向影響，時滯為77天；股票指數(shù)對來自債券指數(shù)的沖擊同樣表現(xiàn)出波動性，且時滯為71天。

3 結(jié)論

本文通過建立VAR模型，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)，對股票市場與債券市場間的波動傳導(dǎo)的時滯進行了實證分析，得出的基本結(jié)論如下：

當給某個金融市場一個沖擊，會傳導(dǎo)到其他金融市場，但此波動的傳導(dǎo)會存在一定的時滯，并且時滯的期限都比較長，金融危機前時滯的期限比金融危機后時滯的期限還要長。從波動傳導(dǎo)的時滯來看，金融危機前，股票市場的波動傳導(dǎo)給債券市場的時滯以及債券市場的波動傳導(dǎo)給股票市場的時滯均非常久，影響周期非常長；金融危機后，兩市場間的波動傳導(dǎo)速度加快了，股票市場的波動傳導(dǎo)給債券市場的時滯為71天，債券市場的波動傳導(dǎo)給股票市場的時滯為77天。從金融市場波動對各變量影響的強度看，金融危機前，短期來看，兩市場間的影響程度均不高；金融危機后，影響程度最高的是股票市場(股票指數(shù)變動了0.002084個百分點)，其次是債券市場(債券指數(shù)變動了0.0000772個百分點)。從金融市場波動對各變量的影響周期看，金融危機前兩市場間的影響周期很長，兩市場間的影響具有持久性；金融危機后，兩市場間的影響周期縮短。

分析脈沖響應(yīng)圖可知，兩市場間的沖擊均表現(xiàn)出波動性，這亦與現(xiàn)實情況相符。股票市場中利壞或者利好消息的公布，首先影響股票投資者的投資行為，進而從股市中抽出資金轉(zhuǎn)向債市或從債市轉(zhuǎn)向股市，從而將相應(yīng)的股市風(fēng)險傳遞給債市。并且由前面分析可知，金融危機后，股票市場和債券市場之間的聯(lián)動關(guān)系更加緊密，波動傳導(dǎo)的時間縮短了，波動傳導(dǎo)的強度也逐步增強。上述分析結(jié)果有助于金融機構(gòu)以及監(jiān)管當局為控制金融風(fēng)險的傳導(dǎo)提供一些參考。

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