臧 楠，胡日東

(華僑大學經(jīng)濟與金融學院，福建泉州362021)

一、問題的提出

我國香港集高度自由化和國際化于一身，其證券市場云集了世界各地證券機構。但是，縱觀歷史因素，一個最基礎的原因就是香港背靠祖國大陸，離開大陸生命力則難以得到充分發(fā)揮，發(fā)展必然受限。而大陸證券市場要想走向國際化，必然需要借助毗鄰香港的這一天然優(yōu)勢。從而引發(fā)公眾的思考，香港證券市場與大陸證券市場是否具有聯(lián)動關系?如果是，兩市誰領先于誰?兩市之間是否存在信息傳導?對于這些問題的回答，將有助于我們更為深入地理解中國證券市場整合的動態(tài)傳導機制。對于股票投資者的決策，同樣具有相當重要的啟示意義。

目前，國內外學者對兩岸三地的市場整合從各個不同角度進行了闡述。如:吳世農和潘越(2005)［1］運用 Johansen多變量協(xié)整關系，對香港紅籌股、H股、內地股三者之間的協(xié)整關系進行了實證研究，認為紅籌股、H股和內地股市之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。鄭鳴和黃曉光(2009)［2］從兩岸證券市場交流與合作的現(xiàn)狀著手，指出兩岸證券市場交流合作的意義與障礙，提出兩岸整合趨勢與監(jiān)管問題的政策建議。同時，國外學者也開始關注香港股市與內地股市間的關系，如:Masih(1997)［3］、Tan(1998)［4］、Francisco(2003)［5］等的研究都認為香港股市的跌宕起伏一直影響著亞洲地區(qū)的股市動向，可謂是亞洲股市的“領頭羊”，其地位在東南亞金融危機爆發(fā)后更加牢固。Poon(2000)［6］運用多變量 EGARCH-M模型發(fā)現(xiàn)港股與滬深股市之間存在波動溢出效應，其中，紅籌股在這一波動傳遞鏈中扮演先行者，直接或者間接影響其他證券市場。Wang和Iorio(2006)［7］發(fā)現(xiàn)A股市場與MSCI世界指數(shù)以及香港恒生指數(shù)之間具有間隔性，拒絕具有整合性的假設。這些國內外文獻均為本文提供了很好的參考價值。

本文主要采用門檻向量誤差修正模型(Threshold Vector Error Correct Model，簡 稱TVECM)深入探討滬港兩市的市場整合以及信息傳遞的動態(tài)傳導機制。在TVEC模型提出以前，國內學者們往往采用線性協(xié)整模型和誤差修正模型(ECM)來研究股票價格指數(shù)之間的長期均衡關系以及短期調整行為。這種方法加強了調整的連續(xù)性和對稱性特征。但許多學者研究發(fā)現(xiàn)，股票市場存在著非線性關系，如:Sarantis(2001)［8］、Poshakwale 和 Murinde(2001)［9］分別就七大工業(yè)國及新興市場的波蘭和匈牙利的股市進行分析，發(fā)現(xiàn)這些股票價格指數(shù)的波動呈現(xiàn)出非線性的特點。由此可見，相對于傳統(tǒng)的線性框架，非線性框架或許更適合重現(xiàn)股票市場的時變特性?；诖?，采用Hansen和Seo(2002)［10］提出的兩區(qū)制門檻誤差修正模型。與線性模型研究不同，兩區(qū)制門檻誤差修正模型能更深刻地揭示滬港股市偏離長期均衡關系時，兩者在不同區(qū)制內的短期動態(tài)調整特點，從而克服傳統(tǒng)的線性計量模型大多是研究變量之間隨時間而連續(xù)均勻變化的缺陷。

二、模型設定

眾所周知，誤差修正模型(ECM)可對系統(tǒng)中具有長期協(xié)整關系的變量進行描述，從而考察變量偏離均衡狀態(tài)時所作出的反應。然而，線性誤差修正模型具有一定的缺陷，即假設一旦出現(xiàn)長期均衡的偏離，就會出現(xiàn)傾向長期均衡的調整，這樣，協(xié)整變量對誤差修正項的調整就會呈現(xiàn)出連續(xù)性的特點。而Balke和Fomby(1997)［11］首次提出的非線性的門檻協(xié)整概念為研究提供了很好的分析思路。門檻協(xié)整即指，非平穩(wěn)變量的線性組合不是傳統(tǒng)線性平穩(wěn)的形式，而是各種門檻值自回歸(Threshold Auto Regression，TAR)模型。因此，根據(jù)短期偏離程度的不同，門檻協(xié)整把經(jīng)濟變量的調整行為分成了不同的機制。例如，當偏離較小時，經(jīng)濟變量并不存在調整，只有當偏離大到一定程度，即超過門檻值時，才開始向均衡方向調整。在此基礎上，Hanse和Seo(2002)提出了兩區(qū)制門檻協(xié)整模型，該方法克服了線性誤差修正模型的缺陷，有效地將非線性的時變特性與協(xié)整關系相結合。

一個滯后階數(shù)為l的兩區(qū)制門檻協(xié)整模型如下:

其中，Xt-1(β)={1，wt-1(β)，△xt-2L△xt-l，}';xt是p維一階單整時間序列，即I(1)過程，β是p×1維的協(xié)整向量。wt=β'xt是I(0)過程的誤差修正項，μt是誤差項，A1和A2是描述每個區(qū)制動態(tài)變化的系數(shù)矩陣，γ為門檻參數(shù)。Hanse和Seo提出Sup LM檢驗用于驗證模型是否存在顯著的門檻效應。其中，原假設H0:線性誤差修正模型擬合變量之間動態(tài)關系，即不存在門檻效應;備擇假設H1:非線性誤差修正模型擬合變量之間的動態(tài)關系，即存在門檻效應。

當協(xié)整向量已知時，檢驗統(tǒng)計量為:

當協(xié)整向量未知時，檢驗統(tǒng)計量為:

三、實證分析

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)說明

大陸于1990年底才開始出現(xiàn)股票市場，因此，本文選取1991年1月至2010年7月的月度香港恒生指數(shù)、上證綜合指數(shù)為研究對象，共235組樣本點。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)和雅虎財經(jīng)網(wǎng)(www.finance.yahoo.com)。采用的樣本數(shù)據(jù)均為經(jīng)過對數(shù)處理的月度收盤指數(shù)。其中，HSI代表香港恒生指數(shù)收益率，SHI代表上證綜合指數(shù)收益率。

為了考察整合是否有加速趨勢，進行樣本區(qū)間的劃分是必要的。2001年，中國股市發(fā)生了許多變化，券商生存空間越來越窄，上市公司暴露的問題越來越多，投資者信心不足等。中國股市開始重新審視自身存在的問題。因此，這一年是證監(jiān)會出臺政策最多，大力規(guī)范治理股市，重建股民信心的一年。2001年2月20日，B股市場對內開放;6月14日，國務院公布了《減持國有股籌集社會保障資金暫行辦法》。與此同時，在2001年香港政府也首次提出QDII，希望中國大陸內地的資金能夠合法投資于香港。因此，對2001年這個具有重要意義的一年，將研究樣本區(qū)間分為兩個階段，即1991年1月至2001年12月為第一個階段，共132組樣本點;2002年1月至2010年7月為第二個階段，共103組樣本點。從而比較和分析HSI和SHI之間的協(xié)整關系和變化。

(二)平穩(wěn)性檢驗

為了避免分析時虛假回歸問題的發(fā)生，在計量方法上，通常采用單位根檢驗來判定。單位根檢驗的意義在于確定樣本區(qū)間的整合階數(shù)，從而判斷樣本選取的穩(wěn)定性。本文采用ADF檢驗方法，對HSI和SHI進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

從表1的結果中可以發(fā)現(xiàn)，三個時期的HSI和SHI的ADF水平值檢驗結果顯示，在1% 水平下，相應的統(tǒng)計值均不顯著，因此無法拒絕存在單位根的原假設。但對于一階差分序列，在1% 水平下，ADF檢驗均一致顯著拒絕存在單位根的假設，即三個時期均為平穩(wěn)序列。這表明HSI和SHI都包含一個單位根，即均為I(1)。

(三)門檻協(xié)整模型估計和檢驗

由于HSI和SHI皆為一階單整序列，如果直接運用線性誤差修正模型，可能會忽略系統(tǒng)調整的非連續(xù)性。因此，在對兩市股票市場整合的檢驗上，也應當使用非線性模型。對此，本文使用Hansen和Seo(2002)的門檻協(xié)整模型檢驗是否存在門檻效應。選取最大滯后階數(shù)為4，依次進行門檻協(xié)整檢驗，根據(jù)AIC最小為最優(yōu)準則，并使用Bootstrap Sup LM對門檻值進行檢驗，其中，Bootstrap取3 000次。門檻協(xié)整模型估計與檢驗結果如表2所示。

表2 門檻協(xié)整模型估計與檢驗結果

根據(jù)表2，我們可以發(fā)現(xiàn)，滯后4個時期的Sup LM檢驗的結果在10%水平下均接受存在門檻效應的結論。但以AIC值最小為標準，門檻協(xié)整模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，此時 AIC值為-1432.366，在4個模型中最小。對估計后得到的最優(yōu)模型進行門檻效應的Sup LM檢驗。Sup LM檢驗的結果顯示，其統(tǒng)計值為16.381，對應的P值為0.081，即在10% 水平下，拒絕非線性模型的原假設。同時，從表2我們還可以看出，模型估計得到的門檻值為1.730，而協(xié)整向量為0.805，這意味著區(qū)制一的條件是W1=HSI-0.805SHI≤1.730，即全部樣本觀測值中處于區(qū)制一的比重是90.1%，多處于股指頻繁波動時期。相應地，區(qū)制二的條件即為W1=HSI-0.805SHI＞1.730，全部樣本觀測值中處于區(qū)制二的比重僅為9.9%，且主要集中在大陸股市剛起步階段。從圖1、圖2還可以得到誤差修正項隨時間變化的趨勢圖及HSI與SHI對誤差修正的反應圖。

圖2 HSI與SHI對誤差修正項的反應值

最終得到的滯后一階的門檻誤差修正模型

估計結果如下(括號內為T值):

表3 門檻誤差修正模型估計結果(樣本區(qū)間1991-01—2010-07)

分階段的門檻誤差修正模型估計結果如下(括號內為T值):

為了考察兩區(qū)制下HSI與SHI對誤差修正項的反應，從而了解兩區(qū)制下誤差修正項收斂速度的差異，本文將變量 HSI和 SHI的一階差分△HSIt、△SUIt視為誤差修正項的函數(shù)，在其他變量保持不變的情況下，結合圖2以及表3和表4，本文有下面三點發(fā)現(xiàn):

1.不同區(qū)制內信息傳遞的方向不同。在確認HSI與SHI具有非線性的長期均衡關系后，為進一步了解兩市之間的信息傳遞方向，應用門檻誤差修正模型進行分區(qū)制Granger因果關系檢驗。我們發(fā)現(xiàn)不同區(qū)制內，SHI與HSI之間具有不同的Granger因果關系。從表3的門檻誤差修正模型估計結果可以發(fā)現(xiàn)，在區(qū)制一時，HSI方程中的誤差修正系數(shù)以及△SHIt-1的系數(shù)均不顯著，這說明在區(qū)制一中HSI不是SHI的短期Granger原因;而在SHI方程中，雖然△HSIt-1的系數(shù)不顯著，但誤差修正系數(shù)是顯著的，這說明區(qū)制一中SHI是HSI的長期Granger原因。在區(qū)制二時，兩個方程的誤差修正系數(shù)均顯著，這表明在區(qū)制二時SHI與HSI互為長期Granger原因。從而，發(fā)現(xiàn)在股指頻繁波動期，SHI是HSI的長期Granger原因，即信息傳遞方向從大陸股市傳遞至香港股市;而在大陸股市剛起步階段，香港股市與大陸股市具有雙向的因果關系，這充分表明滬港兩市信息傳遞是相互的，具有很高的關聯(lián)度。深入探討其原因。首先，由于港股的自由開放度較高，信息資訊揭露較充分，與國際市場的聯(lián)動性高度相關，再加上香港政府對股市管制較少。因此，港股市場的信息可以較為容易地傳遞至大陸市場中。其次，中國大陸主動實施合格境外機構投資者(QFII)制度和合格境內投資者(QDII)制度，擴大融資渠道，參與國際競爭。與此同時，大陸股市的區(qū)域性聯(lián)動關系越來越明顯，表現(xiàn)在與東亞股市的關聯(lián)上尤其與香港股市的變動關聯(lián)上。此外，大陸2001年以來陸續(xù)推行的一系列金融改革與開放政策使得大陸證券市場由原本受到政府干預與管制的市場逐漸轉變?yōu)榕c國際接軌的自由化金融市場，為此香港股市與大陸股市聯(lián)動也更為密切。

表4 門檻誤差修正模型估計結果

2.在分階段考察整合速度時，我們發(fā)現(xiàn)從第一階段到第二階段整合有加速趨勢。從表4我們可以發(fā)現(xiàn)。首先，對于1991年1月至2001年12月這一時期，在趨向長期均衡位置的短期調整中，調整由HSI與SHI共同完成，并且這種調整主要發(fā)生在區(qū)制一，通過誤差修正系數(shù)的顯著性可以看出。在區(qū)制一時系統(tǒng)產生向上拉動SHI的力量，在本期只有2% 得到糾正;系統(tǒng)對HSI也會產生向上拉動的力量，在本期僅有0.4% 得到糾正。其次，對于2002年1月至2010年7月這一時期，在趨向長期均衡位置的短期調整中，主要由SHI來完成，且這種調整在兩區(qū)制均有發(fā)生，通過誤差修正項的顯著性可以得出。在區(qū)制一時系統(tǒng)會產生向上帶動SHI的力量，并且將有15.7%得到糾正，意味著調整大概需要6.4個月的時間(1/0.157=6.4個月)。而在區(qū)制二時系統(tǒng)同樣對SHI產生向上的作用力，并有23.1% 得到糾正，即大概需要4.3個月的時間達到長期均衡(1/0.231=4.3個月)。最后，從以上結論我們可以發(fā)現(xiàn)，當樣本區(qū)間被劃分為兩個時段時，無論在區(qū)制一還是區(qū)制二，HSI和SHI的調整速度均呈現(xiàn)加速調整的特點。HSI在區(qū)制一時速度由0.004增加到0.047，而SHI則從0.020變動到0.157，且效果顯著;HSI在區(qū)制二時速度則有所回落但并不顯著，而SHI在區(qū)制二時調整速度由0.109增加到0.231，且效果顯著。

3.HSI與SHI對誤差修正項均存在一個非線性調整過程。從表3我們可以發(fā)現(xiàn)，從絕對量的意義上來說，在區(qū)制一時，SHI方程中誤差修正項的系數(shù)為0.0893，而HSI方程中誤差修正項的系數(shù)僅為0.0151，SHI的調整速度遠大于HSI;在區(qū)制二時，SHI的調整速度依然快于HSI。但值得注意的是，只有在區(qū)制一時HSI方程中的誤差修正系數(shù)是不顯著的，而區(qū)制一時SHI方程的誤差修正系數(shù)以及區(qū)制二時HSI與SHI方程中的誤差修正系數(shù)皆顯著。這一結果也可以通過對比區(qū)制一和區(qū)制二中HSI與SHI的斜率得出。由此表明，無論在股市頻繁波動期還是大陸股市剛起步階段SHI的調整速度均較HSI更為頻繁。

四、結論與啟示

本文基于Hansen和Seo(2002)的兩區(qū)制門檻協(xié)整模型，并利用具有分區(qū)制的門檻Granger因果關系進行檢驗，探討香港股市與大陸股市之間的市場整合和信息傳遞得出結論。首先，在門檻協(xié)整檢驗中，我們發(fā)現(xiàn)香港股市與大陸股市之間確實存在門檻協(xié)整關系。即兩市指數(shù)收益率如果發(fā)生偏離，系統(tǒng)并不立即向長期均衡位置調整，而是當偏離超過門檻值以后才開始調整，因此是一種非線性、非連續(xù)的調整。其次，在進行非線性Granger因果關系檢驗中，我們發(fā)現(xiàn)非線性方法在不同區(qū)制內的Granger因果關系檢驗更為詳盡，也體現(xiàn)出非線性方法對于復雜的股市研究更為適合。最后，在分階段考察兩市的整合速度時，我們發(fā)掘出在門檻左右兩邊的不同區(qū)制內，滬港兩市整合速度有不斷加快的趨勢。

本文的發(fā)現(xiàn)具有重要的啟示:首先，香港證券市場與上海證券市場雖然存在一定程度的競爭，但更多的是互補。由于中國經(jīng)濟發(fā)展對資金的大量需求，上海證券市場無法獨當重任。因此，香港證券市場在爭取更多的外資引入時并不與其發(fā)生沖突，從而體現(xiàn)出中國經(jīng)濟發(fā)展中的區(qū)域化差異。其次，在國際化水平上，上海證券市場與香港證券市場還存在著差異，也需要進一步發(fā)展與完善。伴隨1997年香港回歸祖國，香港與大陸股市聯(lián)系更加緊密，香港股市表現(xiàn)出與大陸“唇齒相依，共同發(fā)展”的格局。同時，伴隨證券市場出臺的一系列有力度的政策，能夠積極化解和消除多年來累積起來的各種非市場化因素，大陸證券市場也正逐步走向市場化、規(guī)范化和國際化。

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