王有強

股市是一個國家一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的晴雨表，因此通過對臺灣股市的分析，也可以一定程度上反應(yīng)臺灣的經(jīng)濟狀況，本文以臺灣股市，我國大陸股市，以及發(fā)達國家美國股市進行聯(lián)動分析，進而分析臺灣的經(jīng)濟發(fā)展模式更加接近發(fā)達國家而不是我國大陸，通過數(shù)據(jù)顯示，臺灣股市，我國大陸股市以及美國股市三個指數(shù)之間所形成的VAR模型顯示出比較平穩(wěn)的狀態(tài)但是卻并不是很明顯一個變量的滯后期值并不會對另一個變量的當(dāng)期值產(chǎn)生明顯的影響。

臺灣作為我國不可分割的一部分，雖然臺灣與大陸之間的聯(lián)系越來越緊密，經(jīng)濟發(fā)展相互影響也是越來越明顯，但是臺灣的經(jīng)濟發(fā)展始終是處在一個相對獨立的狀態(tài)，并不像大陸城市之間的影響那么明顯，而且在經(jīng)濟發(fā)展上也取得了一定的成績，早已進入發(fā)達地區(qū)之列。但是大量經(jīng)濟發(fā)展對其影響是否明顯也存在者一定的疑問，而且在近幾年不斷的發(fā)展過程中，臺灣經(jīng)濟的發(fā)展模式是更加趨向于大陸的社會主義的發(fā)展模式還是更加趨向于發(fā)達國家比如美國資本主義的發(fā)展模式對此進行研究具有一定的意義。

一、數(shù)據(jù)收集

都說“股市是經(jīng)濟的晴雨表”，因此我們選擇滬深300指數(shù)代表大陸地區(qū)，選取臺灣加權(quán)指數(shù)代表臺灣地區(qū)，選取標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)代表美國經(jīng)濟。

描述性統(tǒng)計分析：滬深300指數(shù)的時序圖在近幾年的波動性是非常明顯的，而且在一定程度上具有一定的趨勢性，呈現(xiàn)出右偏高峰非正態(tài)分布的一個特征，是一個非平穩(wěn)的時間序列。單位根檢驗中統(tǒng)計變量對應(yīng)的伴隨概率是0.8817，顯著地接受原假設(shè)認(rèn)為該序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。

標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)的原始時序圖存在趨勢性，呈現(xiàn)顯著地不平穩(wěn)的特點。并且右偏低峰，顯著地拒絕正態(tài)分布的假設(shè)。并且其ADF單位根檢驗顯著地認(rèn)為其存在單位根，進一步從實證角度證明了該序列的不平穩(wěn)性。

臺灣加權(quán)指數(shù)的原始序列顯著不平穩(wěn)。呈左偏高峰非正態(tài)分布的特征。

運用協(xié)整分析和VAR模型分析的前提是模型的序列為平穩(wěn)的時間序列，對原始序列進行ADF單位根檢驗說明了這三個時間序列均是非平穩(wěn)的時間序列，現(xiàn)通過去除趨勢中的差分法對其進行轉(zhuǎn)化，再進行ADF單位根檢驗。

二、協(xié)整檢驗過程

用OLS（最小二乘回歸法）擬合出滬深300指數(shù)與臺灣加權(quán)指數(shù)的線性回歸方程，模型為：.模型的估計結(jié)果如下：

由估計結(jié)果可以看出其對應(yīng)的系數(shù)值顯著并且擬合優(yōu)度R^2=0.2063，遠(yuǎn)小于1;F=511.3004，非常大說明方程整體顯著性較好。而對殘差進行ADF單位根檢驗后發(fā)現(xiàn)顯著接受原假設(shè)認(rèn)為殘差序列不平穩(wěn)，故而說明臺灣加權(quán)指數(shù)與滬深300指數(shù)之間并不存在明顯的協(xié)整關(guān)系。

三、臺灣加權(quán)指數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)普爾指數(shù)的協(xié)整關(guān)系檢驗

由估計結(jié)果可以看出其對應(yīng)的系數(shù)值的伴隨概率均小于0.1，非常顯著：R^2=0.549872，F(xiàn)=2427.636，即說明方程整體非常顯著，對殘差進行ADF單位根檢驗發(fā)現(xiàn)顯著地拒絕原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列平穩(wěn)。故而說明臺灣加權(quán)指數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)之間存在明顯的協(xié)整關(guān)系。

由估計結(jié)果可以看出其對應(yīng)的系數(shù)值的伴隨概率均小于0.1，顯著地拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，F(xiàn)=27.49162，線性回歸結(jié)果很顯著;而通過對殘差進行ADF單位根檢驗發(fā)現(xiàn)殘差序列顯著地接受原假設(shè)，存在單位根不平穩(wěn)，故而說明滬深300指數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)之間不存在明顯的協(xié)整關(guān)系。

四、VAR模型檢驗

根據(jù)多數(shù)原則并通過檢驗結(jié)果易知，最優(yōu)的滯后階數(shù)為滯后6階。重新設(shè)定VAR模型的滯后結(jié)束后得到的估計結(jié)果如下表所示：

由模型估計結(jié)果可以看出，雖然各變量滯后期前的系數(shù)均十分顯著，但整個線性方程組的擬合優(yōu)度不佳且方程整體不顯著，說明三變量之間的VAR關(guān)系不顯著，各變量的滯后期對其他變量當(dāng)期值的影響不明顯。

五、模型的穩(wěn)定性檢驗

由檢驗結(jié)果可知，模型的特征根均落在單位圓內(nèi)，模型的平穩(wěn)性較好。

易知，VAR模型允許不同方程的殘差之間存在交叉相關(guān)性，但是要求殘差自身不存在自相關(guān)性。因此，觀察殘差自身的自相關(guān)圖，可以看出自相關(guān)系數(shù)大多數(shù)位于置信區(qū)間內(nèi)，說明殘差不存在自相關(guān)性。

IRF能明確的反應(yīng)變量之間影響的波動的大小，對于穩(wěn)定的VAR模型的IRF應(yīng)該趨近于0，圖形中變量相互之間影響的波動幅度越小，說明變量之間的全局影響不是很強烈。

從方差分析結(jié)果可以看出，變量序列的波動即方差有多少是來自于自身的，還有多少是來自于其他擾動因素。滬深300指數(shù)對數(shù)收益率、標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)對數(shù)收益率與臺灣加權(quán)指數(shù)的對數(shù)收益率之間并不存在顯著地相互影響關(guān)系，三變量的方差絕大部分程度上由自身決定。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗是檢驗一個變量對另一個變量是否有預(yù)測能力。由表15的檢驗結(jié)果可以看出，臺灣加權(quán)指數(shù)是標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)的格蘭杰因果關(guān)系，滬深300指數(shù)是標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)的格蘭杰因果關(guān)系。其余變量之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。

六、結(jié)語

本文通過對滬深300指數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)、臺灣加權(quán)指數(shù)進行分析之后，可以得出以下結(jié)論：第一，在滬深300指數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)、臺灣加權(quán)指數(shù)三個指數(shù)所構(gòu)成的一個系統(tǒng)中存在著一個協(xié)整關(guān)系，即臺灣加權(quán)指數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系。也進一步說明了臺灣的經(jīng)濟發(fā)展在一定程度上更加趨向于美國等發(fā)達國家的發(fā)展模式。第二，在三個指數(shù)所構(gòu)成的VAR模型呈現(xiàn)出一定的平穩(wěn)性但是卻不是很明顯，一個變量的滯后期值不會對另一個變量的當(dāng)期值產(chǎn)生明顯的影響。第三，通過上文的分析，格蘭杰因果關(guān)系檢驗中，滬深300指數(shù)對標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)在一定程度上具有一定的預(yù)測能力和臺灣加權(quán)指數(shù)對標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)也具有有一定的預(yù)測能力。滬深300指數(shù)與臺灣加權(quán)指數(shù)之間互相對對方并不具有預(yù)測能力。（作者單位：石河子大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院）