李先玲 宋鵬飛

摘要：基于2019年7月23日科創(chuàng)板開板后的股票數(shù)據(jù)，仿照上證指數(shù)編制科創(chuàng)板指數(shù)，然后以科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)對數(shù)為收益率的替代指標(biāo)，構(gòu)建VAR模型研究科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板收益率的聯(lián)動性。研究結(jié)果表明：無論是自身沖擊還是彼此沖擊，對創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板收益率僅有短期效應(yīng)，不具有持續(xù)效應(yīng);創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板有正向收益率溢出效應(yīng)，科創(chuàng)板對創(chuàng)業(yè)板收益率無明顯溢出效應(yīng);創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板指數(shù)收益率波動有單向溢出效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：科創(chuàng)板;創(chuàng)業(yè)板;市場聯(lián)動性;VAR模型

0 引言

隨著我國供給側(cè)改革及金融市場改革的不斷深化，為了完善多維度的資本市場體系，提高資本市場服務(wù)于社會實體經(jīng)濟(jì)的能力，促進(jìn)上海建成國際金融中心、科創(chuàng)中心，2018年11月5日國家主席習(xí)近平同志在首屆中國國際進(jìn)口博覽會的開幕式上宣布設(shè)立科創(chuàng)板，并首次在科創(chuàng)板內(nèi)試行注冊制?？苿?chuàng)板主要服務(wù)于切合國家戰(zhàn)略、掌握自主核心技術(shù)且擁有較高市場認(rèn)可度的科技創(chuàng)新類企業(yè)。管清友等[1]的研究分析認(rèn)為科創(chuàng)板的推出貫徹并落實了創(chuàng)新驅(qū)動和科技強(qiáng)國重要戰(zhàn)略，將重構(gòu)中國資本市場生態(tài)體系。梁國萍等[2]的研究認(rèn)為科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板在服務(wù)范圍上有一定的重合，科創(chuàng)板的推出會在一定程度上對創(chuàng)業(yè)板產(chǎn)生短期內(nèi)的虹吸效應(yīng)，對資本市場優(yōu)質(zhì)金融資源產(chǎn)生一定的分流。這一研究佐證了科創(chuàng)板的推出對創(chuàng)業(yè)板表現(xiàn)存在一定的影響，兩者之間存在聯(lián)動性。

自上世紀(jì)九十年代以來，國外二板市場發(fā)展迅速，尤以美國NASDAQ市場起垂范作用。為因知識經(jīng)濟(jì)興起而產(chǎn)生的大量高新技術(shù)企業(yè)提供了舒適的投融資環(huán)境，孵化了大量的優(yōu)質(zhì)高新科技企業(yè)，促進(jìn)了科技與資本的有機(jī)融合。中國的二板市場建設(shè)過程則較為曲折，自1998年正式提出議案，經(jīng)過數(shù)年的暫緩、過渡，直到2009年才正式啟動創(chuàng)業(yè)板。自創(chuàng)業(yè)板成立以來一直未取得理想的效果，我國仍有部分高科技創(chuàng)新企業(yè)面臨早期融資難的問題，且國內(nèi)注冊制的呼聲日益高漲，因此勢必需要一個全新的板塊來做注冊制的“試驗田”，科創(chuàng)板便是在這種背景下應(yīng)運而生。鑒于科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板所服務(wù)上市公司范圍有一定重合的特殊關(guān)系，研究科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板收益方面的聯(lián)動性影響便格外必要。

1 文獻(xiàn)綜述

國外學(xué)者對不同股票市場之間的溢出效應(yīng)進(jìn)行了大量實證研究。由于發(fā)達(dá)國家股票市場發(fā)展更加成熟，自1987年美國股災(zāi)引發(fā)全球股市動蕩后，發(fā)達(dá)國家股票市場之間的聯(lián)系受到國外學(xué)者較多關(guān)注。Cheol S Eun等[3]研究發(fā)現(xiàn)世界9個最大股票市場之間存在實質(zhì)性的互動關(guān)系，美國股票市場波動能夠迅速影響其他國家股票市場，而其他國家股票市場波動對美國股票市場的影響較弱。Yasushi Hamao等[4]基于1995～1998年日本、英國和美國股市數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)美國股市對日本、英國股市存在單向波動溢出效應(yīng)。Theodossiou P[5]發(fā)現(xiàn)美國對日本、加拿大和英國的股市收益均值存在顯著的單向溢出效應(yīng)。Angelos Kanas[6]研究英法德三國股票市場溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)英國與法國、法國與德國股市之間存在雙向波動溢出效應(yīng)，英國對德國股市存在單向波動溢出效應(yīng)。Lieven Baele[7]研究認(rèn)為全球化和區(qū)域一體化增強(qiáng)了美國和歐盟主要股市之間的波動溢出效應(yīng)。Francis X Diebold等[8]研究發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)爆發(fā)后全球主要股市間的波動溢出效應(yīng)大幅增強(qiáng)。

雖然中國股市起步較晚，但發(fā)展較快。國內(nèi)學(xué)者對股票市場溢出效應(yīng)研究沿著兩個方向展開：一是中國與世界其他國家股市間的溢出效應(yīng)。洪永淼等[9]發(fā)現(xiàn)2003年前中國股市與主要發(fā)達(dá)國家股市間不存在波動溢出效應(yīng)，而2003年后中國與世界主要股市之間有波動溢出效應(yīng)。李曉廣等[10]研究認(rèn)為次貸危機(jī)期間中國與世界主要股市之間的波動溢出效應(yīng)增強(qiáng)。劉曉星等[11]研究發(fā)現(xiàn)美國股票市場對中國股票市場存在顯著的風(fēng)險溢出效應(yīng)。梁琪等[12]研究發(fā)現(xiàn)次貸危機(jī)和歐債危機(jī)期間，歐美市場對中國股市的波動溢出較高，中國股市對香港、澳大利亞等國有明顯外溢效應(yīng)，但對歐美股市影響較小。劉鳳根等[13]研究認(rèn)為美國股票市場與中國內(nèi)地股票市場之間的溢出效應(yīng)不對稱，主要是美國股票市場對中國內(nèi)地股票市場的單向波動溢出效應(yīng)。二是中國國內(nèi)不同層次股票市場之間的聯(lián)動性。王旻等[14]研究發(fā)現(xiàn)香港市場與創(chuàng)業(yè)板、深圳主板與中小板之間的波動溢出都存在單向性。曾志堅等[15]認(rèn)為中國創(chuàng)業(yè)板與主板股票市場之間存在長期的雙向均值和波動溢出效應(yīng)，但不存在短期的溢出效應(yīng)。鄒海榮等[16]研究創(chuàng)業(yè)板指數(shù)和滬深300指數(shù)在不同時間段的價格波動性后，發(fā)現(xiàn)兩個市場溢出效應(yīng)在2013年后不復(fù)存在。耿慶峰[17]、周孝華等[18]研究認(rèn)為中國中小板與創(chuàng)業(yè)板市場之間存在雙向風(fēng)險溢出效應(yīng)，中小板市場對創(chuàng)業(yè)板市場的風(fēng)險溢出效應(yīng)更強(qiáng)。

縱觀國內(nèi)外股票市場溢出性相關(guān)研究，從股市層次來看，國外學(xué)者主要側(cè)重不同國家股市關(guān)系，而國內(nèi)學(xué)者不僅關(guān)注國家間股市關(guān)系，還重視中國內(nèi)部不同層次股市聯(lián)系;從溢出效應(yīng)類型來看，有學(xué)者側(cè)重股市間價格聯(lián)動的收益率溢出效應(yīng)，還有學(xué)者關(guān)注股市間風(fēng)險傳染的波動率溢出效應(yīng);從研究方法來看，收益率溢出效應(yīng)大多采用VAR模型衡量，而波動性溢出效應(yīng)測度則主要依靠GARCH族類模型。

2019年中國股市科創(chuàng)板的推出，引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。學(xué)者們圍繞科創(chuàng)板的作用及潛在影響進(jìn)行了大量的定性分析，但鮮有相關(guān)的實證分析。同時鑒于以下四個方面的原因：一是與滬市主板和深市中小板相比，中國科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板面向的上市企業(yè)對象的重合度更高，決定了科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板股票價格之間的內(nèi)在聯(lián)系更密切，也適合進(jìn)行收益率溢出效應(yīng)分析;二是截至目前中國科創(chuàng)板開板時間不長，其波動性可能受炒新等非理性因素影響更大，這可能導(dǎo)致波動率溢出效應(yīng)研究結(jié)果出現(xiàn)偏差;三是VAR模型適合刻畫收益率溢出效應(yīng);四是VAR模型中每個內(nèi)生變量都是由其滯后值以及模型中其他內(nèi)生變量滯后值解釋，其“讓數(shù)據(jù)說話”的建模思想能夠較好地契合有效市場假說，能夠在一定程度上降低傳統(tǒng)建模的遺漏變量偏誤。因此，本文使用VAR模型對科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板的收益聯(lián)動性進(jìn)行實證研究，以彌補(bǔ)現(xiàn)有相關(guān)研究不足，為客觀評價科創(chuàng)板影響提供理論和實踐參考。

2 科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板聯(lián)動性的現(xiàn)實基礎(chǔ)及理論依據(jù)

2.1 現(xiàn)實基礎(chǔ)

一是兩者定位存在相似之處。創(chuàng)業(yè)板定位為暫時無法在主板上市的創(chuàng)業(yè)型企業(yè)、中小企業(yè)和高科技產(chǎn)業(yè)企業(yè)等?？苿?chuàng)板定位是符合國家戰(zhàn)略、突破關(guān)鍵核心技術(shù)、市場認(rèn)可度高的科技創(chuàng)新企業(yè)。從企業(yè)定位來看，科創(chuàng)板主要聚焦科技創(chuàng)新企業(yè)，而創(chuàng)業(yè)板涵蓋的企業(yè)更加寬泛，不僅包括科技創(chuàng)新企業(yè)，還涵蓋其他的創(chuàng)業(yè)企業(yè)和中小企業(yè)。雖然科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板的企業(yè)定位不同，但是兩者定位上的相似甚至重合之處是顯而易見的。這些相似之處可能導(dǎo)致兩者在上市對象、投資者以及市場資金等方面的競爭，是形成兩者聯(lián)動的現(xiàn)實基礎(chǔ)之一。

二是兩者在發(fā)行審核制度上存在差異。科創(chuàng)板自2019年6月13日開板以來，一直試行注冊制。而創(chuàng)業(yè)板在2020年6月15日之前實行核準(zhǔn)制，之后實施注冊制。注冊制不需要證券監(jiān)管機(jī)構(gòu)對擬上市公司的上市材料進(jìn)行實質(zhì)性內(nèi)容審核，同時也不會對上市公司的投資價值做出相應(yīng)保證，證券監(jiān)管機(jī)構(gòu)只進(jìn)行形式審查工作，負(fù)責(zé)將相應(yīng)的形式資料提供給投資者。而核準(zhǔn)制下擬上市公司披露材料的真實性與發(fā)行市值都需要證券發(fā)行審核機(jī)構(gòu)的審查來判斷是否核準(zhǔn)申請，步驟繁瑣、通過效率低，很多企業(yè)無法得到上市機(jī)會或者無法及時得到融資支持。與核準(zhǔn)制相比，在注冊制中證券監(jiān)管機(jī)構(gòu)將更多的精力放在信息披露、過程監(jiān)管與事后懲罰的環(huán)節(jié)。注冊制可明顯降低擬上市公司的入市難度，使得更多科技創(chuàng)新企業(yè)能夠進(jìn)入市場以解決融資難題。因此，在創(chuàng)業(yè)板實施注冊制改革前，科創(chuàng)板可能會對創(chuàng)業(yè)板產(chǎn)生一定的虹吸效應(yīng)。

三是兩者在企業(yè)上市及退市規(guī)則上存在差異。首先，科創(chuàng)板允許發(fā)行上市企業(yè)“同股不同權(quán)”，可保證企業(yè)在前期發(fā)展融資時，其管理層不會散失對公司的控制權(quán)，有利于企業(yè)專心經(jīng)營和長遠(yuǎn)發(fā)展。其次，在上市門檻上，創(chuàng)業(yè)板則對企業(yè)的市值和利潤均有要求，而科創(chuàng)板主要側(cè)重企業(yè)的市值，沒有正利潤要求，對科技創(chuàng)新企業(yè)的包容性更強(qiáng)。最后，根據(jù)不同公司的規(guī)模、行業(yè)與發(fā)展周期等，科創(chuàng)板設(shè)置了差異化的退市條件，以及許多非財務(wù)的退市指標(biāo)，而且科創(chuàng)板公司一經(jīng)退市就不得重新上市，這些嚴(yán)格的退市制度不僅倒逼上市企業(yè)合法經(jīng)營，還更符合不同公司的實際情況?？苿?chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板在企業(yè)上市及退市規(guī)則上的差異，既會對擬上市企業(yè)產(chǎn)生差異化的吸引力，也會影響已上市企業(yè)的經(jīng)營行為，進(jìn)而影響兩個板塊上市企業(yè)數(shù)量及股票流動性。

2.2 理論依據(jù)

2.2.1 有效市場假說

Bachelier L[19]是最早開始研究“有效市場假說”的學(xué)者之一，他在研究股價的變動隨機(jī)性與隨機(jī)布朗運動時從隨機(jī)過程的角度出發(fā)，并且認(rèn)識到信息有效性對于市場作用：曾經(jīng)、現(xiàn)在以及未來有可能發(fā)生事件的貼現(xiàn)值都將集中反映在市場價格中。他由此提出股價遵循公平游戲模型的“基本原則”。Fama E F[20]在總結(jié)了前人研究理論與自主實證研究的基礎(chǔ)上，提出了目前廣泛接受的有效市場假說。理性經(jīng)濟(jì)人是有效市場假說成立的最基本假設(shè)，理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)認(rèn)為市場中的人都會充分利用自己可獲得的信息以期獲得更高的報酬，有效市場還假設(shè)證券市場對于新出現(xiàn)的市場信息反應(yīng)準(zhǔn)確而迅速，證券市場價格能完全反應(yīng)出與其有關(guān)的全部信息。假設(shè)科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板都遵循有效市場的假設(shè)，一旦市場中出現(xiàn)對股票價格有影響的信息，投資者便立刻對相應(yīng)股票進(jìn)行重新估價，決定買入或賣出行為，從而對股價產(chǎn)生影響。若一個市場的價格變動想要影響到其他市場，就需要對這兩個市場的聯(lián)系進(jìn)行進(jìn)一步研究。

從有效市場假說角度分析，科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板包含了大量的科技類創(chuàng)業(yè)企業(yè)，在股東，主營業(yè)務(wù)范圍等方面存在較多交集，由于同一行業(yè)企業(yè)之間存在的替代作用或互補(bǔ)作用，一家企業(yè)的利好或利空消息不僅對自身股票價值產(chǎn)生影響，同時也會迅速影響到其他企業(yè)的投資策略，最后再將消息的影響傳遞至股票價格。這種影響的傳遞過程在有效市場假設(shè)中得到了解釋，但現(xiàn)實市場卻未必如此。科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板市場之間的信息流動是否足夠迅速？資金在多個市場之間的流動是否足夠自由？市場中的投資者是否足夠的理性？這些問題都對兩個市場間聯(lián)動性影響產(chǎn)生了阻力，使得有效市場假說僅僅在理論上行得通。

2.2.2 納什均衡

1944年馮·諾依曼（Von Neumann）和奧斯卡·摩根斯坦（Oscar Morgenstern）合著的《博弈論和經(jīng)濟(jì)行為》是博弈論研究的開端。但后來由約翰納什首先用簡單明了又嚴(yán)謹(jǐn)?shù)臄?shù)學(xué)語言文字精準(zhǔn)定義了納什均衡的學(xué)術(shù)概念。納什均衡假定擁有完全信息且靜態(tài)博弈的條件，假設(shè)科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板投資者處于這種完全信息靜態(tài)博弈，當(dāng)一個利好或利空消息出現(xiàn)時，科創(chuàng)板投資者做出的投資策略決定與創(chuàng)業(yè)板投資者做出的投資策略決定之間無影響關(guān)系，也即科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板之間不存在聯(lián)動性。但現(xiàn)實市場中投資者之間的博弈情況往往是不完全信息的且總是動態(tài)博弈，投資者無法完全察覺到其他人針對信息做出的投資決策，且會利用已有信息對自己的投資策略進(jìn)行動態(tài)優(yōu)化。這使得科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板之間的收益聯(lián)動性存在可能。

3數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)選擇

3.1 數(shù)據(jù)來源及處理

本文選取了2019年7月23日至2020年3月30日深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板指數(shù)（399006）每日收盤價與科創(chuàng)板所有企業(yè)每日收盤價及流動市值數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)起始日期選在2019年7月23日是由于科創(chuàng)板首批公司上市于2019年7月22日。其中，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)、科創(chuàng)板企業(yè)數(shù)據(jù)均來源東方財富網(wǎng)及同花順軟件。

由于中國市場IPO超額初始收益處于較高水平，為減少科創(chuàng)板成立初期收益率非理性變動的影響，給予指數(shù)適當(dāng)時間進(jìn)入合理價格浮動區(qū)間，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行分期處理：時期一為2019年7月23日到2020年3月30日，共有168個交易日的數(shù)據(jù)，該時期創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板指數(shù)收益率表示為CR1、KR1;時期二為科創(chuàng)板開板三個月后的數(shù)據(jù)，即2019年10月24日到2020年3月30日的數(shù)據(jù)，該期間創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板指數(shù)收益率表示為CR2、KR2。

雖然目前科創(chuàng)板50指數(shù)已推出，但其數(shù)據(jù)起始日期為2019年12月31日，不能滿足本研究所需數(shù)據(jù)的起始時間要求。因此，本文參照上證指數(shù)編制方法以科創(chuàng)板公司流通市值為權(quán)重對科創(chuàng)板內(nèi)所有上市企業(yè)每日收盤價加權(quán)平均生成科創(chuàng)板指數(shù)每日收盤價。

3.2 收益率指標(biāo)選擇

常用的收益率計算方法有兩種：一是百分比收益率法，即使用當(dāng)期指數(shù)收盤價減去上一期指數(shù)收盤價的差值除以上一期收盤價表示收益率。二是對數(shù)收益率法，即用當(dāng)期指數(shù)收盤價除以上一期指數(shù)收盤價后取對數(shù)表示收益率。鑒于對數(shù)收益率的計算便利性、假設(shè)更接近現(xiàn)實以及對數(shù)據(jù)有壓縮濾波的優(yōu)勢[21]，本文采用對數(shù)收益率法計算指數(shù)收益率，即指數(shù)收益率等于指數(shù)收盤價對數(shù)的一階差分。具體計算方法如下：

4 科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板聯(lián)動性分析

4.1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

由表1可看出，無論是在時期一還是在時期二，創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板指數(shù)收益率的均值都大于零，但科創(chuàng)板指數(shù)收益率的均值和標(biāo)準(zhǔn)差都比創(chuàng)業(yè)板的大。這表明在兩個時期，投資科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板都能獲得一定的盈利，但是科創(chuàng)板的平均收益和風(fēng)險明顯高于創(chuàng)業(yè)板。

4.2 指數(shù)收益率的時間序列平穩(wěn)性檢驗

4.2.1 指數(shù)收益率序列圖

時期一指數(shù)收益率序列如圖1、圖2所示，雖然受實際觀察期不夠長影響，時期一科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率曲線偏離零均值的次數(shù)較多，但是兩者在偏離后都有向0回歸的趨勢，整體來看大致是圍繞0上下波動。因此，可初步判斷時期一創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板指數(shù)收益率時間序列平穩(wěn)。

時期二指數(shù)收益率序列如圖3、圖4所示，時期二科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率在偏離零均值后，也都有向0回歸的趨勢。因此，也可初步判斷時期二創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板指數(shù)收益率時間序列平穩(wěn)。

4.2.2 指數(shù)收益率時間序列ADF檢驗

指數(shù)收益率序列ADF檢驗結(jié)果如表2所示，兩個時期的科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率時間序列的t統(tǒng)計量都小于5%顯著性水平下的臨界值，這說明在5%的顯著性水平下應(yīng)拒絕時間序列不平穩(wěn)的原假設(shè)，即兩個時期時間序列數(shù)據(jù)都平穩(wěn)。由此可得兩個時期的數(shù)據(jù)都可建立VAR模型。

4.3 確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

時期一和時期二的滯后項檢驗結(jié)果如表3所示，時期一按照赤池信息準(zhǔn)則最小化選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，而按漢南奎因準(zhǔn)則與施瓦茲準(zhǔn)則最小化選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。雖然時期一按照這三個信息準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)并不完全一致，但是按照漢南奎因準(zhǔn)則與施瓦茲準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)相同。因此，可確定時期一VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。同理，根據(jù)時期二的赤池信息準(zhǔn)則和漢南奎因準(zhǔn)則最小化原則，可確定時期二VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。

4.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表4所示，在5%的顯著性水平下，兩個時期均拒絕創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率不是科創(chuàng)板指數(shù)收益率格蘭杰原因的原假設(shè)，即可以認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板指數(shù)對科創(chuàng)板指數(shù)存在收益率溢出效應(yīng)。在5%的顯著性水平下，兩個時期均不能拒絕科創(chuàng)板指數(shù)收益率不是創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率格蘭杰原因的原假設(shè)，即科創(chuàng)板指數(shù)對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的溢出效應(yīng)非常微弱，以至于在統(tǒng)計學(xué)上是不顯著的。

4.5 VAR模型系數(shù)的確定

時期一與時期二VAR模型公式如表5所示，在時期一滯后三階時，KR1對CR1的線性影響系數(shù)為0.031 385 6，CR1對KR1的影響系數(shù)為-0.812 626 1;在時期二滯后一階時，KR2對CR2的影響系數(shù)為0.012 334 1，CR2對KR2的影響系數(shù)為0.874 773 8。

4.6 VAR模型穩(wěn)定性檢驗

時期一VAR模型特征根圖如圖5所示，時期一的VAR模型特征根的模都處于單位圓之內(nèi)，說明時期一的VAR模型較為穩(wěn)定，滿足了進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解分析的前提條件。期二VAR模型特征根圖如圖6時所示，時期二的VAR模型特征根的模都位于單位圓之內(nèi)，說明時期二的VAR模型也較為穩(wěn)定，同樣滿足進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解分析的前提條件。

4.7 脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析

4.7.1 時期一脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

時期一滯后十期脈沖響應(yīng)函數(shù)圖如圖7所示，在滯后一期時CR1對于一單位來自自身新沖擊的響應(yīng)為0.016 928，滯后二期時一單位自身沖擊響應(yīng)變?yōu)樨?fù)數(shù)-0.001 734，在滯后三期時一單位自身沖擊響應(yīng)又變?yōu)檎龜?shù)0.001 949，之后的滯后期內(nèi)對于CR1的沖擊響應(yīng)逐漸趨向于零。說明極短時期內(nèi)CR1對自身一單位新沖擊的響應(yīng)是正向的，之后呈現(xiàn)減弱趨勢，且從長期來看，CR1對自身新沖擊響應(yīng)逐漸趨向于0，這充分說明時期一創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率對自身新沖擊響應(yīng)由一開始的正向逐漸變得微弱直至為零。滯后一期時，CR1對一單位KR1新沖擊的響應(yīng)幾近于零，滯后二期時CR1對一單位KR1新沖擊的響應(yīng)為-0.000 804，其余滯后期時響應(yīng)均為零，這表明科創(chuàng)板指數(shù)收益率對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的沖擊非常微弱。滯后一期時，KR1對一單位來自CR1的新沖擊響應(yīng)系數(shù)為0.019 372，之后的響應(yīng)越發(fā)微弱，直至滯后六期時響應(yīng)完全為零，表明創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率對科創(chuàng)板指數(shù)收益率的沖擊短期內(nèi)較大，隨著滯后時期增加幾乎變?yōu)榱恪笠黄跁r，KR1對于一單位來自自身新的沖擊的響應(yīng)為0.033 049，滯后二期、滯后三期時對于一單位的響應(yīng)分別為-0.005 265、-0.005 936，滯后四期時，一單位的響應(yīng)為0.006 755，隨后逐漸歸于零，這說明在較短時期內(nèi)科創(chuàng)板指數(shù)收益率對自身新沖擊的響應(yīng)為正向，之后便逐漸趨向于零。

因此，在時期一創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板指數(shù)收益率對自身新沖擊的響應(yīng)短期內(nèi)為正向，之后逐漸趨向于零;科創(chuàng)板對來自創(chuàng)業(yè)板收益率沖擊有短期正向響應(yīng)，而創(chuàng)業(yè)板則對科創(chuàng)板收益率沖擊的響應(yīng)微弱。這意味：在時期一創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板的自身沖擊或彼此沖擊對這兩個市場指數(shù)收益率僅有短期效應(yīng)，不具有持續(xù)效應(yīng);創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板指數(shù)收益率有正向溢出效應(yīng)。

4.7.2 時期二脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

時期二滯后十期脈沖響應(yīng)函數(shù)圖如圖8所示，在滯后一期時CR2對于一單位來自自身新的沖擊的響應(yīng)為0.019 345，滯后二期時一單位自身沖擊響應(yīng)變?yōu)樨?fù)數(shù)-0.002 610，從滯后三期開始一單位自身沖擊響應(yīng)逐漸趨向于零。說明極短時期內(nèi)CR2對自身一單位新沖擊的響應(yīng)是正向的，隨著滯后時期增加呈現(xiàn)減弱趨勢，且從長期來看，CR2對自身新沖擊響應(yīng)逐漸趨向于0，這充分說明時期一創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率對自身新沖擊響應(yīng)由一開始的正向逐漸變得微弱直至為零。滯后一期時，CR2對一單位KR2新沖擊的響應(yīng)幾近于零，滯后二期時CR2對一單位KR2新沖擊的響應(yīng)為0.000 454，其余滯后期時響應(yīng)均為零，這表明科創(chuàng)板指數(shù)收益率對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的沖擊非常微弱。滯后一期時，KR2對一單位來自CR2的新沖擊響應(yīng)系數(shù)為0.024 142，之后的響應(yīng)越發(fā)微弱，直至滯后三期滯后完全為零，表明創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率對科創(chuàng)板指數(shù)收益率的沖擊短期內(nèi)較大，隨著滯后時期增加幾乎變?yōu)榱?。滯后一期時，KR2對于一單位來自自身新的沖擊的響應(yīng)為0.029 909 2，滯后二期、滯后三期時對于一單位的響應(yīng)分別為-0.006 423、0.001 48，滯后四期后響應(yīng)逐漸歸于零，這說明在較短時期內(nèi)科創(chuàng)板指數(shù)收益率對自身新沖擊的響應(yīng)為正向，之后便逐漸趨向于零。

因此，在時期二創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板指數(shù)收益率對自身新沖擊的響應(yīng)短期內(nèi)都為正向，科創(chuàng)板對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率短期的沖擊響應(yīng)也為正向，而創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板指數(shù)收益率新沖擊的響應(yīng)一直較為微弱。在從長期來看，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)與科創(chuàng)板指數(shù)的自身沖擊或彼此沖擊對這兩個市場指數(shù)都不具有持續(xù)性影響。

綜合來看，在時期一和二，創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板的自身沖擊或彼此沖擊對這兩個市場指數(shù)收益率僅有短期效應(yīng)，不具有持續(xù)效應(yīng)。兩個時期的創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板指數(shù)收益率對自身沖擊都有短期正向響應(yīng);兩個時期的創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板收益率都有短期的正向溢出效應(yīng)，而科創(chuàng)板對創(chuàng)業(yè)板收益率無明顯溢出效應(yīng)。

4.7.3 時期一方差分解結(jié)果分析

時期一方差分解結(jié)果表如表6所示，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率在時期一的波動主要受到自身因素的影響，在第一期時，自身對波動的貢獻(xiàn)達(dá)到了100%，其后雖然自身貢獻(xiàn)率有所下降但依然保持在99.5%以上;科創(chuàng)板指數(shù)收益率對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的貢獻(xiàn)率在第一期為0%，其后也一直保持在0.2%至0.3%的水平，這說明時期一時科創(chuàng)板指數(shù)收益率對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的影響非常弱。

科創(chuàng)板指數(shù)收益率的波動主要受到自身的影響，自身貢獻(xiàn)率在大部分時期都保持在75%左右，而創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率對科創(chuàng)板指數(shù)收益率的貢獻(xiàn)率卻一直保持在25%左右的低位。這說明時期一中科創(chuàng)板指數(shù)收益率的波動大部分來自自身，且貢獻(xiàn)率一直較為穩(wěn)定。

綜合來看，時期一創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的波動主要由自身因素解釋，而科創(chuàng)板指數(shù)收益率波動大部分由自身解釋，小部分由創(chuàng)業(yè)板解釋。這意味著：時期一的創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板指數(shù)波動存在微弱的溢出效應(yīng)，而科創(chuàng)板對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)波動無溢出效應(yīng)。

4.7.4 時期二方差分解結(jié)果分析

時期二方差分解結(jié)果表如表7所示，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率在時期二的波動主要受到自身因素的影響，在第一期時自身貢獻(xiàn)率就已經(jīng)達(dá)到了100%，其后雖然自身貢獻(xiàn)率有所下降但依然保持在99.8%以上;科創(chuàng)板指數(shù)收益率對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的貢獻(xiàn)在第一期為0%，其后也一直保持在0.1%至0.16%的水平，這說明時期二時科創(chuàng)板指數(shù)收益率對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的影響非常弱。

科創(chuàng)板指數(shù)收益率的波動受到自身與創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的影響，自身貢獻(xiàn)率占大部分一直維持在59%左右，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率對科創(chuàng)板指數(shù)收益率的貢獻(xiàn)率稍弱一直保持在41%左右的水平。這說明時期二中科創(chuàng)板指數(shù)收益率的波動受到兩個指數(shù)收益率的共同影響且自身的影響貢獻(xiàn)率稍大。

因此，綜合來看，時期二中創(chuàng)業(yè)板指數(shù)收益率的波動主要由自身因素解釋，而科創(chuàng)板指數(shù)收益率波動則可由兩個市場共同解釋。這意味著：與時期一相比，時期二的創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板指數(shù)波動存在明顯的溢出效應(yīng)，而科創(chuàng)板對創(chuàng)業(yè)板指數(shù)波動無溢出效應(yīng)。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文利用創(chuàng)業(yè)板指與科創(chuàng)板個股計算出的指數(shù)數(shù)據(jù)，對科創(chuàng)板首次發(fā)行至今與首次發(fā)行后三個月至今兩個時期分別研究并構(gòu)建了VAR模型，驗證了時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析與方差分解的方法研究了科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板的聯(lián)動性。實證研究發(fā)現(xiàn)：①創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板的自身沖擊或彼此沖擊對這兩個市場指數(shù)收益率僅有短期效應(yīng)，不具有持續(xù)效應(yīng)。②創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板指數(shù)收益率對自身沖擊有短期正向響應(yīng)，創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板有正向收益率溢出效應(yīng)，科創(chuàng)板對創(chuàng)業(yè)板無明顯收益率溢出效應(yīng)。③時期一中科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)波動的溢出效應(yīng)較弱，而時期二中創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板指數(shù)波動的溢出效應(yīng)明顯增強(qiáng)。

5.2 建議

一是繼續(xù)加強(qiáng)合格投資者培養(yǎng)。結(jié)論顯示信息沖擊對科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板的影響主要是短期的，這表明科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板的短線投機(jī)氛圍可能仍然較為濃厚。其原因可能在于：一方面創(chuàng)業(yè)板投資者主要為缺乏專業(yè)投資知識的散戶，容易跟風(fēng)投機(jī)追漲殺跌，加劇股票市場波動;另一方面科創(chuàng)板雖然主要面向公募、私募基金等機(jī)構(gòu)投資者，但是其基金經(jīng)理迫于業(yè)績壓力，也會進(jìn)行短線投機(jī)炒作。因此，培養(yǎng)合格投資者是保障中國股票市場持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵。對此可考慮如下措施：①做好企業(yè)基本面分析以及相關(guān)數(shù)據(jù)的公開披露，并將市場交易及盈利狀況分析報告的公開發(fā)布常態(tài)化，以加強(qiáng)對散戶投資者的教育和風(fēng)險警示。②設(shè)計合理的稅收和交易費用激勵機(jī)制，既可引導(dǎo)散戶投資者通過公募、私募基金等方式間接參與股票市場投資，又可促進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)展，引導(dǎo)其進(jìn)行長期價值投資。

二是完善科創(chuàng)板準(zhǔn)入及交易制度。結(jié)論表明創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板存在單向溢出效應(yīng)，這說明創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板有較強(qiáng)影響力，而科創(chuàng)板則對創(chuàng)業(yè)板的影響甚為微弱。其原因可能主要在于科創(chuàng)板整體估值偏高，同時其市場成熟度、流動性和活躍度均低于創(chuàng)業(yè)板。對此，可考慮完善科創(chuàng)板準(zhǔn)入及交易制度，提升科創(chuàng)板人氣。具體而言，包括如下幾個方面：①適當(dāng)降低科創(chuàng)板投資者資金準(zhǔn)入門檻。隨著科創(chuàng)板上市公司數(shù)量增加，市場規(guī)模也會不斷增大，降低科創(chuàng)板投資準(zhǔn)入門檻，可吸引更多投資者和場外資金，有利于增強(qiáng)其市場流動性，提高融資效率。②嘗試推出T+0交易制度。由于科創(chuàng)板主要面向機(jī)構(gòu)投資者，實行T+0交易制度，既可方便機(jī)構(gòu)投資者及時糾正自己的錯誤操作，也可增強(qiáng)市場的流動性，提高資金利用效率。③為高科技行業(yè)頭部企業(yè)、獨角獸企業(yè)在科創(chuàng)板上市提供有利政策支持。吸引高科技行業(yè)頭部企業(yè)、獨角獸企業(yè)在科創(chuàng)板上市，可從根本上改善科創(chuàng)板上市企業(yè)質(zhì)量，增強(qiáng)其對投資者和外部資本的吸引力。

三是差異化科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)。結(jié)論中時期二創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板的波動溢出效應(yīng)明顯強(qiáng)于時期一，這意味著創(chuàng)業(yè)板對科創(chuàng)板的風(fēng)險溢出程度有增強(qiáng)趨勢。創(chuàng)業(yè)板與科創(chuàng)板的板塊定位及支持行業(yè)的高度重合，使得二者在上市資源及市場資金上存在競爭關(guān)系。隨著創(chuàng)業(yè)板注冊制改革政策的落地實施，科創(chuàng)板曾經(jīng)的優(yōu)勢已蕩然無存，這無疑會加劇創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板之間的競爭。另外，目前科創(chuàng)板不僅市場流動性弱于創(chuàng)業(yè)板，而且在發(fā)行程序便利性和退市可操作性方面也都處于劣勢，長期來看不利于市場均衡發(fā)展。因此，有必要為科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板劃設(shè)高新科技創(chuàng)新企業(yè)或產(chǎn)業(yè)范圍，例如科創(chuàng)板可定位于高科技企業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，而創(chuàng)業(yè)板則可定位為與新技術(shù)、新業(yè)態(tài)或新模式相融合的傳統(tǒng)企業(yè)或產(chǎn)業(yè)。突出科創(chuàng)板與創(chuàng)業(yè)板上市公司定位的差異性，有助于實現(xiàn)兩個市場的錯位發(fā)展，降低兩個市場間聯(lián)動性，提高市場投資組合風(fēng)險分散程度，降低投資風(fēng)險。

參考文獻(xiàn)：

[1] 管清友，張奧平.科創(chuàng)板：創(chuàng)新驅(qū)動和科技強(qiáng)國的重大舉措[J].金融經(jīng)濟(jì)，2019（3）：11-14.

[2] 梁國萍，朱炳昇.科創(chuàng)板是否會與創(chuàng)業(yè)板產(chǎn)生虹吸效應(yīng)？[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2019（9）：90-93.

[3] Cheol S Eun，Sangdal Shim. International Transmission of Stock Market Movements[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，1989，24（2）：241-256.

[4] Yasushi Hamao，Ronald W. Masulis，Victor Ng. Correlations in Price Changes and Volatility across International Stock Markets[J]. The Review of Financial Studies，1990，3（2）：281-307.

[5] Theodossiou P，Lee U. Mean and Volatility Spillovers across Major National Stock Markets：Further Empirical Evidence[J]. Journal of Financial Research，1993，16（4）：337-350.

[6] Angelos Kanas. Volatility Spillovers across Equity Markets：European Evidence[J]. Applied Financial Economics，1998，8（3）：245-256.

[7] Lieven Baele. Volatility Spillover Effects in European Equity Markets[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，2005，40（2）：373-401.

[8] Francis X Diebold，Kamil Yilmaz. Measuring Financial Asset Return and Volatility Spillovers，with Application to Global Equity Markets[J]. The Economic Journal，2009，119（534）：158-171.

[9] 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(fēng)險溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2004（2）：703-726.

[10] 李曉廣，張巖貴.我國股票市場與國際市場的聯(lián)動性研究——對次貸危機(jī)時期樣本的分析[J].國際金融研究，2008（11）：75-80.

[11] 劉曉星，段斌，謝福座.股票市場風(fēng)險溢出效應(yīng)研究：基于EVT-Copula-CoVaR模型的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2011，（11）：145-159.

[12] 梁琪，李政，郝項超.中國股票市場國際化研究：基于信息溢出的視角[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015，50（4）：150-164.

[13] 劉鳳根，周馭艦.股票市場波動性特征及溢出效應(yīng)經(jīng)驗研究[J].云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2018，34（11）：47-58.

[14] 王旻，楊朝軍，廖士光.創(chuàng)業(yè)板市場對主板市場的沖擊效應(yīng)研究——香港股市與深圳中小企業(yè)板的經(jīng)驗證據(jù)與啟示[J].財經(jīng)研究，2009，35（5）：63-73.

[15] 曾志堅，鐘紫璇，曾艷.中國創(chuàng)業(yè)板和主板市場間溢出效應(yīng)研究——基于小波多分辨分析[J].財經(jīng)理論與實踐，2012，33（6）：43-47.

[16] 鄒海榮，陳標(biāo)金，馮健喬.我國創(chuàng)業(yè)板與主板市場價格波動關(guān)系的實證分析[J].江西社會科學(xué)，2014，34（7）：69-73.

[17] 耿慶峰.我國創(chuàng)業(yè)板市場與中小板市場間的波動溢出效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)問題，2013（10）：54-58.

[18] 周孝華，陳九生.基于Copula-ASV-EVT-CoVaR模型的中小板與創(chuàng)業(yè)板風(fēng)險溢出度量研究[J].系統(tǒng)工程理論與實踐，2016，36（3）：559-568.

[19] Bachelier L. Theorie de la Speculation，Doctor Thesis，Annales Scientifiques Ecole Normale Sperieure III -17[J]. The Random Character of Stock Market Prices，1900，17（3）：21-86.

[20] Fama E F. Efficient Capital Markets：A Review of Theory and Empirical Work[J]. The Journal of Finance，1970，25（2）：383-417.

[21] 唐齊鳴，操巍.滬深美港股市的動態(tài)相關(guān)性研究——兼論次級債危機(jī)的沖擊[J].統(tǒng)計研究，2009，26（2）：21-27.

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