黃詠詩

摘? 要;我們對香港股市在1994年1月3日至2018年10月10日進行羊群行為的實證研究，并將考慮中國內地和美國股市表現對其的影響。我們同時檢視，在金融危機和市場寧靜時期，香港股市投資者的羊群行為的變化。我們的實證結果發(fā)現，在金融危機時期和市場寧靜期，雖然香港股市的投資者受中國內地和美國股市訊息影響，但并沒有加劇其羊群行為，而當地市場訊息則引起他們的羊群行為。這可能是因為當地股市能迅速反映來自中國內地和美國股市訊息。由于我們的實證研究也推估出引起香港股市的羊群行為的極端市場條件，這對金融市場持分者，特別是金融市場監(jiān)管結構有一定的參考價值。

關鍵詞： 香港股市;金融危機;羊群行為;橫斷面絕對偏差（CSAD）;中國內地和美國股市的影響

一、引言

在金融危機中，資產價格的急劇下降通常認為是羊群行為的結果。大量文獻記載金融危機對市場羊群行為的影響實證研究，但結果并不一致。例如，莫巴雷克等人（2014年）亦發(fā)現在2007—2008年環(huán)球金融危機期間，瑞典、丹麥、意大利、希臘、法國、德國和西班牙市場存在羊群行為，而在同一危機期間的葡萄牙、愛爾蘭、芬蘭和挪威市場，他們則沒發(fā)現羊群行為的實證。

盡我們最大的理解，有關香港股市的羊群行為的實證研究出乎意料地少，而金融危機對其影響的實證研究就更少。近期的相關研究可能已經是Zheng等人（2017）為9個股市（包括香港股市）進行行業(yè)羊群行為實證研究時的其中一個單元。他們的研究數據涵蓋了1993年7月19日至2013年7月17日，包含1997—1998年亞洲金融危機、2000—2001年互聯網泡沫及2007—2008年環(huán)球金融危機，并發(fā)現在金融危機期間，香港股市的10個行業(yè)中只有4個（分別是工業(yè)、消費用品業(yè)、消費服務業(yè)和科技產業(yè)）出現羊群行為，而其中2個（即工業(yè)和科技產業(yè)）在平靜時期也發(fā)現“羊群效應”。另一相關研究已經是Chiang和Zheng（2010）檢驗在1988年5月至2009年4月期間的18個股市（包括香港股市）的羊群行為，并發(fā)現香港股市在環(huán)球金融危機期間的“羊群效應”是圍繞本地股市表現，而在市場寧靜期的“羊群效應”則只是圍繞美國股市表現。

由于實證結論并不太一致，加上內地經濟對香港以至環(huán)球的影響越來越大，所以我們對金融危機下香港股市的羊群行為進行實證研究時，也會考慮美國和內地股市的表現對其的影響。

本文其余部分內容安排如下：我們首先提供了實證方法的詳細描述和數據，其次將討論和分析實證結果，然后提供結論性意見并討論研究結果的含義，最后列出參考文獻。

二、數據與方法

大量羊群行為的實證研究都基于Christie和Huang（1995）的方法，以及Chang等人（2000）的方法。我們的研究方法也都跟隨他們的方法，再加上一些比較新的研究方法，如Zheng等人（2017）、Chiang和Zheng（2010）以及Tan等人（2008），進行修改。

橫斷面標準偏差（CSSD）和橫斷面絕對偏差（CSAD）是股票收益率離散度的兩種常見度量。這2個度量在檢查總體水平上的羊群行為時廣泛采用，并分別由Christie和Huang（1995）以及Chang等人（2000）提出。由于Chang等人（2000）基于Black（1972）版本的資本資產定價模型展示了CSAD與市場收益率之間的關系，所以大部分羊群行為的實證研究都廣泛地采用CSAD。我們的研究也采用CSAD。

其中是在時間t公司i觀察到的股票收益率，

而以及分別是在時間t及時間t-1公司i的實測股價，是投資組合m在時間t的n個收益率的橫斷面平均值，n是投資組合m中的公司數目。

Chang等人（2000）還提出運行以下回歸，來測試CSAD與市場收益率的非線性關系，以證明股市有沒有存在羊群行為。

CSAD不是衡量股市有沒有存在羊群行為的方法，而是和之間的關系用于檢測股市有沒有存在羊群行為。統(tǒng)計上顯著且為負的系數將支持股市的羊群行為是圍繞整體市場資訊，因為這暗示著市場收益率與股票收益率離散度之間的負非線性關系①。

我們遵循Tan等人（2008）的方法，研究羊群行為是否會受到其他股票交易所的市場資訊影響。方法是在方程式（3）的右手邊加入其他股票交易所收益率的平方和其系數。具體來說，我們在方程式（3）的右手邊加入上海證券綜合指數的平方收益率和其系數。上海證券綜合指數能代表中國內地股市。這有助于評估跨境交易對香港股市羊群行為的影響。此外，我們還在方程式（3）的右手邊加入美國標普500指數的滯后收益率平方②和其系數，該指數用來衡量在美國證券交易所上市的500家大公司的股票表現，并以此代替美國股市資訊。于是，我們得出方程式（4）：

其中是在時間t上海證券綜合指數的收益率，而是在時間t-1的標普500指數的收益率。

在與Tan等人（2008）相同的規(guī)范下，假如的估值具有統(tǒng)計顯著性和其數值又是負的話，這將支持投資者在香港股市上圍繞當地整體股市出現羊群行為的假設。假如的估值具有統(tǒng)計顯著性和其數值又是負的話，這將支持投資者在香港股市上圍繞內地整體股市出現羊群行為的假設。假如的估值具有統(tǒng)計顯著性和其數值又是負的話，這將支持投資者在香港股市上圍繞美國整體股市出現羊群行為的假設。假如所有、和的估值具有統(tǒng)計顯著性和數值全都是負的話，這表示投資者在香港股市上圍繞當地、中國內地和美國的整體股市出現羊群行為。

數據方面，我們從彭博資訊收集香港股市的主板和創(chuàng)業(yè)板市場上的股票的每日價格。數據包含從1994年1月3日（引入賣空和股票期權開始）到2018年10月10日期間的2273股香港股票。在除去非交易日后，每只股票具有6114時點的價格數據。值得注意的是，在整個樣本期內，股票數量并不相同，因為有些公司還沒有上市，甚至被私有化，有些則進行并購或停牌。然而，重要的是我們研究數據能包含香港股市中在樣本時間內的全面股票資訊。

我們研究的整個樣本期間內涵蓋了6種可能對香港股市的“羊群”造成影響的關鍵金融危機。我們遵循Chiang和Zheng（2010）來定義亞洲金融危機（1997年7月1日至1998年12月31日）、互聯網泡沫危機（2000年3月1日至2001年3月1日）及環(huán)球金融危機（2008年3月1日至2009年3月31日）。這個定義后來Zheng等人（2017）也采用。對于2003年的嚴重急性呼吸系統(tǒng)綜合征（簡稱“SARS”）危機，我們參考了Chen等人（2018）研究SARS危機對中國內地、香港、臺灣以及新加坡和日本股市之間的長期關系的影響，參考法律和醫(yī)學文章來定義SARS時期是2002年11月11日至2003年8月7日。對于2010年的歐元區(qū)債務危機，我們遵循Filoso等人（2016）的結果。他們描繪了這場危機始于2010年5月2日，并因歐洲央行于2012年9月6日批準了“直接貨幣交易”而平靜下來。中國內地股市崩盤在2015年至2016年期間，我們根據Arslanalp等人（2016）對中國內地股市異常大的市場進行的事件研究，將時間范圍定為2015年6月19日至2016年2月25日。

我們遵循Chiang和Zheng（2010）以及Zheng等人（2017）的方法，將整個樣本期間分為2個子樣本，分別是包含所有6個金融危機時期的“小組一”，以及包含其余期間的“小組二”（如圖1所示）。我們分別為2個小組基于以上討論的方程式（4）進行回歸。

三、實證結果與分析

表1顯示每日收益率的橫斷面平均值序列的描述性統(tǒng)計分析。我們發(fā)現，其峰度率都大于3，這表明該序列分布相對正態(tài)分布有更多的極端值。哈爾克-貝拉（簡稱“JB”）統(tǒng)計量，顯示以1%的顯著性水平否定“遵循正態(tài)分布”的原假設。另外，我們還為進行了自相關性和平穩(wěn)性相關的檢驗，發(fā)現其Q統(tǒng)計量在1%的顯著性水平，這意味著序列有自相關性。有關增廣迪基-福勒檢驗（簡稱“ADF檢驗”），其ADF統(tǒng)計量小于其對應的臨界值（顯著性水平為1%）。這結果顯示香港股市的序列是平穩(wěn)的。

表2顯示每日橫斷面絕對偏差序列的描述性統(tǒng)計分析。我們發(fā)現，該序列分布有過度的峰度，并不遵循正態(tài)分布。關于的自相關性和平穩(wěn)性相關的檢驗，我們發(fā)現其Q統(tǒng)計量在1%的顯著性水平，這意味著序列有自相關性，而其ADF統(tǒng)計量小于對應顯著性水平為1%的臨界值，即序列是平穩(wěn)的。因此，我們遵循先前的研究（如Zheng等人，2017），使用Newey和West（1987）方法來調整異方差和自相關估計回歸系數的標準誤差。

正如上文所述，我們根據對金融危機時期的定義，將整個樣本周期分為2個子樣本，分別是“小組一：危機時期”與“小組二：市場寧靜期”。然后，我們對整個樣本、小組一和小組二分別進行回歸分析。表3概述回歸結果。

在整個樣本周期，3個“羊群”系數、和，和的估計值都具有統(tǒng)計意義，但只有的估計值是負值。此外，系數的估計值幾乎比代表受內地股市影響的羊群系數的估計值大283倍。再者，系數α的估計值大大高于其他系數的估計值。因此，盡管代表受內地股市影響的羊群系數的估計值是負值，但它不足以減少橫截面收益率分散度。那表明在整個樣本周期中，香港股市缺乏羊群行為的實證。

在同一回歸模型下，2個小組的調整R方均高于整個樣本周期的調整R，這表示分組為模型增加價值。在2個小組中，所有系數的估計值都具有統(tǒng)計顯著性。由于代表受內地和美國股市影響的羊群系數和的估計值都是正值，這表明內地和美國股市的收益率平方與香港股市的橫截面收益率分散度呈正相關。換句話說，從實證結果中，我們發(fā)現，無論在金融危機時期還是在市場寧靜期，香港股市的投資者并沒有圍繞內地和美國股市訊息出現羊群行為。

由于代表受當地股市影響的羊群系數的估計值則是負值，因此實證結果支持，在金融危機時期和市場寧靜期，香港股市的投資者均圍繞當地市場訊息而出現羊群行為。這與Chiang和Zheng（2010）的結果僅部分相同，我們并沒有發(fā)現在市場寧靜期的“羊群效應”是由美國股市表現導致的。我們認為這可能是因為研究樣本不同。由于資訊發(fā)達及科技不斷進步，在最近10年間，香港當地股市可能更迅速反映和消化來自中國內地和美國股市的訊息。

我們的實證結論有一定程度上的局限性，原因是Chang等人（2000）提出的方法的一個重要條件就是極端的市場環(huán)境引發(fā)股市的羊群行為。根據我們的回歸模型估計，在市場寧靜期，當≥7.1038或≤-7.1038時，將以減少的速度增加，這是支持在市場寧靜期，香港股市的投資者圍繞當地市場訊息而出現羊群行為的實證結果。我們發(fā)現，在小組二的市場寧靜期一共有4303天，當中只有4天符合這個條件（在圖2中，圈起來的那部分表示），占整個市場寧靜期的0.09%，這表明雖然在市場寧靜期，極端的市場環(huán)境引發(fā)香港股市投資者的羊群行為，但這是非常罕見的。

同樣，據我們的回歸模型估計，在金融危機時期，當≥8.2188或≤-8.2188時，將以減少的速度增加，這是支持在金融危機時期，并出現極端的市場條件下，香港股市的投資者圍繞當地市場訊息而出現羊群行為的實證結果。在小組一的金融危機時期一共有1810天，當中只有11天符合這個條件，占整個金融危機時期的0.61%。盡管這個比例高于小組二的0.09%，這也難以支持金融危機時期香港股市普遍存在羊群行為。

四、結語

我們發(fā)現，在整個樣本周期中，香港股市缺乏羊群行為的實證支持，而將整個樣本周期以是否為金融危機時期來劃分，增加回歸模型的價值。在金融危機時期和市場寧靜期，雖然香港股市的投資者受中國內地和美國股市訊息的影響，但并沒有加劇當中的羊群行為，而他們的羊群行為主要圍繞當地的市場訊息。我們認為，這可能是因為資訊科技的進步，使香港當地股市能更快地反映來自中國內地和美國股市訊息。我們認為，未來研究可以使用更高頻率的數據，有助于驗證這一點。

由于我們的實證研究也推估出引起香港股市的羊群行為的極端市場條件，這對金融市場持分者，特別是金融市場監(jiān)管結構，有一定的參考價值。然而，我們的實證結論局限在于只檢驗在市場出現極端收益率時香港股市是否存在羊群行為。我們認為，其他條件下的市場羊群行為這還需要進一步研究。

（作者單位為上海財經大學金融學院）

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