（華中科技大學經(jīng)濟學院，武漢 430074）

引 言

2019年末至今的新冠肺炎疫情不僅對人類的生命健康造成嚴重威脅，也使全球經(jīng)濟遭受重大損失。為遏制疫情，全球各地都逐漸采取隔離措施，部分經(jīng)濟體出現(xiàn)短暫的停擺，而金融市場也一度陷入持續(xù)走低的狀態(tài)。眾多股票市場指數(shù)在2020年2月下旬至3月下旬期間，出現(xiàn)持續(xù)性大幅下跌的情況，隨后股市頻繁震蕩，回暖速度緩慢。突發(fā)疫情對全球股市造成怎樣的影響？各大股市的指數(shù)波動間是否存在聯(lián)動效應？外部風險的傳導路徑如何？這是當前有待解答的重要問題。

從動態(tài)沖擊影響來看，突發(fā)事件會對金融市場造成沖擊，且沖擊具有持續(xù)性。Maillet和Michel（2005）分析了“9·11” 事件對美、法兩國股市的影響，表明“9·11”事件比往年突發(fā)事件對股市的沖擊更大［1］。 楊秀剛和黃玉龍（2011）利用DDM模型估計了金融市場的均衡價格，并且通過VAR模型和VECM模型證實突發(fā)事件沖擊對市場價格和均衡價格具有深遠的影響，兩個價格之間存在長期協(xié)整關系［2］。張棟凱和齊佳音（2015）基于VAR模型和脈沖響應分析法，證實了“骨湯門事件”引起的群體輿情影響力對企業(yè)的股價具有負面沖擊，而且沖擊幅度隨著輿情熱度的衰弱而減少［3］。 李曉林（2013）引入虛擬變量區(qū)分不同類型的突發(fā)事件，通過VAR模型研究突發(fā)事件對我國金融市場的動態(tài)沖擊效應，表明不同類型的突發(fā)事件對金融市場的動態(tài)沖擊效應不同，而且持續(xù)時間也不同；通過格蘭杰因果檢驗表明突發(fā)事件引起的風險可以通過股票市場和企業(yè)債市場傳導至國債市場，股票市場和企業(yè)債市場之間可以相互傳導［4］。

從金融市場的聯(lián)動性關系來看，不同國家的股票市場之間可能存在一定的聯(lián)動性。董燕（2018）選取2001～2017年間上證綜指和道瓊斯股指的收益率數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果分析得出長期趨勢下，美股對中國股市具有顯著影響，而中國股市對美股影響甚微。短期分階段分析可知，2001～2007年底中美股市幾乎不存在聯(lián)動性，2007年后兩國股市聯(lián)動性逐漸增強［5］。 李怡芳（2018）選取2013～2018年間上證指數(shù)和標普500指數(shù)的數(shù)據(jù)，從相關性分析得出，中美股市長期不存在顯著相關性，短期存在階段性相關；而且上證指數(shù)開盤價與標普500收益率的相關性顯著高于上證指數(shù)收益率與標普500收益率的相關性。從格蘭杰因果檢驗分析，各個階段標普500指數(shù)都是上證指數(shù)的的格蘭杰原因，但上證指數(shù)不一定是標普500的格蘭杰原因。從Garch模型分析，A股開盤價與美股收益率之間的聯(lián)動性高于中美股市收益率之間的聯(lián)動性［6］。 張雙妮和張雙蘭（2019）選取2018年1月1日至2018年11月8日間的上證指數(shù)、深證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和納斯達克指數(shù)，通過GARCH（1，1）模型得出美股對中國股市具有持久沖擊的影響，并對中國股市未來的波動產(chǎn)生影響的結(jié)論；通過VAR模型證實美股對中國股具有較弱的傳導效應；通過格蘭杰因果檢驗可知道瓊斯指數(shù)和納斯達克指數(shù)是上證指數(shù)波動的原因，只有道瓊斯指數(shù)是深證指數(shù)波動的原因［7］。

綜觀國內(nèi)外現(xiàn)有研究，我們發(fā)現(xiàn)學者們在中美股票市場的聯(lián)動性研究方面已有不少成果，但是缺少A股、港股和美股三者聯(lián)動性的研究，尤其是在新冠疫情這個特殊的背景環(huán)境下的相關研究。本文擬探討突發(fā)新冠肺炎疫情背景下全球股票市場收益率變化的聯(lián)動性，以及在這個聯(lián)動性的框架內(nèi)股票市場風險的傳導路徑和對動態(tài)沖擊的響應程度，并在此基礎上提出相關建議，以期為現(xiàn)有研究做出補充，也為政府和投資者提供參考。

1 股票市場聯(lián)動性機理

1.1 聯(lián)動性定義

在經(jīng)濟學中，將聯(lián)動性解釋為若干個相互關聯(lián)的經(jīng)濟變量，一旦其中一個經(jīng)濟變量發(fā)生變化，其余的經(jīng)濟變量也會隨之改變。股票收益率的聯(lián)動性指各個股票市場的收益率之間相互影響，出現(xiàn)共同變化的趨勢，體現(xiàn)了收益率之間的因果關系和相關關系。

1.2 金融危機傳染理論基礎

根據(jù)金融危機傳染理論，金融市場風險的傳導機制包括基于投資者行為的4種效應，分別為羊群效應、財富效應、資產(chǎn)組合分散下的自實現(xiàn)和注意力配置效應。

（1）信息約束下的投資者羊群效應。在金融市場信息不對稱的情況下，面對金融市場的利空消息，基于理性預期的投資者雖然擁有不同的信息，但是可能朝著相同的方向改變資產(chǎn)組合，從而導致金融市場的投資者羊群效應。因此，在遭受全球疫情的沖擊時，面對股票市場的下跌趨勢，由于對預期情況的謹慎，機構投資者會采取調(diào)整投資組合的策略，降低股票的持有比例，而提高債券的持有比例。個人投資者隨后也會做出同樣的反應，從而導致股票的價格降低，債券的價格上升。

（2）財富效應。財富效應主要研究金融市場上資產(chǎn)價格的變化，對不同風險偏好程度投資者的財富水平產(chǎn)生的影響，以及投資組合的變化。在投資者擁有多種資產(chǎn)的投資組合時，一種資產(chǎn)的價格下降既會產(chǎn)生替代效應，又會產(chǎn)生收入效應。在替代效應大于收入效應的情況下，投資者會增加投資比例。在收入效應大于替代效應的情況下，投資者為降低金融資產(chǎn)損失的風險，追求資產(chǎn)的流動性，選擇將部分資產(chǎn)變現(xiàn)，甚至是完全退出金融市場。

（3）資產(chǎn)組合分散下的自實現(xiàn)。假設投資者持有兩國的資產(chǎn)，且這兩個國家的基本面相互獨立，投資者可以選擇將資產(chǎn)持有到期，或者是以固定的收益支付而提前贖回。如果持有到期的收益是關于投資國基本面和投資者數(shù)量的增函數(shù)，則金融危機是否發(fā)生由投資者對其他投資者的預期行為所決定。通常由一個國家的基本面決定一個臨界值，當投資國的基本面低于這個臨界值時，投資者將選擇撤資。

（4）注意力配置效應。假設投資者的認識是瞬時的，并可以無代價完成，但是處理信息和作出決策需要時間，所以投資者會在不同的信息中作出取舍。即部分信息會被投資者重點關注，而另一部分信息則會被忽略，從而形成了投資者注意力的配置。因此，當一國金融危機的信息被大量報道時，投資者會將更多的注意力分配到這個國家金融市場，而減少對其他國家金融市場的關注度，進而導致其他金融市場的內(nèi)生性波動。

1.3 全球股市聯(lián)動性機理

投資者作為股票市場的參與者和決策者，在很大程度上影響了股票市場的走勢。由于投資行為受投資者的情緒和心理預期的影響，而非絕對理性的行為，所以在突發(fā)疫情的巨大沖擊下，部分投資者拋售股票的行為所引起的恐慌，將導致“羊群效應”的發(fā)生，更多的投資者也隨之拋售股票。不同國家的疫情發(fā)展程度，以及新聞報道的關注度都影響了投資者對該國經(jīng)濟發(fā)展的信心，導致投資者心理預期的改變，進而改變其在股票市場中的投資行為。因此，基于投資者心理預期對股票市場聯(lián)動性的影響渠道可歸納為圖1。

圖1 股票市場聯(lián)動性影響渠道

2 實證分析與結(jié)果

2.1 實證設計

本文首先通過協(xié)整檢驗證實上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)之間存在長期穩(wěn)定多均衡關系，進而利用VAR模型探究全球股市收益率的聯(lián)動性，并指出股票市場之間的風險傳導路徑，最后利用脈沖響應函數(shù)和方差分解研究動態(tài)沖擊對收益率的影響。

2.2 數(shù)據(jù)的選取及處理

本文選取的數(shù)據(jù)中，以上證指數(shù)作為我國股票市場的代表，以道瓊斯指數(shù)作為美國股票市場的代表，以恒生指數(shù)作為香港股票市場的代表。

從此次疫情的發(fā)展情況看，疫情初期并未引起大眾的足夠重視，自2020年1月20日證實“人傳人”的消息公布后，我國全國范圍內(nèi)逐步開始隔離政策，股票市場受到一定影響。2020年2月28日全球疫情爆發(fā)，全球金融市場都受到?jīng)_擊。根據(jù)疫情發(fā)生的時間，本文選取2019年10月8日至2020年4月24日的數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)均來源于英為財情。由于中國大陸、中國香港、美國的節(jié)假日有所差異，造成股市開盤日有所不同，因此對于存在缺失數(shù)據(jù)的日期進行刪除。股票市場的收益率均采用如下公式計算：

其中，Rit表示第t天的收益率，i＝1代表上證指數(shù)，i＝2代表道瓊斯指數(shù)，i＝3代表恒生指數(shù)。

2.3 實證分析結(jié)果

2.3.1 收盤價的描述性統(tǒng)計

上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)在樣本期的日收盤價走勢分別如圖2～4所示。從圖中可知，2020年1月23日上證指數(shù)跌幅明顯，2020年2月3日上證指數(shù)出現(xiàn)斷崖式下跌，這是由于疫情在國內(nèi)爆發(fā)對我國股票市場產(chǎn)生了不利的沖擊。2020年2月4日至2月21日之間，我國疫情緩和，股票市場也一路高漲。但是受國外疫情爆發(fā)的影響，2020年2月27日上證指數(shù)出現(xiàn)大幅下跌，并且在2020年3月5日后，下跌趨勢持續(xù)明顯，直至3月23日跌至最低點。

2020年2月19日至2月28日，道瓊斯指數(shù)呈連續(xù)下跌的狀態(tài)，2020年2月29至3月4日總體有小幅回升。但是在2020年3月5日至3月23日之間，道瓊斯指數(shù)處于波動下跌階段，并在3月23日達到最低點，這是由于新冠疫情在全球的爆發(fā)，民眾的恐慌心理造成股市的震蕩。由于美聯(lián)儲多次緊急降息，2020年3月34日之后，道瓊斯指數(shù)又呈波動上升的趨勢。

2020年1月17日至2月3日，恒生指數(shù)出現(xiàn)連續(xù)的大幅下降，這是受新冠疫情在國內(nèi)爆發(fā)的影響。2020年2月4日至2月17日出現(xiàn)小幅回升，但由于全球疫情的爆發(fā)，全球金融市場動蕩，境外輸入性病例對香港的防控造成重大壓力等影響，2020年2月18日至3月23日恒生指數(shù)總體呈現(xiàn)大幅下跌的趨勢，而隨后呈現(xiàn)波動上升的趨勢。

圖2 上證指數(shù)收盤價

圖3 道瓊斯指數(shù)收盤價

圖4 恒生指數(shù)收盤價

2.3.2 收益率描述性統(tǒng)計

針對樣本期間內(nèi)數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計性分析，我們看到，從平均值來看，新冠疫情對全球股票市場均產(chǎn)生了負向沖擊。從偏度、峰度和JB統(tǒng)計量來看，上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)的收益率都呈現(xiàn)出“尖峰厚尾”的特征，相應的p值說明收益率不服從正態(tài)分布。

表1 統(tǒng)計性描述

2.3.3 協(xié)整檢驗

在建立模型之前需要對收益率進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果（表略）表示各個指數(shù)收盤價的對數(shù)值序列為非平穩(wěn)序列，一階差分序列（即收益率）都是平穩(wěn)序列。

如果時間序列具有同樣的單整階數(shù)，且存在一種線性組合可以使得該組合時間序列的單整階數(shù)降低，則可以認為該組合時間序列之間存在協(xié)整關系。通過協(xié)整的意義可知，即使一些變量是非平穩(wěn)的序列，但是它們的線性組合可以是平穩(wěn)的序列，這些線性組合被稱為協(xié)整方程，表示解釋變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。Jahansen協(xié)整檢驗包含特征根跡檢驗和最大特征值檢驗兩種方法，原假設依次遞增協(xié)整向量的數(shù)量。本文通過Jahansen協(xié)整檢驗，驗證在新冠疫情的沖擊后，上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)能否重新回到均衡狀態(tài)。特征根跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果（表略）均在5%的顯著性水平上拒絕存在0個協(xié)整向量的原假設，而接受至多1個協(xié)整向量的原假設，表明上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)之間存在協(xié)整關系，并且存在1個協(xié)整向量。即突發(fā)的新冠疫情會導致各個指數(shù)偏離原有軌跡，但是在疫情結(jié)束后又會回到均衡狀態(tài)。

2.3.4 格蘭杰因果檢驗

通過以上分析可以證明新冠疫情會對上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)產(chǎn)生波動，這種波動被認為是金融市場上的一種風險，通過Granger因果檢驗可以分析風險在各個指數(shù)之間的傳導路徑。由LogL、LR、FPE、AIC、SC和 HQ的值可以確定Granger因果檢驗的滯后階數(shù)，本文最終確定的滯后階數(shù)為5。

表2 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，（1）上證指數(shù)收益率是道瓊斯指數(shù)收益率的Granger原因，而道瓊斯指數(shù)收益率不是上證指數(shù)收益率的Granger原因；（2）上證指數(shù)收益率不是恒生指數(shù)收益率的Granger原因，恒生指數(shù)收益率也不是上證指數(shù)收益率的Granger原因；（3）恒生指數(shù)收益率是道瓊斯指數(shù)收益率的Granger原因，而道瓊斯指數(shù)收益率也是恒生指數(shù)收益率的Granger原因。因此，在新冠疫情的背景下，上證指數(shù)的波動會引起道瓊斯指數(shù)的波動，而不會引起恒生指數(shù)的波動；道瓊斯指數(shù)的波動不會引起上證指數(shù)的波動，而會引起恒生指數(shù)的波動；恒生指數(shù)的波動不會引起上證指數(shù)的波動，而會引起道瓊斯指數(shù)的波動。由此也可以畫出新冠疫情造成的金融風險在上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)之間的傳導路徑。

圖5 新冠疫情引發(fā)的風險傳導路徑

現(xiàn)有研究中，有不少學者的研究也指出主要金融市場指數(shù)關系的研究間存在一定的協(xié)整關系，但市場風險傳導路徑與本文的研究有些許不同。如祁好英（2020）選取2017年1月1日至2018年4月1日期間，上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)的收盤價作為樣本，探究三者之間的聯(lián)動性［8］。祁好英的研究證明三者之間存在兩個協(xié)整關系；本文進一步對3個指數(shù)進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果表明：（1）上證指數(shù)與道瓊斯指數(shù)互為Granger原因；（2）上證指數(shù)不是恒生指數(shù)的Granger原因，而恒生指數(shù)是上證指數(shù)的Granger原因；（3）恒生指數(shù)與道瓊斯指數(shù)互為Granger原因?？梢园l(fā)現(xiàn)格蘭杰因果檢驗的結(jié)果在此期間與新冠肺炎疫情期間有所不同，是因為此次新冠肺炎疫情最初是在中國爆發(fā)，上證指數(shù)最先受到利空消息的沖擊，隨后疫情才在全球范圍內(nèi)爆發(fā)，進一步對全球股票市場造成沖擊；另外，美國的疫情發(fā)展比中國更加嚴重，而且中國作為率先控制疫情進行復工復產(chǎn)的國家，對全球經(jīng)濟的復蘇起著中堅力量的作用，全球資本市場對中國經(jīng)濟政策的變動更加敏感，因此投資者對A股市場的信心要更高于美股和港股市場，這就能解釋新冠肺炎疫情期間上證指數(shù)是道瓊斯指數(shù)的Granger原因。而對恒生指數(shù)的傳導路徑方面，從疫情發(fā)展的時間線看，香港的患者人數(shù)在中國疫情爆發(fā)的初期并沒有劇烈的增長，明顯的增幅是在美國疫情爆發(fā)之后，而且香港作為國際金融中心，港股與美股的聯(lián)系比A股的聯(lián)系更加緊密，因此美股與港股市場之間更容易相互影響，這就能解釋新冠肺炎疫情期間上證指數(shù)與恒生指數(shù)之間并不存在Granger原因，而恒生指數(shù)與道瓊斯指數(shù)互為Granger原因。

2.3.5 VAR模型的確立

在確立VAR模型之前需要確定滯后階數(shù)，如果滯后階數(shù)太短，則不足以表明變量之間的動態(tài)關系；如果滯后階數(shù)太長，則減少了模型的自由度，進而降低參數(shù)估計的有效性。本文根據(jù)LogL、LR、FPE、AIC、SC和HQ的值可以確定VAR模型的滯后階數(shù)為5。

由于上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)的收益率之間存在格蘭杰因果關系，因此可作為VAR模型的因變量，模型的估計結(jié)果如下：

其中 Rt為系統(tǒng)內(nèi)生向量，A′1、A′2、A′3、A′4和A′5分別是滯后 1、2、3、4、5階的系數(shù)矩陣，C為常數(shù)矩陣，具體數(shù)據(jù)如下：

表3 VAR模型各方程及模型整體檢驗結(jié)果

從回歸結(jié)果可以看出，和的值都在0.1以上，說明模型的擬合結(jié)果一般。AIC、SC的值都較小，說明選擇的滯后階數(shù)比較合理。通過對AR多項式特征根的驗證，發(fā)現(xiàn)特征根的倒數(shù)絕對值都小于1，且都位于單位圓內(nèi)，則說明所建立的VAR模型是穩(wěn)定的?？梢越忉尀椋寒斈Ｐ椭械囊粋€變量改變（即形成沖擊）時，會導致其余變量的變動，但這種影響會隨著時間而消失。

圖6 單位根的分布

2.3.6 脈沖響應函數(shù)

在本文已建立的VAR（5）模型的基礎上，通過脈沖響應函數(shù)描述上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)的收益率是如何對隨機沖擊進行響應的，得到新冠疫情沖擊下各個指數(shù)的脈沖響應函數(shù)圖如下。

圖7 全球股票市場對上證指數(shù)新息的響應

從圖中可以看出，上證指數(shù)收益率對本身沖擊帶來的影響在第1期即有較強的反應，而反應在第2期消失，在第5期的反應又比較明顯，隨后的反應程度在波動中減弱，并在第10期左右趨于穩(wěn)定狀態(tài)；道瓊斯指數(shù)收益率對上證指數(shù)的沖擊帶來的影響在第2期、第6期、第7期和第8期有較弱的反應，并在第10期左右趨于穩(wěn)定狀態(tài)；恒生指數(shù)收益率對上證指數(shù)的沖擊帶來的影響在第3期有較弱的反應，第4～6期的反應程度基本一致，并在第7期左右趨于穩(wěn)定狀態(tài)。

圖8 全球股票市場對道瓊斯指數(shù)新息的響應

圖9 全球股票市場對恒生指數(shù)新息的響應

上證指數(shù)收益率對道瓊斯指數(shù)的沖擊帶來的影響在波動中逐漸減小，并在18期左右趨于穩(wěn)定狀態(tài)；道瓊斯指數(shù)收益率對本身沖擊帶來的影響基本也在波動中逐漸減小，并在18期左右趨于穩(wěn)定；恒生指數(shù)收益率對道瓊斯指數(shù)的沖擊帶來的影響在第4期反應最大，在第6期之后就十分微弱，并在15期之后趨于穩(wěn)定。

上證指數(shù)收益率對恒生指數(shù)的沖擊帶來的影響在波動中逐漸減小，第16期左右趨于穩(wěn)定狀態(tài)；道瓊斯指數(shù)收益率對恒生指數(shù)的沖擊帶來的影響在第1期就出現(xiàn)較大反應，第3～5期反應消失，第6期反應最大，在此之后反應減小，并在16期左右趨于平穩(wěn)；恒生指數(shù)收益率對本身沖擊帶來的影響在波動中逐漸減小，并在第16期左右趨于平穩(wěn)。

2.3.7 方差分解

由于各種因素的影響，造成研究所得的數(shù)據(jù)呈波動狀，而波動的來源可分為不可控的隨機因素，以及研究過程中施加的可控因素。方差分解可以更直觀地分析變量波動的影響因素，主要思想是將一個內(nèi)生變量的波動，分解為與模型方程中各變量沖擊相關的部分。

表4 上證指數(shù)收益率的方差分解

表5 道瓊斯指數(shù)收益率的方差分解

表6 恒生指數(shù)收益率的方差分解

續(xù) 表

從上證指數(shù)收益率的方差分解結(jié)果來看，從第8期開始，方差分解的結(jié)果呈現(xiàn)穩(wěn)定的趨勢，分別以上證指數(shù)收益率、道瓊斯指數(shù)收益率和恒生指數(shù)收益率為因變量的方程新息，對上證指數(shù)收益率預測標準差的貢獻度依次為91.3%、3.2%和5.5%。即在第9期之后，上證指數(shù)收益率的預測標準差約為0.014，其中91.3%由上證指數(shù)收益率的殘差沖擊導致，3.2%由道瓊斯指數(shù)收益率的殘差沖擊導致，5.5%由恒生指數(shù)收益率的殘差沖擊導致。

從道瓊斯指數(shù)收益率的方差分解結(jié)果來看，從第11期開始，方差分解的結(jié)果呈現(xiàn)穩(wěn)定的趨勢，分別以上證指數(shù)收益率、道瓊斯指數(shù)收益率和恒生指數(shù)收益率為因變量的方程新息，對上證指數(shù)收益率預測標準差的貢獻度依次為18.0%、74.8%和7.2%。即在第10期之后，道瓊斯指數(shù)收益率的預測標準差約為0.031，其中18.0%由上證指數(shù)收益率的殘差沖擊導致，74.8%由道瓊斯指數(shù)收益率的殘差沖擊導致，7.2%由恒生指數(shù)收益率的殘差沖擊導致。

從恒生指數(shù)收益率的方差分解結(jié)果來看，從第8期開始，方差分解的結(jié)果呈現(xiàn)穩(wěn)定的趨勢，分別以上證指數(shù)收益率、道瓊斯指數(shù)收益率和恒生指數(shù)收益率為因變量的方程新息，對恒生指數(shù)收益率預測標準差的貢獻度依次為49.8%、18.5%和31.7%。即在第8期之后，恒生指數(shù)收益率的預測標準差約為0.017，其中49.8%由上證指數(shù)收益率的殘差沖擊導致，18.5%由道瓊斯指數(shù)收益率的殘差沖擊導致，31.7%由恒生指數(shù)收益率的殘差沖擊導致。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié) 論

綜合上文研究分析，得出以下結(jié)論：

（1）新冠肺炎疫情背景下，全球股票市場存在協(xié)整關系和格蘭杰因果關系。新冠肺炎疫情對上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)都產(chǎn)生了巨大了負向沖擊，并且在2020年3月23日達到疫情期間全球股市的谷底?；谏献C指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)收盤價對數(shù)值建立的VAR（5）模型擬合效果良好，通過協(xié)整檢驗證明上證指數(shù)、道瓊斯指數(shù)和恒生指數(shù)的收盤價對數(shù)值之間存在協(xié)整關系，即3個指數(shù)的收盤價之間存在長期均衡，新冠肺炎疫情只造成收盤價暫時偏離原軌跡。格蘭杰因果關系檢驗證明上證指數(shù)和恒生指數(shù)互為格蘭杰原因，道瓊斯指數(shù)是上證指數(shù)和恒生指數(shù)的格蘭杰原因。

（2）新冠肺炎疫情對全球股票市場的動態(tài)沖擊具有持久性。基于VAR模型建立的脈沖響應函數(shù)證明新冠疫情對全球股市造成了較長時間的負面影響。通過方差分解可知，上證指數(shù)收益率受本身影響最大，其次為恒生指數(shù)，最后為道瓊斯指數(shù)；道瓊斯指數(shù)收益率受本身影響最大，其次為上證指數(shù)，最后為恒生指數(shù)；恒生指數(shù)收益率受上證指數(shù)影響最大，其次為本身，最后為道瓊斯指數(shù)。

3.2 建 議

根據(jù)研究結(jié)論，提出如下建議：

（1）投資者應關注股票市場的風險傳染，調(diào)整資產(chǎn)在各個市場之間的配置比例。全球股票市場存在聯(lián)動性，投資者在發(fā)現(xiàn)一國股票市場存在突發(fā)風險時，就應該對各個市場均作出相應預判，并且根據(jù)各個國家股票市場發(fā)展的實際情況，及時調(diào)整資金比例，注意分散投資。

（2）投資者應該提高風險防范意識，做好長期投資的思想準備。通過VAR模型的一系列檢驗，證明新冠疫情對股市的動態(tài)沖擊具有持久性。投資者既要看到短期股市低迷的情況，也要有股市長期積極向好的信心，尤其是在中國經(jīng)濟發(fā)展前景良好的背景下，A股將成為金融市場的避風港。因此，投資者應根據(jù)自己的實際情況，合理安排短期投資和長期投資的比例。

（3）管理者應加強監(jiān)管力度，建立危機防范與干預管理方案。在改革開放后，我國同世界的交流日益密切，尤其是在全球化的背景下，經(jīng)貿(mào)往來進一步發(fā)展，全球的宏觀經(jīng)濟呈現(xiàn)出一定程度的同步性，我國股票市場與其他國家股票市場的聯(lián)動性增強。因此，我國需要高度防范境外金融危機的影響，盡早對風險傳染進行干預，合理利用政策引導投資者的投資行為，減少我國金融市場的損失。