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宏观经济有关论文范文例文,与金融开放、股权分置改革与股票市场联动相关论文查重
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套利机会并不是长期存在的,因为投资者必然会根据风险与收益匹配的原则来调整其投资于各股票市场中的资本权重,最大限度地发现那些价值被低估的证券,并从中获取超常回报.这样,投资者频繁套利操作及资本流动的结果,最终将导致不同的股票市场紧密相连,股票市场出现不同程度的联动现象.在股票市场机制完善的经济体中,宏观经济的运行状况决定了股票市场的基本面；而股票市场则充分反映了宏观经济的变化,是宏观经济的“晴雨表”.股票市场联动可以视为金融市场全球化的一种表现形式,而世界经济一体化是其背后的深层次原因；正是各国之间日益加强的经济贸易联系,最终导致各国股市相互关联度大幅提高.世界经济一体化的这种趋势,最终必然反映在各国股票市场的波动上.一个重要的证据是,一国宏观经济指标相关数据的发布,不仅会立即对本国股市产生影响,而且对其他相关国家股市的变动也会产生极为重要的影响.
长期以来,由于对外实行严格的金融管制,加之国内股票市场存在股权分置这一制度上的缺陷,中国股市有着不同于其他国家资本市场的显著特征.在2003年以前,外资虽然可以投资于H股和红筹股,但由于金融管制,中国股票市场与其他股票市场实际上处于分割状态.一般认为,金融开放特别是QFⅡ制度实施后,外资开始直接进入中国股市,这很可能会导致中国股市与世界股市产生联动现象.但我们看到,经典理论分析是建立在股票市场机制完善这一基础上的,而我国的股市则恰恰不具备这些特点.由于股票市场自身定价功能的缺失,股票价格不能真实反映企业价值,同时股票市场也不能反映宏观经济基础.因而在股权分置的条件下,外资进人并不能从根本上纠正中国股市长期以来形成的定价偏差,不能使中国股市真正与世界股市联动.
由此,我们提出假设1：与金融开放以前相比,金融开放后的中国股市与世界股市的关联程度不会有显著提高.
股权分置改革解决了流通股股东和非流通股股东利益不一致问题,推动了企业间的并购,强化了股票市场的资源配置功能,从而股票价格有效地反映了企业的价值与经营业绩,股票市场的变动趋势基本上反映了宏观经济运行情况.就我国的宏观经济特征来看,中国的经济增长主要依靠对外贸易来拉动,出口对国民经济的贡献非常大,因此,主要贸易伙伴的经济状况对中国经济产生了不可避免的影响.进而,中国与其主要贸易国之间的宏观经济相互影响,必然会反映在各国股票市场的互动上.但我们还看到,中国资本项目并没有完全对国际投资者放开,外资进入的程度依然有限.
由此,我们提出假设2：与股权分置改革以前相比,股权分置改革之后的中国股市与世界股市的关联程度将得到很大的提高,但中国股市与世界股市的变动并不会完全一致.
四、计量方法与模型
对于考察多变量之间的长期关系,本文所采取的计量方法主要是基于VAR的多变量Johansen协整方法.由于所选取的样本为时间序列,需要首先进行平稳性处理.依据使用计量方法的先后顺序,本文依次介绍ADF单位根检验和Johansen协整检验的理论基础(高铁梅,2000).
1 ADF单位根检验
最大特征值检验.原假设为Hro：λr+1,等于0；备择假设为Hr
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统计量为：
ζi等于Tin(1-λr+1),r等于0,1等k-1(7)
五、数据选取及实证结果
在世界股票指数的选取上,本文遵循如下原则：首先,所选股指基本能代表世界股票市场整体变动趋势；其次,所选股指所在国家(地区)是中国主要的贸易伙伴.由此,本文选取五个国家(地区)的股票指数：恒生指数(HIS)、日经指数(N225)、金融时报指数(FPSE)、道琼斯指数(DJI)、法兰克福指数(GDAXI)；而中国股指则选取中国上证指数(SEE).样本取自2001年1月至2007年10月10日的日数据,所有数据均来自Wind金融数据库.由于各国节假日的不同以及突发事件的干扰,所以本文在原始数据的基础上进行相应的调整,最终得到1485个数据.
2003年7月9日,以瑞银华宝进入中国股市为标志.QFⅡ逐步进入中国股市；2005年6月15日,三一重工股改方案实施,标志着股权分置改革正式启动.本文以此为基准,依次分为三个子区间：第一区间起止时间为2001年1月4日～2003年7月8日；第二区间为2003年7月9日～2005年6月14日；第三区间为2005～年6月15日2007年10月11日.针对这三个不同时间段,本文依次进行了相应的计量分析,以便对不同时段所得出的估计结果进行比较.
1 相关性分析
简单的相关性分析能够粗略地描述出不同时间序列的相关程度.本文分别在三个时间段上计算其各自相关系数,揭示出不同时期各股票指数的关联度.
根据表1的分析结果,比较PanelA和PanelB,可以看出在外资进入中国股市前后,上证指数与世界其他股指的相关系数由正数变为负数,且相关程度大幅度降低；但同时我们也注意到,这一时期除了上证指数与其他指数的相关系数下降外,其他五个指数序列之间的相关系数也明显降低.比较PanelA和Panelc.虽然上证指数与日经指数的相关系数有所下降,但从总体上看,上证指数与其他主要股指的相关系数有大幅度上升.虽然相关系数能反映出股市变化趋势的一些信息,但仅从相关系数我们很难判别各股票指数精确的长期关系.因此,我们将采用多元协整方法做进一步的分析.
带趋势项；***表示1％显署性水平.
从表2我们可以得出,三个时段上的所有指数,其原始数据基本都是不平稳的；但一阶差分以后,所有分区间上的序列都是平稳的.由此可以得出,各区间上所有的股票指数序列都是一阶单整的,即SSE、FTSE、N225、HSI、DJI、GDAXI～I(1)过程.
3 协整分析
在协整分析之前先需要确定VAR估计的滞后阶数.滞后期的检验十分重要,因为滞后期的数目会影响VAR的估计值,进而影响到协整分析的最终结果.通过分析发现,无论是AIC准则还是SC准则,在滞后期选择为2时,统计值都最小(因篇幅所限,不再单独列出).毫无疑问,在构建VAR时,滞后期选择2期比较合适.
Johansen协整检验是一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法,这种方法能较好地揭示出多个变量之间的长期关系.本文在三个不同的区间上分别采用Johansen协整检验方法来考察不同股指之间的协整个数,并进行比较.
根据表3,我们可以得出,在前两个样本子区间(PanelA和PanelB)中,λtrace统计量和λmax统计量都不能拒绝协整关系的个数≤0的假设,因而有理由认为,前两个时间段内,中国上证指数与世界各主要国家指数之间不存在协整关系.这表明无论是在金融开放以前还是在金融开放之后至股权分置改革之前的一段时期,中国股市与世界主要股票市场之间并不存在联动关系,同时也意味着金融开放对中国股市与世界股市的联动没有产生实质性影响.在Panelc中,λtrace统计量在1％的显著性水平上拒绝了最多协整个数≤O和≤1的假设,在5％的显著性水平上拒绝了协整个数≤2的假设,但不能拒绝协整个数≤3的假设；Amax统计量在5％的显著性水平上拒绝了协整个数≤0和≤1的假设,在10％的显著性水平上拒绝了协整个数≤2的假设,但不能拒绝协整个数≤3的假设.无论是λtrace统计量还是λmax统计量,都一致表明上证指数与主要国家指数仅存在3个协整关系.这充分说明股权分置改革后,中国股市与世界主要股票市场之间存在联动现象,且联动形式不止一个.
同趋势是VAR模型特征多项式中单位根的个数,反映导致系统中非平衡的力量.由于协整向量都是1阶单整,所以同趋势为VAR中变量个数与协整关系个数的差,我们可以得出Panelc中&#
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