金融危机对中国股票市场传染性的实证研究

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中图分类号:F830 文献标识码:A

内容摘要:本文研究由美国次债所引发的全球金融危机对中国的传染性,首先应用分位点回归模型变点检测方法检测出中国股票市场被传染的具体时刻,并以此时刻将危机划分为危机前、后期。最后采用格兰杰因果关系及脉冲效应函数证明传染的存在性以及传染的强度和持续时间。

关键词:金融危机传染 分位点回归模型 格兰杰检验 脉冲效应函数

国内外研究现状

随着经济全球化进程的加速,各国经济日益紧密地联系在一起,经济风险的传染效应也尤其显著。20世纪90年代以来,世界各地的金融危机频繁爆发,每一次危机的爆发都对世界经济产生了剧烈的影响,并且危机波及的范围也在扩大。因此,金融危机传染已成为国内外学者新的研究课题。

国外众多学者运用金融危机传染理论去分析研究金融危机传染的存在性及传染的渠道,已取得丰富的研究成果。Calvo和Reinhart也运用该方法检验了墨西哥比索危机之后的股票市场传染;Longin和Solnik应用多元极值理论的方法对金融危机风险传染进行了分析;Francesco Caramazza,Luca Ricci和Ranil Salgado对上世纪90年代新兴市场金融危机的风险传染问题进行了研究,检验金融市场之间的关联关系在风险传染中起的作用,通过应用截面probit回归模型对41个新兴市场进行了分析,发现金融市场之间的关联关系在墨西哥危机、亚洲危机以及俄罗斯危机中均产生了重要的影响;Dobromi Serwa和Martin Bohl对欧洲股票市场1997-2002年之间的七次大的金融冲击进行了危机传染的研究,文中用异方差调整的相关系数来区分传染、相依关系以及金融市场的结构变化之间的关系。通过分析,得出中东欧发展中股票市场相对西欧发达的股票市场更容易发生金融传染;Rim和 Setaputra 通过建立一类GARCH类模型,对亚洲金融危机前后东南亚和东亚地区各国的股市数据进行了拟合分析,研究结论主要包括:亚洲金融危机发生时东南亚和东亚地区的股票市场及发生后的联动相关性都极强,该地区主要通过金融市场进行风险传染。

在国内专注于金融危机传染领域研究的学者也很多,李小牧(2001)分析了金融危机的国际传染理论,认为金融危机风险传染有广义和狭义两种,广义的金融危机风险传染的定义应该泛指金融危机在国家之间的传播与扩散,既包括金融危机国内传染的溢出,也包括单纯由外部原因而导致的跨国传染,既有存在于贸易金融联系的国家间接触性传导,也有存在于贸易金融关系并不紧密的国家之间的非接触性传导。狭义的金融危机风险传染即接触性传导,是指在金融危机爆发之前、之中、之后,某些经济要素的变化引起其他要素变化,最终引起经济金融的某些侧面或整体变化,以致引发、扩大、缓解金融危机的跨国作用过程,也称为溢出效应。冯芸和吴冲锋(2002)基于引导和互动性的理论对危机的传染进行检验。金红飞构造了一个有一种无风险资产和多种风险资产组成的投资组合模型,来解释货币危机的传染现象。朱波、范方志(2005)在对金融危机理论与模型进行系统梳理的基础上,认为银行同业市场中流动性危机的传染是危机传染的重要途径。孙晶晶(2007)运用平稳性检验、格兰杰因果关系检验、协整检验及脉冲响应函数等方法,对亚洲金融危机的传染性进行了检验。韦艳华(2008)通过对金融市场信息传导机制的研究发现,市场收益率和波动的变化及它们对市场间相关性的影响是检验金融危机传染的基础。陈奕播(2009)构建了基于Copula方法的金融危机风险传染度量模型,并将其应用于美国次债危机来进行实证研究,结果表明该模型可以较为准确的对金融危机风险传染程度进行度量。李成、王建军(2009)通过对5国摩根史丹利MSCI 指数的Granger 因果关系检验和脉冲响应函数检验分析金融危机的传染效应,结论得出美国金融危机与各国家间存在单向的影响关系,并且受传染的国家也会对美国产生逆感染。

理论模型

(一)分位数回归模型

分位数回归(Quantile Regression)最早由Koenker和Bassett于1978年提出,它提出了回归变量X和因变量Y的分位数之间的线性关系的估计方法。假设随机变量Y的概率分布为:F(y)=Prob(Y≤y),y的τ分位数定义为满足F(y)≥τ的最小y值,即q(τ)=inf{y:F(y)≥τ},0

式中argminξ(•)函数表示去函数最小值时ξ的取值,ρτ(u)=u(τ-I(u

即F(ξ)=τ,也就是说F(y)的第τ个分位数是上述优化问题的解。

假设解释变量X为K×1维随机向量,{x1,x2……xn}为它的n个实现,因此分为点回归模型可被假定为

i=1,2……n(1)

模型中ui,τ为误差项,需满足条件Qr(ui,τ|xi)=0,即在X=xi的τ分位点时ui,τ均为0,所以,Y的τ条件分位点模型为Qr(Y|X=x)=。

分位数回归的变点检测。以往爆发的金融危机都是由具体的事件所引发的,有精确的时间截点,例如1997年7月泰国政府放弃固定汇率制,施行浮动汇率制,引发了一场殃及整个东南亚的金融危机,但是美国金融危机是由于次债危机所引起的,危机不是迅速爆发,而是由资本市场逐渐蔓延到实体市场,关于具体的时间没有权威的说法。本文应用分位数回归变点检测模型,找到危机爆发的具体时刻。并以此时刻将危机分为危机前期和危机后期,对前后期进行传染效应检验。

Hrishnaiah和Miao(1988)对分位数回归变点检测模型做出了总结,假设只有一个变点,那么分位数回归模型(1)可被化为:

并定义:

该定义是对由变点时刻t0分成的前后两个方程分别应用分位数回归模型,并将其拟合后的残差求和即是Vt。本文所要求的危机爆发的时刻就是使Vt达到最小时的t0,结果中可能会出现多个时刻使Vt达到最小,则选取最早的时刻为变点时刻。

(二)Granger因果检验

判断一个变量的变化是否是由另一个变量变化的原因是经济学中常见的问题,Granger(1969)提出一个判断因果关系的检验,解决了x是否引起y的问题,主要看现在的y能够在多大程度上被过去的x解释。本文应用Granger因果关系检验证明金融危机传染效应的存在性。

在一个二维的向量自回归模型中:

(1)

(2)

对于(1)式,其原假设为:α1=α2=α3=……=αq=0

对于(2)式,其原假设为:β1=β2=β3=……=βq=0

分为以下几种情况讨论:第一,x是引起y变化的原因,即存在x到y的单向因果关系。若(1)式中x的系数估计值整体显著不为0,(2)式中y的系数估计值整体显著为0,则称x引起y变化的原因。第二,y是引起x变化的原因,即存在y到x的单向因果关系。若(2)式中的y系数估计值整体显著不为0,(1)式中x的系数估计值整体显著为0,则称y引起x变化的原因。

(三)脉冲响应函数

脉冲响应函数方法是分析当一个误差项发生变化,或是模型受到某种冲击时对系统的动态影响。本文应用脉冲响应函数求出金融危机传染的传染强度,以及被传染国受金融危机传染的持续时间。

两变量的VAR(2)模型:

t=1,2,……T

式中,ai,bi,ci,di是参数,扰动项。当ε1t发生变化时,不仅当前的Z值会立刻改变,而且还会通过当前Z值的变化影响到变量Z和X今后的取值。脉冲响应函数能够捕捉到被传染国受到冲击的效果,反映出任意一个变量的扰动如何通过模型影响所有其他变量,最终又传递给自身的过程。因此,本文应用脉冲响应函数可以检验美国金融危机对中国股票市场的传染强度以及传染所持续的时间。

实证分析

(一)数据描述

本文以金融危机期间美国标普500指数与沪市综合指数每日收盘价样本指数,选取2007年1月1日至2010年3月25日为样本期。并对股票数据做一阶差分,计算出股票收益率。由于危机前、后期的划分没有一致的时刻,所以应用分位数回归变点检测方法找出危机的传染时刻。

(二)分位数回归模型变点检测

本文研究的是美国标普500指数收益率与沪市综合指数收益率之间的关系,假设标普500指数收益率为解释变量xi,沪市指数收益率为yi,根据线性分位数回归模型,且需满足条件ui,τ=0,因此可得模型:。对已得到的两种指数分位数模型做变点检测,按照变点检测方法求出拟合结果图(见图1)。经过对数据进行计量分析,并结合上图可以得出变点位置发生在2007年9月12日。这个时刻美国次债危机正在恶化,2007年4月,美国第二大次级房贷公司--新世纪金融公司的破产就暴露了次级抵押债券的风险,2007年8月开始,美联储作出反应向金融市场注资,但是这并没有解决次债的根本问题,致使次债危机蔓延成美国金融危机。本文用所求出的变点时刻将数据划分为危机前、后期,然后应用Granger因果检验来证明传染的存在性。

(三)Granger因果检验

1.单位根检验。在做Granger因果检验之前必须确保研究所选取的金融数据是平稳的时间序列,避免出现“伪回归”现象。 本文运用ADF对美国标普指数和沪市综合指数的收益率序列进行平稳性检验。表1、表2中危机前、后期的ADF统计量均小于1%的临界值,说明所选取的两个国家的时间序列数据拒绝存在单位根的假设,即原收益率序列均为平稳序列,可应用Granger因果关系检验。

2.Granger因果关系检验。对美国标普500指数收益率、沪市综合指数收益率进行滞后一阶和二阶的Granger因果关系检验,结果见表3、表4。由表3的结论可以得出:危机前期,无论滞后一期或是二期美国标普指数不是引起沪市综合指数变化的格兰杰原因,同样,沪市综合指数也不是引起标普指数的格兰杰原因,因此两个国家不存在金融危机传染。由表4的结论得出:危机后期,滞后一期和滞后二期美国标普指数都是引起沪市综合指数变化的格兰杰原因,但是,沪市综合指数却不是引起标普指数的格兰杰原因,因此两个国家存在单向的Granger因果关系,发生了金融危机传染,并且传染方向是由美国传向中国。检验结果也完全符合美国在世界经济的霸主地位,即使发生金融危机中国仍不能对美国经济产生影响。

(四)脉冲响应函数

危机前期,美国标普指数对其自身的一个标准差新息有较强反映,但持续时间不长,到第5期就趋于缓和;美国标普指数对沪市综合指数的影响同样很强烈,在第2期时波幅最大,持续时间也同样很短,第五期后不在有波动。这段时间美国次债危机已经爆发,2007年8月6日美国住房抵押贷款投资公司正式向法院申请破产保护,成为继新世纪金融公司之后美国又一家申请破产的大型抵押贷款机构,2007年8月,美国第五大投行贝尔斯登宣布旗下两支基金倒闭,原因同样是由于次债危机,美国标普股价也受到影响,造成了很大的波动。

危机后期,美国标普指数收益率对其自身的一个标准差新息的反映强烈,并且出现了多次震荡,持续时间由危机前的5期延长至11期。沪市综合指数对美国标普指数冲击的反映已产生骤变,波动的起伏更加剧烈,并且有多次震荡伴随发生,持续的时间扩大到第14期才趋于缓和,这说明美国金融危机已传染到中国,并且有较强的传染。

结论

美国与中国之间存在单向的传染关系。金融传染发生在危机后期,并且是由美国传染至中国。随着金融危机的进一步恶化,中国经济受到严重影响。但是在危机的前、后期,美国经济都没有被中国所影响。这更加凸显了美国经济的霸主地位,但是次债危机的爆发使得美国经济受到重创,并且美国政府在危机爆发时没有采取根本性措施,致使引发了金融危机。中国受到美国金融危机传染的持续时间在扩大。在危机前期没有发生传染,但从脉冲响应图(见图2)上可以看到发生了剧烈的振荡,但是到第5期就结束了。危机后期,金融危机传染已发生,并且传染持续到14期才趋于缓和。持续时间的增加说明美国金融危机的加剧,受到影响的国家越来越多,此次危机成为美国历史上自从大萧条以来最严重的一次金融危机。

中国受到美国金融危机的传染强度在增加。由脉冲响应图2可知,危机前期,传染强度最高达到0.0018,并且大的波动后没有起伏出现,双方趋于稳定。这是由于次债危机爆发时,美国政府出台了挽救政策,但这些政策治标不治本,没有从根本上去除金融危机爆发的潜在根源。由脉冲响应(见图3)可知,危机后期,传染强度最高达到了0.0052,并且在受到大的冲击后,波动并没有停止,伴随有起伏。全球经济一体化的飞速发展,中国经济的开放以及加入WTO使得中国与世界经济的关系更加紧密,这些都是传染强度骤增的主要原因。

参考文献:

1.李小牧.金融危机的国际传导:90年代的理论与实践[M].中国金融出版社,2001

2.冯芸,吴冲锋.金融市场波动及其传播研究[M].上海财经大学出版社,2002

3.金红飞.货币危机传染的投资组合模型[J].当代财经,2004(7)

4.朱波,范方志.金融危机理论与模型综述[J].世界经济研究,2005(6)

5.孙晶晶.金融危机的国际传染性研究:[硕士学位论文].青岛大学,2007

6.韦艳华,齐树天.亚洲新兴市场金融危机传染问题研究―基于Copula理论的检验方法[J].国际金融研究,2008(13)

7.陈奕播.基于copula方法的金融危机传染模型与应用研究[硕士论文].电子科技大学,2009.4

8.李成,王建军.国际金融危机:直向性传染到交叉性传染的动态效应分析[J].财经科学,2009(6)