波动相关性（共7篇）
波动相关性 篇1
我国的公共政策在制定过程中集合了专家和学者的智慧, 可谓说是人民智慧的结晶。但是, 这些政策在执行中所发挥的价值却是差强人意。政策在执行中出现执行问题的细节方面有很多, 主要的方面表现为形式主义、偏差执行、执行不彻底等, 这些现象就导致了公共政策在执行过程中出现了波动性。在执行政策时, 执行力的高低会影响政策的波动性。本文将重点研究造成政策波动性的原因, 以及这些原因和现在的体制机制的联系, 波动性执行会对基层治理带来怎样的影响。
一、公共政策
公共政策是指政府制定的用来解决公共管理方面的问题的制度。自近现代以来, 对于公共政策的关注度越来越高, 我国的学者所主张的观点集中体现为政策在执行过程中存在偏差。[1]比如政府制定了规划补偿政策, 政策中规定了征收补偿标准, 但是在执行过程中往往会出现少给征收款的现象, 这样在执行中就会遇到群众的反对, 因此暴力执法和强行征收的现象屡禁不止。
对于在执行政策中出现的问题可以从以下角度分析:第一, 不同的政策执行机关在执行政策时都有自身的利益追求, 而正是这样的利益追求导致了执行的偏差。第二, 基层执行机关是政策的直接执行单位, 这些基层单位对于执行的选择性和形式性都是造成公共政策只是理论成果难以转换为实际效果的因素。为了对政策的执行问题研究起到有力的说明, 本文将选择个案分析。A省B市进行了一场矿产整顿工作, 按照政策的要求企业间要兼并重组, 以此创造个技术密集型, 经济结构及管理结构稳定的生产企业, 为此各级政府花费了很多财力和物力投入其中, 就在这项工作进行中, B市爆发了民众抗议, 要求政府和企业对于员工的12年的社会保险费用予以支付, 并赔偿在此期间的损失费。这样的问题一出现, 引起了社会各发面的关注, 启动各项社会机制也无法解决这个问题, 在当地造成了治理危机, 而此问题的根源在于12年的运行机制是有缺陷的, 相关政策在执行中的波动性很大。
二、政策执行中的运动性:高压政策关停煤矿
国务院针对煤矿安全生产作业发布了整顿意见的通知, 要求将政策和市场作用相互结合, 充分发挥市场的作用, 政府推动市场健康运行, 坚持维护企业职工的合法权益, 兼顾矿主的利益, 优化产业结构, 建设安全、高效、有序的矿产运营机制。而A省对于这项政策没有足够的重视, 直到政策出台了3年后才出台了省级方案。省级方案中要求坚持国务院的指导意见, 重点减少煤矿开发主体和职工的矛盾, 关切职工和投资者的合法权益, 要求因地制宜, 发展先进的科技, 从而取代落后的生产技术, 在其中明确要求了需要关闭的煤矿。主要针对于存在生产安全隐患的煤矿、没有开采资质的煤矿、生产能力不到5万吨的煤矿以及矿产资源已经枯竭的等。文件还要求私自盗开的煤矿也要关闭, 并且煤矿的兼并整合工作在3个月内完成, 对于维权方面的规定, 文件要求各部门都要高度的规范和落实工作, 处理好职工和企业的关系、解决职工的社会保险问题以及拖欠职工工资的问题。文件严格规划了债务的清偿责任, 以此来确保职工和债权人的应手保护的权益。B市对于省里的这份文件的指示也是非常认同, 会同了当地的人力资源部门和工商及安全监督管理部门来组建工作小组, 保障文件精神的落实。这项工作的开展中, 依照省里的文件能够很好地整顿煤矿的工作。B市也出台了相关的规定, 计划用3年的时间在解决现存煤矿企业问题的基础上, 调整企业的结构, 建立出高效、安全的煤矿运营模式, 以此解决长久以来的矛盾。
就在B市计划落实的过程中, A省的某矿产发生了重大的安全事故, 引起了政府和社会各界的关注。A省紧急开会处理此次事故的同时决定了全省的煤矿企业必须停产来整顿治理安全方面的工作。省里发布了关于煤矿整顿关闭的通知, 通知中要求每个地区的政府都要成立专门负责的安全治理小组, 实行组长负责制, 严肃处理有安全隐患的企业, 对于不尽职责的组长严格依法依纪追究其责任。此项工作开展起来后, 全省关停的煤矿达100多家。而省政府在治理安全工作上所采用的组长负责制就是压力型的运作方式, 这样确保各级负责人能严格落实上级的政策部署。在B市的管理上, 这样的运作方式很明显。它包含明确目标任务、划定截止时间点、相对应的奖惩考核机制。全省建立了在年底内关停和整顿煤矿30家, 具体的安排到各地区分别执行。B市因为问题较为突出, 规定治理的煤矿企业达15家。在这种压力型的治理机制下, 在开展工作的过程中很难是根据实际情况来解决问题, 这样的工作方式可以称之为政治性的任务, 违背了市场经济规律。[2]在最后的治理截止日期上, 规定了全省各地区负责人在一年内务必完成任务。这样的截止时间对于问题多, 治理困难的地区来说很明显是不会有很好的治理效果的, 有可能导致负责人的虚假政绩。在奖惩机制上也是近乎苛刻。上级明确要求各地区负责人, 不能按时按质完成任务的, 就会受到降职或者撤职的处分。
在这样硬性的规定下, B市原来拟建实施的方案很显然是不能完成任务目标的。那么B市该如何完成关停15家煤矿的目标呢?只能是采用硬性标准来执行了, B市将这项工作分步来实行。第一步在所辖区域内统计和调查, 做到对于本辖区的煤矿企业的完全了解。从综合的发展方面来看, 根据统计和调查结果, 本辖区内的煤矿大部分都市生产条件好的企业, 如果强行关闭也不利于经济的发展。所以B市决定在检查指标上面采用购买的方式, 不足的再从地区上补足。B市在其它地区买了5个小型的煤矿用来关闭, 这些煤矿本省就没有生产能力, 几乎近倒闭的边缘, 其中有一些还发生过安全事故。第二步是关闭所属辖区内的有问题的煤矿。但是由于划分的关闭标准不明确, B市就以资源的多少来硬性地决定关停的煤矿, 生产量排名在后的煤矿只能被强制关停。这样的做法是为了实现政治目标而忽略经济规律的, 但是市里为了完成省里的要求, 也只能这样硬性的关闭本来可以不用关闭的煤矿。B市对于省里的关停要求并不同意, 这些煤矿都是具有许可的合法的企业, 省里怎么就说完成关停目标就把煤矿关了呢?迫于省里的权力和压力, 关闭到要求的数量又是必须做的, 为此市里也花费了大量的财力和物力去补偿本地区因为关停数量的规定而受到损失的煤矿企业。关停的赔偿金额按照生产能力来划分标准, 年产量10万吨以上的企业补助500万, 10万吨以下的补助300万, 同时对于上述关停的企业, 省里也对其进行安顿, 按照生产量的标准确定为10万吨以上的为300万, 10万吨以下的为150万。尽管省里到市里对于补偿的标准很高, 但是煤矿的矿主仍然难以接受, 一般的煤矿开发标准要远远高于补助的数额。为了有效解决与矿主的矛盾, B市又综合考虑了矿厂的开发成本, 对于不够开发成本的差额部分又重新给予补偿。那么这些不足的金额由哪里来呢?市里的财政明显是不够支付的, 市政府决定不足的金额由存留下来的煤矿按照年生产能力给予支付收益。这项政策看起来很难让那些矿主认可, 市里给出这样的解释。煤矿的数量少了, 市场竞争就相对小了, 对于剩下的煤矿发展有益处, 能够扩大规模, 同时增加年收益额。从当年的煤矿市场价格来看, 这样的政策要落实征收2年才能完成补偿标准的发放。这项省里要求的工作发展到了现在变成了被要求严格执行的政治任务, 本来的整顿方案只是为了优化煤炭产业的结构, 整合资源方便安全高效的管理, 到现在的强制性规定造成了巨大的经济损失。在这次整治中, B市本来需要关闭的企业初步统计5家, 但是最后确划到了15家的硬性任务里来, 这样的关闭标准给省里和市里的财政都带来了损失, 同时矿主也受到了损失, 加上动用了很多人力和强硬措施, 最后才完成了目标。这样的治理工作给B市带来了重大影响, 因为此次下岗的工人多达5000人, 这么多的下岗工人如何安置?由此引发的各种问题都接踵而来, 给B市的治理带来严重的危机。
三、执行政策中的选择性和政策的规避———消极执行
B市发生的治理危机的根源要追溯到上个世纪。那个时代, 能源产业为工业的发展提供了有力的支持, B市的煤矿产业也逐渐繁荣起来, 由开始的几个迅速地扩大到了几十家。煤矿产业的兴起也带给了当地就业的顺利。B市的煤矿企业很快就到达了发展的顶峰, 企业最多时达200多家, 煤炭的年生产量达2000万吨, 从带动的就业人数和能源的产量上来看, 都是为当地经济的发展做出了巨大的贡献。但是, 矿产行业有着繁荣后的危机, 面对能够赚取巨大利润的行业, 人们便容易忽视国家的职工劳动保障方面的法律法规。从而导致职工和企业矿主的矛盾激化, 引起治理危机。正是这样的矛盾长期存在, 成为了危机的引线。
我国《劳动法》规定了用人单位必须依照法律规定来为职工缴纳社会保险。我国政府也在劳动者的权益保护方面有很多的政策, 要求企业必须为员工购买社会保险。[3]A省出台了关于企业职工社会保险缴纳的规定中要求, “事业单位、民营企业、各类国有公司及城镇企业都要为职工购买社会保险”。在B市的煤矿行业里, 对于为职工办理社会保险的要求却没有落实, 这项要求在职工和企业的合同中就没有体现出来, 企业是用了一种约定代替了法律条文的约束。在详尽地比对了企业与职工所签订的合同后可以发现, 在B市的煤矿行业中, 法律规定的社会保险在合同中毫无踪迹了。企业取代的办法是和职工约定了职工直接从企业这里拿走用来购买个人社会保险的费用, 而企业应该出的那个部分就这么消失了。社会保险由个人和企业共同出资来完成职工的社会保险额。企业在这里需要承担的费用占据了总费用的2/3, 而煤矿的这种约定就悄悄地减少了职工的福利待遇。这样逃避强制性规定有利可赚, 国家的政策就被换了方式执行了。而这样的方式持续时间之久, 涉及的职工人数之多, 最后到了矛盾爆发时, 就会给治理带来危机。
政府的政策理应是上面有了政策, 以此向下传达和执行的。那么为什么在最后执行时就会出现问题呢。是相关的执行部门不知道政策的存在吗?经过调查, B市的煤炭主管部门知道煤炭行业规避了社会保险的问题, 针对此问题, 相关部门还制定了监督管理体系, 明确要求煤炭企业必须为职工购买社会保险, 但是并没有起到什么作用。
企业知道有要求却为什么不按照规定落实呢?大概有以下几方面的原因。第一, 煤矿行业的自身就业有不定期性。煤矿的开采不是常年稳定的。按照需求来说, 夏季需求量少, 开采量也少, 冬季需求量大, 企业的开采量也就大。这样就使得在招用工人时的时间不特定。这样的不固定性导致了政府很难管理职工的社会保险缴纳。第二, 职工的缴纳社会保险的意识淡薄。很多的职工不愿意花钱缴纳社保, 相比之下, 职工更愿意将企业为其缴纳的社保变现。[4]为了迎合职工的需求, 几乎所有的煤矿企业都更会将社保的钱直接发给工人, 同时矿场本身也会省下不少的费用。如果说要求企业和职工必须购买社会保险, 这样就会使得工人外流到其他地方务工, 也不利于经济发展。为了当地经济的发展, B市的管理部门也就默许了这样的约定。第三, 煤矿行业受行政的影响更强。与其他普通企业比较, 煤矿行业受到的政策的干预性更大。比如, 在某一次的事故中, 上面的政策很可能是严格的整治, 就会要求煤矿企业停工整顿, 而在停工期间, 职工的社保就是问题。按照法律的规定, 在职工和企业的劳动关系存续期间, 企业必须为职工购买社会保险。但是, 企业一旦停产, 效益就无从谈起, 那么用什么来给职工购买社保呢?面对以上复杂的问题, 煤矿企业为职工购买社保的问题就被搁置起来了, 这样的问题长久没有得到解决, 就为以后的社会治理埋下了危机的种子。
四、政策执行面临的压力与其适用方面引起的基层治理问题
在文章的上述部分, 通过实例分析了政策在执行中的波动性, 分析了治理危机的发生原因。在看待政策的执行过程中, 看到执行压力的同时, 也要考虑政策的适用性。政策的适用性就是政策的合理性。政策必须符合客观规律才能具有可行性。在基层社会治理中, 往往是执行中央的决定。而中央的决定不一定是适应每个地方的, 这样执行就是压力性执行。如果是上面的政策可执行性低, 推行的阻力就会大, 就会产生强制性的执行方式, 这样的方式就是运动式执行。上述的结论对于研究B市的煤矿产业的问题就可以发现, 政策的适用性很低, 导致了政策的落空。而上级一旦要求, 那就会产生运动性执行, 给社会治理带来危机。政策的可操作性不适用与基层的治理, 在这样的情况下就会出现波动性执行的现象。而至于是消极性的还是运动式的, 要看面对的执行压力大小。
B市的煤炭行业就是如此。在职工的社会保险缴纳上面, 由于政策的可执行性较差, 在当地操作困难, 就出现了消极执行的方式。在关停煤矿企业上, 由于各级政府的压力都很大, 所以当地政府迫于压力而硬性地关闭了企业, 这样的执行就是运动性的。而煤矿企业的关闭和职工对于要求政府和企业给予补偿有着联系性, 从而产生了治理危机。波动性的政策执行给基层治理带来了很多问题, 是治理危机的主要原因。消极的执行, 政策就不会落实, 就相当于一纸空文, 运动性执行就会违背客观规律而带来重大损失。在我国的治理中, 对于波动性执行要有足够的重视, 以此来避免治理危机, 保障社会各项体制机制的稳定、有序运行。
摘要：我国的公共政策在执行过程中普遍存在着波动性, 这其中包含着消极执行和运动执行。本文中将通过对于政策在执行中的实例进行分析, 来阐述政策在执行过程中所体现的能够影响其波动性的因素。通过分析环境因素与执行压力来说明这种波动性给基层治理带来的负面影响。
关键词：基层治理,公共政策,波动性执行
参考文献
[1]陈家建, 张琼文.政策执行波动与基层治理问题[J].社会学研究, 2015 (03) :23-45.
[2]陈家建.项目制与基层政府动员:对社会管理项目化运作的社会学考察[J].中国社会科学, 2013 (02) :64-79.
[3]陈家建, 边慈敏, 邓湘树.科层结构与政策执行[J].社会学研究, 2013 (06) :1-20.
[4]冯仕政.中国国家运动的形成与变异:基于政体的整体性解释[J].开放时代, 2011 (01) :73-97.
波动相关性 篇2
由于经济一体化的程度加深,主要发达国家的股票市场具有显著的联动特征。如Hung和Cheung(1995)研究发现,东南亚五个新兴的股票市场相互间以美元计价的股指存在显著的Granger因果关系和协整效应。
股票市场除了收益率备受关注外,股票价格的频繁波动也是股票市场最明显的特征之一。1982年,Engle等提出了一元自回归条件异方差ARCH模型,1986年Bollerslev对此进行了推广,建立了广义自回归条件异方差(GARCH)模型,十多年来在描述经济金融领域中倍受青睐。而几乎同时被提出的多元ARCH模型及多元GARCH模型,由于未知参数繁多,在经济金融领域或其它领域的研究中并没有如同一元模型那样得到充分的应用。
因此许多学者致力于给这一“繁重”的模型加上一些合理的参数限制以减少条件方差表达式中待估未知参数的个数,得到几种不同的模型简化形式。
本文研究的是美国、英国、日本、中国香港及中国上海、深圳的股票市场之间收益率与波动性的相互影响关系。通过运用协整检验研究各国股票市场指数之间的收益相关性。并且通过多元GARCH模型对股票市场的价格波动特征进行深入的刻画。
二、数据描述
我们选取了代表这六个股票市场的指数:美国的道?琼斯工业平均指数(DJIA),英国的金融时报指数(FTSE100),香港的恒生成分股指数(HSI),日本的日经225指数(NIKKEI225),以及上证综合指数(SS),深证成分指数(SZ)。数据时间段为1996年12月26日到2007年10月31日(数据来自雅虎财经),其中截掉了各个市场未同时开市的数据。
首先我们对这六个指数进行取对数差分处理,用LDJ、LFT、LHS、LNI、LSS、LSZ表示进行对数处理后的指数序列;用RDJ、RFT、RHS、RNI、RSS、RSZ表示进行一阶对数差分处理后的收益率序列。当股票价格指数波动不是十分剧烈的时候,它确实近似的等于股票价格指数的日变化率。
三、实证研究及结果分析
1. 单位根检验
单位根检验结果表明,对数指数序列都是I(1)过程,收益率序列是I(0)过程。
2. 协整检验
通过单位根检验,我们知道对数指数序列LDJ、LFT、LHS、LNI、LSS、LSZ都是I(1)过程,可以对它们进行Johansen协整检验,检验结果表明六个指数具有协整关系。
通过实证分析我们知道,LDJ与LFT、LHS、LSZ有显著的同向变动关系,与LNI、LSS有着反向变动关系。从影响程度来看,LFT对LDJ影响最大,而且是正的。日经指数对道指有负的影响,这同美国与日本经济发展差异一致。上证指数与道指反向变动,是因为中美贸易顺差问题,2005年中国贸易顺差达到1019亿美元,外汇储备总额达到8189亿美元,去年达到1400亿美元,这就造成了大量资本流入中国,对美国经济产生了负面影响。对于上证综指与深证成指反向变动,可以解释为:中国上证综指主要是由国有大中型企业板块构成,而深证成指主要是由中小企业板块构成,近年来我国进行的大型国有企业股份制改革,使沪市成为改革的重心,沪市大幅增长抑止了深市的发展。
3. 波动相关性的的实证结果分析
现有的涉及市场之间的相关性的研究主要是考察不同市场价格走势的时序相关性。然而,平行观测不同市场运行态势的联动特征,并不能准确判断市场之间价格波动的因果关系。因此,我们想用多元GARCH模型来刻画股票市场之间波动的相关性。
我们运用六元BEEK模型来研究这些股市的波形相关性。通过运算得出各个股市波动相关系数。六个股票市场的波动相关系数可得到15个相关系数图,概况起来可以分为三类:第一类为除了上市深市外其余股市之间的波动相关性,有较强的波动相关性,如图1所示;第二类为除上市深市外其余股市分别与沪市和深市的波动相关性,表明虽然有一定的波动相关性,但是相关性较弱,如图2所示;
第三类相关系数图表明沪市和深市的波动相关性非常强,如图3所示。
这说明我国股票市场与其他主要的国际股票有一定的相互影响,但是因为中国股市是新兴的市场,还不是发展的很成熟,因此与其他股市的影响程度不高,有待于我国股市的进一步完善与发展。
摘要：本文对国际几个主要股票市场进行了收益率与波动相关性的实证分析,最终得出这样的结论:美国、英国、日本、中国香港、沪市、深市的指数是存在协整关系的;通过多元GARCH分析,看出中国股票市场与其他股票市场有一定的波动相关性,但不是很强;在国内看来,沪市与深市的波动相关性很强。
关键词：协整(Cointegration),广义自回归条件异方差(GARCH),波动相关性
参考文献
[1]詹姆斯D.汉密尔顿刘志明译《:时间序列分析》[M],中国社会科学出版社,1999
[2]高铁梅《:计量经济分析方法与建模——Eviews应用及实例》[M].清华大学出版社,2006
[3]Hung,B.W.S.,Cheung,Y.L.,Interdependence of Asian Emerging Equity Markets[J].Journal of Business Finance and Accounting,1995,22(2):281-288
波动相关性 篇3
在我国股票市场高速发展的同时, 也出现了很多内幕交易、会计作假等丑闻, 越来越多投资者也开始把公司治理水平作为他们投资决策的最重要参考依据之一, 因此, 开展公司治理具有重要意义。公司治理评价是通过对公司治理各因素的科学量化来反映上市公司治理状况的, 目前国外应用比较广泛的公司治理评价体系有SP评价体系、Deminor评价体系、里昂证券评价体系等[1];国内公司比较著名的公司治理评价体系有连城国际的董事会评价体系[2]、海通证券公司治理评价体系[3]、南开大学公司治理评价体系 (CCGINK) [4]以及何红渠的“中国上市公司治理评价体系”[5]。考虑到影响公司治理评价的主要因素有国家政治体制、有关公司治理的法律体制、社会商业伦理、市场化程度等, 国外的公司治理评价体系不能很好地契合我国公司治理的具体情况;而连城国际的董事会评价体系内容比较单一, 只评价了董事会治理状况;南开大学公司治理评价体系 (CCGINK) 又没有对股权结构这一日益重要的评价指标做出评价, 本文选择何红渠的“中国上市公司治理评价体系”作为上市公司治理水平的评价体系。 “中国上市公司治理评价体系”由8个要素、23个类别项目和96个具体指标构成[3], 详见表1。
由于资料获取比较困难, 本文将“中国上市公司治理评价体系”中的“管理与治理的匹配性”以及“社会责任”两个因素忽略, 并且上述两个因素所占的权重分别是4.37%和4.36%, 对这两个因素的忽略对整个评价体系的影响也并不显著。
二、数据来源与样本选择
1. 数据来源。
本文数据需求有两个方面:公司治理数据与股价波动数据。公司治理数据来源于“国泰安数据服务中心 (CSMAR) ”;股价数据来源“国泰君安”股票操作软件。
2.样本选择。
首先, 由于个人原因, 只能拿到2007年及以前年份的上市公司治理数据;并且, 截至2006年年底, 沪深两市共有1300家上市公司完成股权分置改革或者进入股权分置改革程序, 股改总市值超过97%[6]。因此, 选取2007年的数据更具研究价值。其次, 不选取存在严重劣迹的ST、PT公司, 这类公司的治理结构和治理机制存在重大缺陷, 又面临改善业绩, 摆脱困境的紧迫危局, 因此, 无法保证其提供的原始数据的真实性、客观性, 从而无法保证公司治理评价结论和有关的信息质量。最后, 不选取国家高度垄断的上市公司, 这类公司缺乏市场化的基础, 市场机制无法对其产生优化、约束和促进的效果, 公司治理结构严重缺失, 因此无法从公司的治理标准进行评价。此类公司包括电信、银行、能源、交通、航空航天等国家高度保护和国有经济高度垄断的产业领域。
按照上述要求, 本文在制造行业中选择50家上市公司, 在零售行业选择10家上市公司。名单详见表2。
3. 股票价格波动的处理 。
本文采用公式:
股价波动
来衡量股价波动幅度, 但是公司配股、送股、分红等行为会导致股票价格变动, 因此, 要针对这几种情况, 使用公式 (2) 对股票价格进行处理。
除权除息后理论价格
其中, Y是上一交易日价格;R是配股率;P是配股价格;T是每股红利现金;C是每股送红股数。
例如, 某一股票2007年第一个交易日价格是10元;2007年6月30日股东大会通过10送3的决议, 当日收盘价是15元, 除权除息日为2007年7月1日;2007年最后一个交易日的价格是18元, 那么该股票在2007年的价格波动为:
(1) 年初到除权日的价格波动= (15-10) /10=+50%
(2) 除权除息后理论价格=15/ (1+0.3) =11.54
(3) 除权日到年末的价格波动= (18-11.54) /11.54=+56%
(4) 2007年股价的波动= (1+50%) * (1+56%) -1=134%
根据数据来源与上述股价处理公式, 得出2007年样本公司的股价波动情况, 详见表2。
三、 相关性分析
1.研究假设的提出。
公司的最终目标是实现企业价值的增长和股东财富的最大化, 企业的一切活动包括公司治理都必须围绕着这个目标而开展, 因此, 良好的公司治理是实现这一目标的制度保证和关键因素。而企业价值的增长与股东财富的最大化体现在公司股票市场价格的波动幅度上。基于上述分析, 本文提出假设:
H0:公司治理得分 (CGI) 与上市公司股票市场价格正向波动幅度正相关, 即CGI越高, 该上市公司股票市场价格正向波动幅度越高。
2. 上市公司治理得分 (CGI) 计算统计。
根据表1“上市公司治理评价体系”以及“国泰安数据服务中心 (CSMAR) ”的数据, 样本上市公司治理得分 (CGI) 见表3。
3. 相关性分析。
相关性分析是研究不同变量间密切程度的一种十分常用的统计方法, 是描述两个变量间线性关系程度和方向的统计变量。本文采用SPSS17.0软件对进行CGI与股价波动的相关性分析, 结果见表4和表5。
注:**. 在 .01 水平 (双侧) 上显著相关。
从表4可以看出, 本文选取的样本公司CGI最高得分为82, 最低得分为41, 最高分几乎是最低分的2倍, 说明我国各上市公司之间公司治理水平差距很大;其次我们可以看出, 本文选取的样本公司CGI的均值为57.15, 更接近与最低分41分, 说明我国大多数上市公司治理水平较差。
由表5可知, CGI与股票市场价格波动幅度的相关系数r=0.517, 显著性水平为0.01 (sig. (2-tailed) ) 。因此, CGI与股价波动幅度具有比较显著的正相关性, 说明一家治理水平良好的上市公司, 其经营管理越规范, 公司价值增长潜力越大, 投资者对其越看好, 该上市公司的股票在市场走势良好的可能性越大, 给投资者带来良好收益的可能性也越大, 验证了假设H0。
四、结论与建议
通过前文的相关性分析, 得出以下两个结论: (1) 我国多数上市公司治理水平较差, 各上市公司之间的治理水平差距较大; (2) CGI与股价波动幅度具有比较显著的正相关性。这两个结论说明, 公司治理水平越高的上市公司, 给投资者带来良好收益的可能性就越大, 但是我国大多数上市公司治理水平不高, 经营管理不规范, 无法保护广大中小投资者的利益。
因此, 本文认为, 相关部门应该定期对我国上市公司的治理水平进行评估, 并对公众公布上市公司治理指数。其意义如下: (1) 相关部门可以将公司治理评价作为一种新的监管工具, 将监管精力集中在公司治理指数较低的上市公司, 提高了监管效率; (2) 根据本文得出的结论, 广大中小投资者可以将权威部门公布的上市公司治理指数作为自己投资决策的参考意见, 有利于中小投资者有效保护自己的合法权益; (3) 上市公司本身为了提高自身的经营绩效, 吸引投资者的投资, 有利于积极改善自身的公司治理水平, 保护了广大中小投资者的权益, 促进股票市场的有序运行。
参考文献
[1]李维安, 等.公司治理[M].上海:南开大学出版社, 2001.
[2]连城国际.上市公司董事会治理总排名[EB/OL].http://www.liancheng.com.cn, 2002.
[3]海通证券研究所上市公司治理评价项目组.上市公司治理评价体系及其应用[J].证券市场导报, 2002 (10) .
[4]李维安.公司治理评价与指数研究[M].北京:高等教育出版社, 2005.
[5]何红渠, 廖斌.中国上市公司治理评价研究—原理.方法.案例[M].湖南:湖南人民出版社, 2007.
波动相关性 篇4
关键词：经济波动,相关性,协整,VAR,因果检验
随着经济全球化和中国对外开放的发展,中国经济受到来自国外经济的影响越来越大,而全球化对于国际经济金融的威胁也日益成为不可回避的问题。因此,中国在充分利用全球化带来的经济利益的同时,如何抵御国外经济波动的负面影响,维护经济发展的稳定是迫切需要解决的问题,于是国外经济波动对于中国经济的影响成为了一个重要的研究课题。目前,理论界没有把中国经济与世界经济波动之间的联系渠道进行对比分析,仅单一地分析了某个联系渠道的影响程度,也没有区分各发达国家经济波动传导到中国的不同路径,所以本文从对比的方式入手,从实证结合理论的角度研究中国与美、日经济波动的相关性和传导途径。
一、理论分析
笔者主要从理论角度分析国家之间与经济波动相联系的渠道。
1.贸易流动。
国际贸易的影响机制有两方面一是需求,二是价格。从需求上来说,当一国经济扩张时,它对进口商品的需求就会增加,于是可能带动商品主要进口国经济的增长,反之,当一国经济衰退时,对商品的进口需求就会减少,于是可能使商品主要进口国的经济衰退;从价格上来说,当一国经济扩张或收缩时,该国的商品价格会上涨或下降,于是通过贸易渠道对其他国家的商品价格产生影响,进而影响到他国的经济。
2.资本流动。
当一国经济持续增长时,外国资本为获取丰厚的利润而流入该国,资本的流入进一步带动了该国经济的发展,该国经济的发展又为他国得到丰厚的回报奠定了基础;当一国经济衰退时,外国资本会流出,资本的流出进一步加大该国经济的衰退,如此循环进行。
3.利率和汇率。
当一国的经济扩张或者收缩的时候,利率和汇率会跟着起变化,根据利率平价理论,一国利率的变动给其他国家带来的收益必定要从汇率变动带来的损失中冲减,这样外汇市场才能达到平衡。
对于中国来说,近年来经济的快速增长主要是出口和投资的带动,加之中国经常账户的完全开放和资本账户的逐步开放,贸易渠道和资本渠道逐渐成为了国外经济波动传导到中国的重要途径。与此同时,随着中国利率和汇率政策的改革,它们也会成为重要的渠道。
二、实证研究
(一)数据选择
笔者采用从1999-2007年的季度数据,包括中国GDP,日本GDP,美国GDP,中国实际利用外资额,中国出口额,中国利率和汇率。其中,美国GDP数据来自美国经济分析局,日本GDP数据来自http://www esri.cao.go.jp/en/sna/qe073-2/gdemenuea.html,中国的利率数据来自中国人民银行,汇率数据来自中国外汇储备局网,其他数据均来自中经网,单位统一为亿美元。
经过缺失值处理和平稳性检验。笔者把所有平稳序列表示成如下形式:
中国GDP对数———LZGDP
美国GDP对数的二阶差分———L2MGDP
日本GDP对数的一阶差分———L1RGDP
中国出口额———CK
中国实际利用外资额的一阶差分———WZ1
中国利率的一阶差分———R1
美元加权平均汇率的二阶差分———ME2
美国和日本GDP之和的二阶差分———LMRGDP2
中国出口额对数一阶差分———LCK1
中国的GDP———ZGDP
日本GDP的一阶差分———RGDP1
(二)中国经济与美、日经济相关性分析
通过相关性分析可粗略地看到中国经济与美、日经济的相关性以及波动的可能传导途径。
中国经济与美国、日本经济的相关系数分别为0.784和0.76,有很强的相关性。从表1看出,中国经济与中国实际利用外资额、出口额是正的关系,和汇率、利率是负的关系,除了日元加权平均汇率外,其他变量与GDP的相关性都很显著。国外的大量投资以及中国的大量出口都会带动中国经济发展,中国经济的快速发展又会影响外国投资和中国出口;中国利率的上升提高了国内资金借贷的成本,会引起国内投资下降,投资的下降会引起经济的衰退;汇率的上升表示人民币贬值,本币贬值也说明了中国经济的衰退。
(三)协整检验
采用EG两步法进一步研究美国、日本和中国经济之间是否存在协整关系(如表2所示)。
从表2看出,仅有E1是平稳的,所以最后得到的协整方程为:
LZGDP=-5.378498506×LRGDP+4.326840575×LMGDP+16.41881364
美国经济与中国经济间是正向关系,日本经济与中国经济间是负向关系,而中国经济也会引起美国经济正向的、日本经济负向的变化。
(四)因果检验
利用因果检验考察渠道是否真正起到传导作用,表3仅列出拒绝结果。
从表3看出,实际利用外资额和出口量是影响中国经济波动的原因;中国经济发展态势又是影响出口量和实际利用外资额的原因。利率和汇率都不是引起经济变化的原因,经济的变化也不是利率、汇率变化的原因,这可能与中国利率、汇率的政府管制有关。
美国经济增长率的变化率是影响中国出口额变化的原因,但不是影响中国实际利用外资额变化的原因。美国是中国的进口大国之一,美国的经济波动会通过进口中国产品传导到中国。
日本经济波动不是中国出口变化率改变的原因,但是中国出口变化率的改变却可以影响到日本经济。从这一点来说美国经济波动可以通过中国的出口影响到中国经济,同时中国经济的波动又通过对日本的出口影响到日本经济,于是日本经济的波动要受到美国经济波动的直接和间接双重影响。
美国和日本两国GDP之和变化率的改变是引起中国实际利用外资额变化的原因,但两国分别的经济波动却不会改变中国实际利用外资额。美国和日本两国的资本为得到丰厚的回报都大量流入中国,两国经济的共同波动影响着中国经济。除了美、日两国之外,其他看好中国的国家,其资本流入总量也是不容忽视的,仍会对中国经济起到很大的作用。所以从这一点来说,也许日本和美国单方面的投资对中国经济的影响不是那么的显著,而两者之和的影响却很显著。
(五)基于VAR的脉冲响应分析和方差分解
利用VAR方法来考察经济波动传导的动态路径。
从上面的分析中得到,美国经济波动通过进口中国产品影响到中国经济,中国经济又通过出口影响到日本经济,这样三个国家经济之间的联系就紧密起来了。在此,笔者用美国GDP二阶差分、中国GDP、日本GDP一阶差分和中国出口量建立VAR模型1,分别表示为MGDP2,ZGDP,RGDP1,CK。用AIC准则判断滞后阶数,认为4阶最合适。
美、日两国的经济共同波动通过影响中国实际利用外资额传导到中国,所以用美、日两国GDP之和、中国实际利用外资额和中国GDP的对数二阶差分建立VAR模型2,分别表示为LMRGDP2,LWZ2,L2ZGDP。用AIC准则判断后认为滞后3阶最合适。
在上述VAR模型的基础上,再运用脉冲响应函数来衡量来自随机扰动项的标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。若!t发生变化,不仅导致各变量的当前值发生变化,而且会通过当前值影响其未来取值。脉冲响应函数可以描述这些影响的动态轨迹,显示任意一个变量的扰动怎样通过模型影响到所有其他变量,最终又可反馈到自身的过程。
从图1看出,中国出口额一开始对来自美国经济波动的冲击无反应,接着反应增强,在第2年的时候达到负的最高点,在第5年的时候达到正的最高点,尔后反应逐步减小。日本经济一开始也对美国经济波动冲击没反应,然后反应逐步增强,最后再逐步减弱。而中国经济一开始就对美国经济波动冲击有正向反应且持续到第3年,在第4年负反应最强烈,第5年之后逐步减弱。中国经济对来自中国出口额冲击的反应是持续的。日本经济一开始就对中国出口额的冲击有负的反应,在第3年的时候为正的反应,紧接着一直为负,从第5年开始反应逐渐减弱。日本经济和中国出口一开始对于中国经济波动冲击都无反应,接着正负交替反应着。中国经济一开始就对日本经济波动的冲击有负的反应,尔后反应一直为负。美国经济一开始对日本经济冲击没有反应,接着反应逐步增强尔后再逐步减弱。
从图2看出,中国实际利用外资量和中国经济对美日两国经济共同波动一开始均无反应,而后的反应是正负交替周期性反复,而且中国经济的反应比实际利用外资额的反应要滞后一点。中国经济对于实际外资利用量的冲击一开始是正的反应,接着反应逐渐增强,正负交替进行,而后逐渐减弱。中国实际利用外资量对中国经济波动冲击的反应也是持续且正负交替进行。
由上分析我们研究了美日中三国经济通过出口渠道相互影响的动态过程和美日两国经济的共同波动通过中国实际利用外资量影响到中国经济的动态过程,下面我们进一步用方差分解的方法来研究。
图3是VAR模型1的方差分解图。从MGDP2的方差分解可见,自身和日本经济波动的影响在3年后达到稳定,而中国经济影响在4年后稳定,约60%的变化可由自身解释,中国和日本经济波动各解释20%。从ZGDP方差分解看,自身的影响力是最大的,约70%,其余因素的影响力都在10%左右。从中国出口量方差分解可得,各因素影响力在3年后达到稳定,中国经济波动影响由30%增加到60%然后达到稳定,自身的影响由90%减少到20%然后达到稳定,其余因素的影响力在10%左右。从日本经济波动方差分解看,自身仍具有最大的解释力,有80%左右,中国经济影响了10%左右。
图4是VAR模型2的方差分解图。从中国实际利用外资率的变化率的方差分解中看出,各因素的影响力在3年后达到了稳定,约60%的变化可由自身因素解释,20%的变化可由美日两国经济增长率的变化率解释,还有20%可以由中国经济增长率的变化率解释。从中国经济增长率变化率的方差分解看出,约80%的变化由自身解释,且有波动性,20%的变化由实际利用外资率的变化率解释,剩下的由美日两国经济增长率的变化率解释。从美日两国经济增长率的变化率的方差分解看出,各因素的影响力在5年后达到稳定,其中有80%被自身因素解释。
三、研究结论和政策建议
1.从中国与美、日经济波动的相关分析和协整检验中得到:他们有很强的相关性和长期的均衡关系,美、日两国经济代表着世界经济走向,对中国的经济有很强的影响,随着中国国际化步伐的加快,对世界的影响也逐渐增强,美国的经济与中国经济有正向的关系,日本经济和中国经济间却是负向关系。
2.因果检验中我们研究了美、日经济波动传导到中国的途径,美国的经济波动通过贸易渠道传导到中国,当美国经济扩张时,增加中国产品的进口,带动中国经济的发展,当美国经济收缩时,减少中国产品的进口,使中国经济衰退。中国经济的波动可以通过贸易渠道影响日本经济,中国是日本原材料的进口大国,当中国经济繁荣时,对日本经济发展有一定促进作用,当中国经济衰退时,日本经济也会受到一定的不良影响。美国经济波动可以通过中国间接地传导到日本。美国和日本两个世界经济大国经济的共同波动会通过资本流动的渠道影响到中国,而这两个国家单方面的经济波动却不会通过资本渠道影响到中国。利率和汇率基本上不构成经济波动传导的途径,这与中国的利率汇率的政府管制有直接关系。
3.通过脉冲响应函数和方差分解研究了传导路径的动态过程,看出中国经济长期且主要受自身波动的影响,同时中国出口量和实际利用外资量对于中国经济的影响很大且持续,美国经济长期影响着中国出口,中国经济持续影响着对日本的出口。
根据以上分析,笔者认为:国外的经济波动可以从贸易和资本流动的渠道影响到中国的经济,好的冲击固然能带动中国经济的发展,可是坏的冲击也许会使中国经济面临很大危机,美国和日本是中国的贸易往来大国,同时也是对中国投资的大国,他们的经济波动对于中国有很大的影响力,所以笔者认为中国的贸易应该多元化,即和很多其他的国家建立友好往来,同时加快中国经济的发展,提高GDP水平,减少中国对国外资金流入的依赖。中国的利率、汇率政策在一定程度上也抵御了国外经济的冲击,由于利率没有市场化,使之不是一个显著的传导渠道。随着中国逐步放宽金融和资本账户,如何预防国外经济冲击成为一个很值得研究的问题,对于防御方法研究有待进一步深入。
参考文献
[1]宗建亮.世界大国经济波动对我国经济的影响—以G7为例基于FDI视角的实证分析[J].世界经济与政治论坛,2007,(4).
[2]梁军.从FDI看世界经济波动对我国经济增长的影响[J].国际贸易问题,2005,(8).
[3]宋玉华,方建春.中国与世界经济波动的相关性研究[J].财贸经济,2007,(1).
[4]杜厚文,等.中美贸易差额的性质、成因及影响[J].山西财经大学学报,2007,(2).
波动相关性 篇5
1研究意义
我国证券市场发展初期, 占据主导地位的是个人投资者。近年来管理层不遗余力地发展机构投资者队伍, 其出发点就是希望机构能理性投资, 成为稳定市场的重要力量。但证券公司的违规操作、基金坐庄操纵股价行为事件的普遍存在, 使得机构投资者稳定市场的作用一再受到质疑。因此研究机构投资者与股票价格波动的关系就成为很有现实意义的一个课题。
2我国机构投资者行为对股票价格波动的影响及原因分析
国内学者对当前我国机构投资者对股票市场的影响也存在分歧, 一派学者认为机构投资者的存在加剧了股价的波动, 另一派学者则认为机构投资者有效稳定了股票市场。然而本文认为, 当前我国机构投资者对股票市场价格波动的影响是不对称的, 即在股票市场处于牛市时和熊市时的影响是不同的, 牛市时可以加剧波动, 熊市时可以减小波动。
2.1牛市时机构投资者对股票市场价格波动的影响
在牛市中行情中, 国内投资基金为代表的机构投资者存在较严重的“羊群行为”, 投资理念趋同, 投资风格模糊, 买卖方向明显趋同, 在一定程度上加剧了股价波动。在股价上涨、大盘上升时, 散户对基金申购增加, 基金资产增大, 被迫买入更多股票, 进一步推动了股价的上涨。法律的不完善、公司治理的缺失是我国机构投资者羊群行为严重的主要成因。由于我国相关法律法规不够健全, 机构投资者的行为特征发生了一定的扭曲, 在一定程度上还加剧了市场的波动性。机构投资者的“反馈效应”与知情者“下注效应”的不对称也造成了资本市场的波动。王岗 (2003) 认为基金发展的现状表明我国基金业现阶段稳定市场的功能还未能得到充分的发挥。吴跃平 (2007) 认为正是机构投资者的超常规发展导致了我国股市的巨大波动, 应停止鼓励机构投资者的超常规发展转而吸引中小投资者的加入。
2.2熊市时机构投资者对股票市场价格波动的影响
在熊市时, 由于受到监管机构对基金持仓仓位的要求, 以基金为代表的机构投资者不能完全按照自身的意愿进行操作, 也就是在股票价格下跌时, 机构投资者无法进行充分减持, 这就有效的减小了市场卖压, 有利于市场的稳定。祁斌、黄明等 (2005) 对中国资本市场上的机构投资者与股市波动性之间的关系进行了研究, 支持了机构投资者有助于提高股市稳定性的观点。王静波 (2006) 运用博弈论对机构投资者进行了分析, 认为提高市场上机构投资者的比例有利于增强市场的稳定性, 降低股价波动性。尚福林认为“成熟资本市场的发展经验和我国资本市场的发展实践都表明, 资本市场的健康稳定发展必须要有一支实力强、多元化的机构投资者队伍”。中国证券业协会会长黄湘平曾指出“证券业始终把发展机构投资者作为战略性任务加以实施, 即使在市场最艰难的时期也从未动摇和犹豫”, “各类机构投资者已成为资本市场稳定发展的一支重要力量”。
3对当前机构投资者发展的政策建议
我国证券市场一直投机气氛浓厚, 市场波动剧烈, 不利于证券市场的长期发展, 也无法完全发挥资本市场对实体经济的有效支撑。根据欧美等成熟市场的经验, 其市场主要参与者都是各类机构投资者, 这也很好的解释了为什么欧美证券市场长期来看波动趋势相对较小。因此, 我国证券监管当局应该继续不遗余力的大力发展机构投资者, 使机构投资者投资份额争取在未来十年达到百分之六十到七十的水平。
摘要：机构投资者是现代资本市场的重要参与者, 与一般的中小投资者有着显著的差别, 其投资行为对股市稳定性的影响也不同于小投资者。通常的观点, 小投资者入市更多是一种投机心理, 容易导致市场的大起大落, 不利于股票市场的稳定, 而机构投资者对股票市场稳定性的影响就有更多的可能。
关键词：机构投资者,股票价格,投资行为
参考文献
波动相关性 篇6
关键词：利率波动,国际利率,空间关联,经济距离,广义虚拟经济
一、引言
在开放经济下,各国利率市场存在着较强的关联性,即呈现出同涨同跌的运动特征。这一关联效应一般可以从利率平价角度来进行解释。而从另一个角度来说,通过对不同国家间利率联动程度差异性比较,也可以反映出不同国家金融市场开放程度。
Lo等[1]通过对日本市场上的日元利率数据和英国伦敦同业拆借市场上的日元利率数据进行相关性分析后发现,日本市场和英国伦敦市场间日元利率存在着长期稳定的均衡关系。Karfakis和Moschos[2]研究了欧洲货币组织各成员国之间的利率联动效应,发现这些国家之间利率变化的同步性,并将这一同步性的出现归结为欧洲货币组织各成员国之间金融市场的高度开放性。李成等[3]对次贷危机前后中美两国的利率联动关系进行了研究,发现两者间存在着明显的波动溢出效应。刘亚等[4]研究了银行间利率互换、国债与离岸市场人民币利率互换之间的联动效应,发现境内和境外的人民币利率间存在着双向报酬溢出效应。郭树华等[3]借助协整检验、格兰杰因果检验和方差分解检验等方法对中美利率、汇率间的相关性进行了分析,发现两国间短期内联动较弱而长期来看存在着协整关系。郝中中[6]借助SVAR模型分析了人民币汇率、中美利差和资本流动净额三者间关系,发现中美利差变化与资本流动净额变化有关。
现有的对全球利率市场关联效应分析从国与国之间联动角度分析较多,而对于全球利率市场联动整体效应,以及这一联动与国家间地理距离和经济发展水平间的关联性研究较为缺乏。本文将结合复杂网络分析方法和二次指派程序分析方法(QAP方法),对金融市场波动的空间关联整体效应进行深入探讨。文中所涉原始数据来自世界银行数据库、Wind及同花顺iFind。
二、利率波动关联网络构建与分析
(一)利率波动关联网络构建方法
在构建利率波动关联网络中,需要相关国家利率市场时间序列数据。本文搜集了143个国家从2003年到2012年的年度实际利率数据。在网络构建中,143个国家就代表143个网络节点,节点之间是否存在着连边用两个国家利率变化乘积值大小来判断。
设ri(t)为第i个国家t时刻实际利率值,该值在Δt时间内变化量为Ri(t-Δt,t)=ri(t)-ri(t-Δt)。对其进行归一化处理,得到。其中σi表示Ri在整个时间段T内标准偏差,,<…>表示时间段T内平均值。国家i和j之间利率变化关联值为,得到所有143个国家间2003—2012年这一关联值的平均值为。定义两个国家利率波动存在关联的条件为:
即两个国家利率变化乘积大于等于平均值ζ时,两个国家间有连边eij=1;两个国家利率变化乘积小于平均值ζ时,两个国家间没有连边eij=0。这样就建立了整个利率波动关联网络。
(二)利率波动关联网络集聚特征及其时间演化
可通过求网络集聚系数来观察利率波动关联网络集聚性,从而反映全球利率波动集聚效应。
网络集聚系数定义如下。设网络中节点i与网络中其他节点间存在着ki条连边。这ki个与节点i相连的节点相互间也有可能存在连边,其最大值为ki(ki-1)/2。若这ki个节点间实际存在的连边数为Ei,那么节点i的集聚系数C,定义为Ci=2Ei/[ki(ki-1)]。即Ci=与点i相连的三角形实际数量/与点i相连的三角形最大可能数量。通过求网络中所有节点集聚系数Ci的平均值,就可以得到整个网络的集聚系数值C。从集聚系数定义中可以看出,如果整个网络任意两点间都有连接,常称为全连通网络,那么C=1。如果整个网络所有节点间都没有连边,那么C=0。所以,集聚系数应该满足0≤C≤1这一条件。集聚系数值越大,说明国际利率市场联动性越强;集聚系数值越小,说明国际利率市场联动性越弱。
图1为利率波动关联网络的集聚系数随时间变化图。从图1可以看出,2004—2012年,全球利率波动关联网络的集聚系数先是逐渐上升,到2009年达到最大值。随后集聚系数连续两年急剧下挫,后续逐步趋于稳定。而从现实的国际金融市场发展的时间节点上看,2007—2009年期间,正是美国次贷危机从发生到逐步向其它国家扩散的时期。即从集聚系数变化中可以看出,在美国次贷危机发生发展时期,全球利率市场走势趋于高度一致。而随着美国为应对次贷危机所实施的各项经济政策逐步调整到位,国际利率市场联动性也逐步恢复到次贷危机前水平。
三、国际利率市场波动关联与地理空间关联或经济空间关联的相关性检验
国际利率市场波动关联反映的是国家与国家间利率波动联动效应。对于各个国家来说,它们间有地理空间上的关联性。即某些国家之间距离较近,属于同一大洲;某些国家之间距离较远,分属于不同的洲。同时,这些国家之间还存在着经济空间上的关联性。即某些国家之间人均GDP值接近,属于经济发展水平相近国家;某些国家间人均GDP值相差较大,属于经济发展水平差异较大国家。在国际利率市场上所存在的利率波动联动效应,与地理空间或经济空间中所存在的国家与国家间的关系是否存在着联系呢?或者说,是否地理距离越接近的国家,利率波动联动性程度越大?经济发展水平越接近的国家,利率波动联动性程度也越大?下面通过借助二次指派程序,即QAP (Quadratic Assignment Procedure)方法,对这种“关系—关系”之间可能存在的联系进行检验。
(一)二次指派程序分析方法
在传统计量经济学方法中,在进行参数估计或统计检验时,要求各变量间相互独立。对于非独立变量,是无法通过标准的统计程序来进行相关参数估计或者统计检验的。不然,就会出现“多重共线性”问题,从而使得对变量的显著性检验失去意义,借助模型来进行相关预测的功能也就会失效。例如,在近似共线性下,使用普通最小二乘法所得到的各参数估计量是无效的。而在完全共线性下,将无法得到相关参数的估计量。在本文所构建的波动关系、空间距离关系、经济发展水平关系等各类关系矩阵中,体现的都是数据间的关联性。要对这些关系间的关系进行检验,需要用到一些新的方法。研究人员经常采用的是随机化检验(randomization test)方法,QAP分析方法即为此类方法。
二次指派程序分析方法(QAP)主要用于两个矩阵间相关性分析。其相关性分析步骤主要分为四步。首先,将每个矩阵中的所有取值都看成是一个长向量。在这个长向量中,包含着n(n-1)个数(不考虑对角线上的数)。其次,计算这两个长向量之间的相关系数。再次,通过对其中一个矩阵的行和相应的列同时随机置换,计算置换后的矩阵与另一矩阵的相关系数,多次进行这样的置换过程求得相应的多个相关系数值。将这些经矩阵置换后得到的相关系数与原来的两个矩阵的相关系数值进行比较,求得其中大于等于原矩阵相关系数值的那些相关系数数量比例。最后,通过对这些置换所得的相关系数分布特征的观察,判断两个矩阵之间是否存在着统计意义上的强关系。
(二)利率波动关联与地理空间关联的QAP检验
首先,定义两个国家间空间关联如下。如果两个国家属于同一大洲,那么这两个国家地理空间关联;如果两个国家不属于同一大洲,那么这两个国家地理空间不关联。按照利率波动关联矩阵的构造方法,可以构造地理空间关联矩阵。
在利率波动关联与地理空间关联相互关系上,假设两国间地理空间关联性程度越高,两国利率波动联动程度越强。借助QAP分析方法对经过二值化处理的利率波动关联矩阵和地理空间关联矩阵进行相关性检验,可得到检验结果。
在进行利率波动关联和地理空间关联的相关性检验中,选取了利率波动关联程度最强的2009年度数据进行检验。同时还选取了四种不同大小的阈值ζ,2ζ,3ζ,4ζ分别进行检验,考察阈值取值对检验结果影响。表1为利率波动关联和地理空间关联相关性检验结果。
从表1检验结果中可以发现,利率波动关联和地理空间关联间相关性并不显著。即在本文所设定的各个阈值下,并没有反映出两国若属于同一大洲,那么两国间利率联动程度会越强。这可以理解为全球利率波动关联更多地体现为金融市场关联。而金融市场关联与一国经济开放程度等有关。某些国家虽然处于同一大洲,但在经济开放程度上存在很大差异,相互间经济往来也比较少。这种现象表现在利率波动关联与地理空间关联上,就是两个国家利率波动联动性强弱与这两个国家是否处于同一大洲,是否地理邻近没有直接关系。
(三)利率波动关联与经济空间关联的QAP检验
在分析利率波动关联与经济空间关联前,先引入经济空间距离变量λij。定义λij为经济空间中的距离,用两国间人均GDP差的绝对值表示[7],λij=|λi-λj|,其中,λi为i国人均GDP,λj为j国人均GDP。λij数值越大,表示两国间经济发展水平差距越大;λij数值越小,表示两国间经济发展水平差距越小。本文根据人均GDP来计算经济空间距离,而不是根据一国GDP总量来计算经济空间距离,是为了避免因不同国家地域面积、人口数量等因素差异性较大而对统计结果可靠性造成影响。
参照构造利率波动关联网络方法,即阈值法来构造经济空间关联网络,得到经济空间中的关联矩阵。具体构造步骤如下。首先,计算两两国家间GDP差的绝对值的平均值。其次,依据该平均值设置阈值,将所确定的阈值与λij比较,若λij值小于等于阈值,则国家i和国家j间的经济空间关联值设为1,否则设为0。最后,构建经二值化处理的经济空间关联矩阵。借助QAP分析方法检验经济空间关联矩阵和利率波动关联矩阵间相关性。
从表2的检验结果中可以发现,取不同阈值ζ,2ζ,3ζ,4ζ时,利率波动关联和经济空间关联都成显著正相关关系。说明在与利率波动关联相关的因素中,两国间经济发展水平差距起到很大影响。两国经济发展水平越接近,两国利率波动联动性越强。这种关联性可以从两个方面来理解。一方面,对于经济发展水平相当的国家,两国开放程度和发展模式可能十分相近。利率波动关联性高低反映了两国在开放程度和发展模式上的差异性大小。另一方面,对于经济发展水平相当的国家,两国金融市场间联系可能更为紧密。利率波动关联性高低反映了两国间经济联系强度大小。
四、结论
从全球利率市场波动关联时间演化效应来看,在金融危机时期,各国金融市场联动程度明显增强。从影响国家与国家间金融市场波动的联动性程度高低相关因素来看,在经济发展水平相当的国家间,利率市场波动更容易产生相互影响。而在地理空间临近的相关国家间,地理邻近效应并没有在两国间利率波动联动性强度上反映出来。
参考文献
[1]Lo W C,Fung H G,Morse J N.A Note on Euroyen and Domestic Yen Interest Rates[J].Journal of Banking and Finance,1995,19(7):1309-1321.
[2]Karfakis C,Moschos D M.Interest Rate Linkages Within the European Monetary System:A Time Series Analysis[J]Journal of Money,Credit and Banking,1990(22):388-394.
[3]李成,王彬,黎克俊.次贷危机前后中美利率联动机制的实证研究[J].国际金融研究,2010(9).
[4]刘亚,张曙东,许萍.境内外人民币利率联动效应研究——基于离岸无本金交割利率互换[J].金融研究,2009(10).
[5]郭树华,王华,王俐娴.中美利率与汇率联动关系的实证研究:2005-2008[J].国际金融研究,2009(4).
[6]郝中中.人民币汇率与中美利率联动机制分析[J].金融论坛,2015(1).
波动相关性 篇7
1 数据分析
本文采用上证A股指数与深成指A从2000年1月1日至2008年4月30日期间的日收盘价为样本, 以其对数差形式分别计算两市市场平均收益率, 即Rt=log (St) -log (St-1) 。
从表1对沪深两市A股日收益数据的描述统计量, 我们可以得出以下几点特征:
(1) 指数日收益体现出高风险高收益的特征, 按一年平均250日复利计算, 沪市平均年收益为5.30%, 深市平均年收益率为7.06%, 远高于同期一年期银行存款利率。而同时日收益的标准差约为收益率均值的30倍, 这表明市场收益的风险是相当大的。
(2) 日收益序列不服从正态分布。深圳市场样本三阶矩均显著异于0, 且为正偏, 这说明在股票日收益率中, 低于按其自身时间序列计算的平均收益率的天数相对较多 (均值右) 。而上海市场样本三阶矩均显著异于0, 且为负偏, 这说明在股票日收益率中, 低于按其自身时间序列计算的平均收益率的天数相对较多 (均值左) 。两个市场的样本四阶矩均显著大于3, 这说明日收益分布具有尖峰厚尾的特性。
(3) 收益序列存在序列相关。在5%的显著性水平下, Ljung-Box修正Q统计量拒绝10期序列不相关的假设, 即在收益序列中存在序列相关。
图1、图2是两个市场日收益率的残差图, 其中X代表深圳市场的收益率, Y是上海市场的日收益率。
2 条件波动度的相关性分析
由于两市日收益率存在尖峰厚尾、波动集簇等特征, 本文采用陈彬 (2001) 的ARMA-GARCH (1, 1) 模型 (Bollerslev, 1986) 进行分析。模型 (Model 1) 设定如下:
Rt=aRt-1+bRt-2+cRt-3+Ut+dUt-1+eUt-2+f ht
Ut |It-1～NID (0, ht)
ht=ω+αUundefined+βht-1
其中Rt为日收益L率序列, 存在序列相关, 可以用ARMA模型来描述。It-1为t时刻开始时的所有可获信息的集合, Ut为残差项, 满足条件正态分布, ht为Ut的条件方差, 通常以其反映条件波动度 (Conditional Volatility) 。为进行比较, 同时拟合了方差固定的ARMA模型 (Model 2) 。
(1) Ljung-Box Q统计量:undefined是样本数, Tj表示第j个自相关, 原假设是不存在k阶序列自相关。
沪市Model A的Ljung-Box Q统计量为14.820在5%的显著性水平上拒绝无序列相关的假设;而Model B的Ljung-Box Q统计量分别为5.012在5%的显著性水平上接受无序列相关的假设。深市ModelA的 Ljung-Box Q统计量分别为7左右, 在5%的显著性水平上接受无序列相关的假设;而Model B的Ljung-Box Q统计量为5左右, 在5%的显著性水平上接受无序列相关的假设。
(2) 从表2中知道两个市场的检验结果在5%的显著性水平上均拒绝参数同时为0的零假设, 模型设定基本正确。另外GARCH过程的参数都十分显著, 体现了沪深两市收益波动度具有时变特征。α系数的绝对值较小, 预示着新信息对下期市场收益率产生较大影响, 而对下期市场收益波动度的影响则相对较小。两个市场都α+β<1, 表明日收益序列具有有限方差, 属于弱平稳过程。
沪深两市日收益条件波动度存在相当程度的相似性。经单位根检验得知, 回归所得的沪市条件波动度 (GARCHSH) 与深市条件波动度 (GARCHSZ) 均是平稳序列, 可对二者进行Granger因果关系检验。如下所示:
(1) 对回归所得的深圳成分A指条件波动度单位根检验。
结论:ADF= -6.044166比三个不同显著水平下的临界值都小, 故不含有单位根, 是平稳的。
(2) 对回归所得的上证A指条件波动度单位根检验。
结论:ADF= -7.374146比三个临界值都小, 故不含有单位根, 是平稳的。
(3) 对GARCHSZA- GARCHSHA的Granger因果检验。
在5%的显著水平时, 上证A指条件波动度与深成A指条件波动度互为Granger因果关系。
本文对上证A指和深成A指从2000年1月1日至2008年4月30日期间的日收盘价为样本, 以对数差形式分别计算两市市场平均收益率, 沪深两市均存在ARCH效应, 具体表现为收益率分布的尖峰厚尾与波动集簇性; 两个市场的α+β<1, 表明日收益序列具有有限方差, 属于弱平稳过程。而陈彬采用上证A股指数与深成指A从1992年10月5日至2000年4月28日期间的日收盘价为样本, 以其对数差形式分别计算两市市场平均收益率, 沪市α+β>1, 表明日收益率在样本区间的行为类似EGARCH过程。这说明条件方差的持续性很强, 即在相当长的一段时间内, 当前信息是预测未来波动度的有效信息。而深市α+β<1, 表明深市日收益序列具有有限方差, 属于弱平稳过程。本文的实证结果从一个侧面说明了我国证券市场的长足发展, 初步具备了弱式有效的特征, 具有较强的理论说服力。
摘要：以沪深两市A股指数为样本, 采用GARCH (1, 1) 模型, 研究收益波动度的性质特征, 并探讨两市场波动度的相关关系。实证结果表明, 两市收益率存在尖峰厚尾与波动集簇等ARCH特征, 它们的波动度存在Granger的因果关系。
关键词：收益波动率,相关性分析,条件波动度
参考文献
[1] Bollerslev, Tim.Generalized autoregressive conditional heteroscedasticity[J].Journal of Econometrics, 1986, (31) :307-327.
[2] Nelson, D.B.Stationary and Persistence in the GARCH (1, 1) Model, Econometric Theory, 1990, (6) , 318-33.
[3] Nelson, Daniel B.Conditional heteroscedasticity in assets returns:a new approach, Econometric, 1991, 59, 347-370.
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