中国股票市场动态有效性分析

l 斤 吴建环 ，赵君丽 (1．复旦大学，上海 200433；2．上海大学，上海 201800；3冻华大学，上海 200051) 摘 要：本文对国内有效市场方面的研究进行了总结，并以上海综合指数和深圳综合指数为研究 对象，分年度和分时段对上证综合指数和深证综合指数进行了有效性检验，更精细地对中国股市的有 效性进行 了研 究。 关键词：股票市场；市场有效性；动态有效性；状态空间模型 中图分类号-F830．91 文献标识码：A 文章编号：1002—6487(2007)06—0109-03 目前国内对有效市场的研究为数不少，否定和支持者各 半，但往往只用一种单一的模型检验，选用的数据样本数目 过少、缺少代 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 性等，导致有些结论可靠性存在疑问，并且 缺少对中国股市弱型效率演化和发展的整个过程的研究分 析。与过去的研究不同，本文采用了以GARCH(1，1)一M模型 的状态空间方程组 ，并且运用序列相关检验和游程检验进一 步验证市场弱势有效，并考虑了“波动集群”的异方差的干 扰。结合分年度和分时段对上证综合指数和深证综合指数进 行了有效性检验，代表性强，更准确地对中国股市的有效性 进行了研究。 1 研 究 设 计 1．1 市场有效性假说 本文的主要目的是检测中国的证券市场自它建立以来 是否具有了一定程度的有效性。就如引言中所说的，如果一 个市场的证券价格总是能够“充分反映”所有可以得到的信 息，则该市场为“有效的”。 究竟中国股票市场的有效性程度如何，只有运用科学的 统计分析方法进行实证性的检验和分析，才能对中国的市场 效率做出客观的评价。 对市场有效性假设的检验需要依照这 样一个逻辑次序：首先检验弱势有效性。如果通过检验了，则 再检验市场是否为半强有效；如果通过检验认为市场是半强 有效的，则再检验市场的强有效性。因此研究中国股市的有 效性，首先必须对市场的弱型有效问题进行研究。 1．2 数据采集 研究中数据的选择是影响研究结果的重要的因素。本文 数据分别选取上证和深证综合指数始于两个市场成立截止 于2005年，代表了整个证券市场发展过程，和西方股市的各 种指数相比，上海证券交易所的各种指数均包括了所有对应 的上市公司，具有全面性，更有利于反映整个市场的变化情 况。但 1993年前市场还不稳定，有效性很差，强烈影响到以 后的各期。为了通过有效性检验，考察股票市场是否存在阶 段性，以及股票市场效率在过去十几年中是否发生演变，还 将样本期间划分为两个时段：1990-1996为第一时段(1996 年 l2月 16日实行涨，跌停板限制)；1996—2005为第二时段， 以此来考察市场发生的变化。 此外采用指数收盘价的对数收益率来进行分析，令 PI为 t时刻的收盘价，对数收益率定义为：rt=ln(pt／p．．，) 100。 1．3 检验模 型 本文的实证研究将首先运用序列相关和游程检验的方 法对上证综指和深证综指进行分年度检验和分时段检验，然 后主要进行状态空间模型的动态有效性的检验。各种检验方 法的综合运用相互应证将使得到的结论更为可靠。 1．3．1 序列相关与游程检验 目前随机游走检验可以通过时间序列相关性分析和游 程模型来进行。如Fama(1965)指出，检验某一时间序列是否 遵循随机游走的最直接方法是测量其序列相关性。如果股票 价格遵循随机游走 ，那么股价的收益各期均不相关。时间序 列的自相关是指时间序列的前后数据之间存在着相互影响 (相关)，如果股票价格的升降对后期价格变化存在某种影 响，那么在时间序列上应表现出某种 自相关 ；如果股票价格 的时间序列之间不存在自相关，或自相关不是很强，那么时 间序列就表现为随机性，市场就是有效的。 然而在实践中发现股票价格通常总是在前期价格的基 础上递增或递减，即期价格对前期价格有依赖关系，因此检 验时一般采用收益率指标而不是价格指标，实际上是检验前 期的收益率水平与后期的收益率水平是否相关，即Rt：dR一 + ∈。计算序列相关系数公式为： p(k 丽 ) 式中：k为时间序列 的相关系数；K是滞后阶数。序列 相关系数近似于独立正态分布。 1970年 Ljung发展了Box和 Pierce提出的Q统计量，对 所有序列相关系数全部为0的联合假设进行检验： _ · m n 2 Q +2)∑： (2) 式中：T为样本数据个数，m为最大滞后阶数。在零假设 之下， (1()渐进于正态分布，因而Qm的渐进分布为x 分布。 统计与决策 2007年 6月(理论版) 109 维普资讯 http://www.cqvip.com 通过序列相关系数的平方和，Q统计量可以用来对序列相关 系数在任何方向和任一阶的偏离进行刻画。 在对有效性检验的非参数检验方法中，游程检验是常见 的一种，游程检验可以克服序列相关检验易受极端值影响， 以及受到有限的方差是否存在这一问题困扰的缺陷。如果价 格变化是随机的，那么实际游程数目应与预期数目相同。在 随机游走假设下，当样本容量很大时，总游程Q服从正态分 布。构造统计量 z： z：—Q-E — (Q) 盯Q (3) 如果市场是弱势有效，那么 z服从标准正态分布。如果 实证得出的统计量z大于临界值，那么股市不具有弱势有效 性。 ． 以上的方法均是在对西方成熟股市的研究中得出的。但 Laurence(1986)、Hall(1997)等在研究俄罗斯及东欧股市时 发现，对新兴或转轨经济中的股票市场，市场早期的非有效 性会给整个时期的检验结果带来偏差，强烈影响到以后的各 期，导致我们简单的推定市场上有获利机会是由于早期的非 有效性而忽略市场有效性的动态演进。Cornelius(1994)指 出，在刚刚建立的股票市场中，市场的各个参与者的行为不 符合市场有效的规范，市场无效是必然的，因此需要一个新 的检验方法来克服这些弊端。 1．3．2 状态空间模型 我国股市具有独特的个性和发展的不成熟性，在此情形 下运用成熟股市的检验方法只具有参考意义，因此特别需要 能够适用于转轨经济体制中新兴股市的有效性研究方 设 计出更能够适用于转轨经济体制中新兴股市的有波性研究 方法。 设计 领导形象设计圆作业设计ao工艺污水处理厂设计附属工程施工组织设计清扫机器人结构设计 出更能反映股市有效性动态演进的一般方法，显 得非常必要。Hall(1997)提出了如下的渐进有效性检验方法： rt=pn+∑ 13itrt_l+e。 (4) 式中系数 是随时间而改变的(具有时间下标t)，通过 考察 自回归系数随时间变化的情况，可以观察市场有效性的 动态变化情况。如市场初创时期 13o,、pn、 很可能显著的异 于0，但是若发现 p 逐渐的向0收敛，那么就可以认为 市场的可预测性逐渐消失了，就可以有把握判定市场正在趋 向有效。在实证中运用的方程组为： rt=13a+131trt_l-1-132h +e ；e 一N(0，hJ (5) ht=oto+ot1h“+d2e2-l (6) p =p l+ ； 一N(0，v )；i=0，1 (7) (5)式是 自回归模型 ，这是量测方程，B 和 p。 分别是随 时间变化的截距和斜率，若 B t：0意味着市场强型有效，而 p 向 0收敛的过程反映着市场有效性的提升。p：代表风险 贴水，e 是误差项，其均值为0，条件方差为h ，(6)式和(7)式 是状态方程，其中为了保证条件方差h >0，要求：Oto>0、Otl>0 、 Ot：≥0由这三个方程组成的方程组是标准的状态空间模 型 ，运用卡尔曼(kalman)滤波技术和 SPSS技术可以得到以 上方程组的各系数估计，以及 p。。的动态演进过程。(7)式设 l10 统计与决策2007年 6月(理论版) 定随时间变化的自同归系数遵循随机游走过程，以此描绘自 回归系数的动态演进。渐进有效性研究不是将市场有效性视 作一成不变的(股市不是刚建立时就有效 ，但也不是一直无 效)，而是设法发现其动态的演进规律。 2 实 证 检 验 结 果 与 分 析 2．1 序列相关和游程检验的实证结果 实证结果表明，当滞后期增大时，序列相关系数下降，反 映出早期影响逐渐减弱。1990—1991年Q统计量在显著性水 平下均拒绝假设，在 1995年以前，Q(3)至少在5％的显著性 水平上显著的导于o、1996年Q(3)在 lO％的显著性水平上显 著异于f) 氓 7舒起，Q(3)与。在统计上已没有区别(1999 年和2OO1年是个例外，1999年是由于5．19行情影响所致， 2001年由 ：股市的大跌所影响)。 从 Bera—Jarque正态检验来看，1990—1996年的 JB检验 值很大，1997—2005年的JB值明显远远小于上一时段， 证 实了我国证券市场的收益序列分布向正态性发展的特征。再 从各年的标准差可以看出标准差值一年年变小，尤其从 1997年后始终保持在1％左右。1990—1996年的标准差达5％ 左右，而 1997—2005年仅为 1％左右，前后变化十分明显。 游程检验z值来看，1996年以后(2001年除外)的z的 绝对值均不具有统计显著性。据此我们可以认为，上海股市 从 1997年开始已经呈现出明显的弱势有效，除1991年外各 年度收益率的标准差逐渐减小 ，这说明经过早期的大起大 落，市场的波动趋向缓和。但由于受到 1999年5．19行情 2001年和2002年市场剧烈下跌的影响，市场的波动幅度增 大，三个年度收益标准差也较上一年度增高。 经过比较发现深圳的基本统计结果与上海的统计结果 十分相似，即有效性角度出发所说的同步性，一个国家的两 个或多个股市应该同时处于非有效或处于有效的发展阶段。 而不可能出现一个市场非有效，而另一个市场有效的现象。 从直观上分析，一个国家中的股市外在环境是相似的，所以 它们不是独立存在的，信息对各个股市的影响也基本类似。 因此它们应该处于相同的发展阶段。 从分时段检验来看，上证综指在 1990—1996年的序列相 关系数、Q统计量、标准差、JB值、z统计量在显著性水 平上从拒绝弱势有效的原假设转变为 1997—2005年各统计 量的接受原假设；同样深证综指在 1991—1996年的序列相关 系数、Q统计量、标准差、JB值、z统计量在显著性水平 上从拒绝弱势有效的原假设转变为 1997—2005年各统计量 的接受原假设，经过在两个证券市场中前后时间段的比较。 通过这些数值的明显变动中，可以看出中国证券市场越来越 符合随机游走模型的要求。 2．2 状态空间模型检验结果 状态空间动态有效性检验可以更清晰描绘出中国股市 有效性的动态演进过程，这是上述检验模型所无法测量及描 绘的。运用(5)、(6)、(7)三式组成的模型，(5)式为基本方程， 维普资讯 http://www.cqvip.com 而(6)、(7)式作为状态空间方程，(6)式的系数通过在收敛时 的最大似然对数方法求出。所有运算均是通过 eviews5．0软 件下进行。表 1和表2分别为对上证综指和深证综指的方程 组(5)、(6)、(7)的系数估计。 表1、2中v 是(7)式误差项11 的标准差，而式(6)中的 系数oto、Ot1、Ot2均显著。 对于 B 来说，Hall和 Urga(2002)指出，在实证中有证据 显示因变量v~--o，则13~=13。。因此能够得出它是一个固定值， 它的意义依赖于标准差的值。从表 1和表2中可以看出这一 系数具有非常显著的统计意义。在模型中这一参数所反映的 是一些宏观和不可测量因素的影响(如外部事件，政治时间 等)。 B：参数代表了条件模型中的风险贴水。它并不受时间变 化的影响，因此它的估计值和标准差能够通过标准的方法进 行计算。从表 1和表2中可以看出这一系数对两个指数均具 有显著的统计意义，更进一步的说GARCH—M的效果十分明 显。 裹 1 上证综合指数方程组l5 J、l6 J、l7 J式的系数估计 B0 B2 ao dl d2 Vl m 005 m 003 0．0721 0．735 0．392 系数 0．016 (0 ．794) (0．313) f0．ooo) (0．ooo) (0．ooo) 注：括号中的数字为显著性水平。 裹 2 深证综合指数方程组l5 J、l6 J、l7 J式的系数估计 B0 B2 ao dl Ot2 Vl - 0．029 0．014 0．O66 0．868 0．137 系数 0 ．017 (0．385) (0．fO1) (0．ooo) f0．000) (0．oooo) 注：括号中的数字为显著性水平 图 1是由方程组得到的上海市场综合指数和随时间而 发生改变的(时间的)自回归系数 B 的变动轨迹。从图中我 们可以看出：早期 B 的轨迹显著异于0，这显示市场早期 1990—1991年，上海证券交易所刚建立的时候，股票市场是 高度无效的，而且波动性很强，但是总体上以缓慢的速度向 着市场有效演化。1992—1993年市场开始由高度无效的状态 快速向有效演变，1994年以后市场趋向有效，但是有效性尚 未稳定，1996年之后再也没出现过过于强烈的波幅，B 。在 1997年开始之后趋于收敛，波动幅度明显减弱，有效程度开 始稳定，1999年效率发生轻微变动。2000年之后 B 。几乎全 部收敛于0，这充分显示着市场有效性的提高，说明2000年 之后市场效率稳定一直持续至今。 图2是运用同样的方法得到的深圳市场随时间而发生 改变的自回归系数 B 的变动轨迹。它与上海证券市场自回 归系数 B 的变动轨迹稍有不同，但十分相似印证了上面所 说的市场同步性，由此我们得出中国股票市场在 1997年初 趋于有效。 3 结 论 综上所 述 ，中国股 市 在 1997 年之后 已经 呈 现出弱势 有效 。我 国 股票市场虽 已通过弱势 有效检验 ， 但还需要 不 断地发展与 完善 ，促进 中国证券市 场 高效化 ， 达到资源优 围1上证综指I趺益率的一阶自回归系数Bh的变动轨迹 围2 深证综指收益率的一阶自回归系数 的变动轨迹 化配置，竞争均衡的目的，有效率的证券市场是市场经济的 晴雨表，能正确指明经济发展方向，为宏观政策的规定提供 依据，有效率的证券市场又是企业股份制改革的必不可少的 外部条件，对企业改革起到监督和促进作用。因此，促进中国 证券市场中强型效率化势在必行。全面提高中国证券市场的 效率依旧是我们目前亟待解决的主要问题，应该尽量摆脱在 “规范”和“发展”两极之间来回游移而对市场造成不断震荡， 应该充分发挥市场自身的适应性和恢复机制。进一步制定和 完善相应的法律、法规，加强对市场的投资者的保护，并做好 消息的管理和发布，从而提高信息的完整性、均匀性、及时性 和准确性，为使中国的证券市场更有效率做出不懈努力。 参考文献： 【1】陈小悦，陈晓，顾斌．中国股市弱式效率的实证研究m．会计研究， 1996(9)． 【2】昊世农．我国证券市场效率的 析[J】．经济研究，1996(4)、 【3】张亦春，周颖刚．中国股市弱式有效吗?[J1．金融研究，2001(3)． 【4】张思齐，马刚，冉华．股票市场风险 收益与市场效率：ARMA— ARCH-M模型[J】．世界经济，2000(5)、 【5]Laurence． M． Weak form Efficiency ia the KuMa Lump~ and Singapore Stock Markets[J]．Journal of Banking and~nance 1986 (10)． 【61Ray Ball，The Theory of Stock Market Efficiency：Accomplish· ments and Limitations m．Managerial~nance，1994， Volume 30 issue 2／3． 【7]Stephen Hall，Giovanni Urga，Anna Zalewska-Mitura．Testing for Evolving Stock Market Efficiency with an Application to Russian stock pdces[M]．Discussion Papor No、DP，1998、 (责任编辑／浩 天) 统计与决策 2007年 6月(理论版) l11 维普资讯 http://www.cqvip.com