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[摘要]本文基于协整计量分析方法，分析了反映H股变化的中企指数与香港及大陆两地证券市场指数变化的关系。通过研究我们发现，尽管H股为内地企业股票，且中企指数成份股中有半数以上在香港与大陆两地双重上市，但中企指数与恒生指数间具有稳定协整关系，且恒生指数是中企指数的单向Granger因果原因，而大陆两市场指数与中企指数不具有类似关系。上述结论的政策提示是，对个体上市公司规范化要求固然重要，而市场制度本身的稳定对股票市场的健康发展意义更为重要。
[关键词]H股 中企指数 恒生指数 协整检验 上证指数 深证指数
引 言
H股是香港股票市场一类特殊的股票，其所属公司为内地企业，且很多企业在大陆香港两地双重上市。中企指数由恒生公司编制，专为H股所设，反映H股股票波动变化。截止2005年4月25日，中企指数的成份股共有37只，其中有21只是在大陆与香港双重上市。
由于H股的双重身份，H 股的走势有可能受到两地市场变化的双重制约。本文的目的是利用协整检验以及在此基础之上的Granger因果检验分析方法，探讨代表H股动向的中企指数与两地的市场指数变化的关系，从而找出决定H股走向的主要市场因素。
研究方法
1.协整检验
协整理论是Engle和Granger(1987)提出的。协整指的是尽管就单个时间序列而言是非平稳的，但是两个或两个以上时间序列的线性组合却是平稳的。协整分析的经济意义在于，对于两个具有各自长期波动规律的变量，如果它们之间是协整的，则它们之间存在一个长期的均衡关系。反之，如果这两个变量不是协整的，则它们之间不存在一个长期的均衡关系。对于服从I（1）过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种是基于回归残差的EG(Engle和Granger,1987)两步法协整检验：另一种是基回归系数的Johansen(1988)检验，Johansen和Juselius(1990)提出了一种在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量间协整关系的方法，即Johansen协整检验。
2.Granger因果关系检验
变量X，Y之间的Granger因果关系检验的过程如下：首先，检验“X不是引起Y变化的原因”的原假设，对下列两个回归模型进行估计：
用各回归残差平方和计算F统计量，检验系数b1,b2,…,bm是否同时显著不为零。如果是，就拒绝“X不是引起Y变化的原因”原假设。然后检验“主不是引起X变化的原因”的原假设，进行同样的回归估计，倡交换X与Y，检验Y的滞后项是否显著地不为零。如果是，就拒绝“Y不是引起X变化的原因”原假设。
实证分析过程及结果
本文所选用中企指数（HCE）作为H股波动指数，采用恒生指数（HS）作为香港市场波动指标，同时由于大陆有上海和深圳两个市场，因此分别选用上海综合指数（SH）以及深圳成分指数（SZ）作为两个市场的波动指标。数据周期为2003年1月至2005年4月。本文所用数据均由Yooho财经提供，由于两地节假日的不同，对数据进行了一致性调整。
1.单位根检验
检验变量之间是否存在协整关系以及因果关系的前提是检验各变量是否服从同阶单位要过程，常用的单位根检验方法是ADF（augmented Dickey-fuller）检验
这里首先对各指数序列进行ADF检验以判断序列是否存在单位根，其次对各序列的各阶数相同，则可以进行相应的协整检验。
单位根检验显示在1%的显著性水平下，四种指数的原始序列都是非平稳的I（1）过程（ADF统计值均在1%的临界范围内），而它们的一阶差分都是平稳的I（0）过程（ADF统计值均在1%的临界值范围之外），即四种指数序列都是一阶单整过程，因此可以进行相应协整检验。
2.协整性检验
根据上面介绍的协整检验方法，将中企指数与恒生指数、上综指以及深成指进行Johasen协整检验，检验结果如表1。
表1中企指数HSE与恒生指数HIS的Johansen检验结果
Johasen协整检验结果表明,中企指数只与恒生指数存在稳定的长期关系,而与国内的两个市场指数不具备协整关系。这说明H股的变化与香港市场的变化的有稳定的协同关系，而与国内市场无明显稳定关系。
3.Granger因果关系检验
在上在协整检验中，只有中企指数与恒生指数具有协整关系，因此只能对恒生指数与中企指数进行Granger因果关系检验。但同时四种指数的一阶差分均为I（0）序列，因此，可以将中企指数的一阶差分与上证指数差分和深证指数的差分进行Granger因果关系检验。检验结果见表2。
表 2 Granger因果关系检验结果
从表（2）中可以看出恒生指数是中企指数具有单向的Granger因果关系，即恒生指数是中企指数的Granger原因，而反之则不成立。两个大陆市场的指数与中企指数统计意义上的因果关系均不显著。
研究结论与政策启示
1.研究结论
通过上面的实证分析过程可以发现，中企指数与恒生指数有稳定的协整关系，并且恒生指数是中企指数的Granger原因，而中企指数与两内地市场的指数之间既并不存在所谓的协整关系，也不存在因果引致关系。
为什么同为大陆企业的股票迎合了香港股票市场的变化而与大陆市场变化完全不相关？Domowitz等（1998）利用墨西哥证券市场数据研究发现市场分割对双重上市股票各类持有人成本和收益不同，因而在不同市场的走势变化呈现差异。但上述观点并不能解释为什么H股与香港市场走势的趋同。行为金融学认为，投资者在市场中的投资行为并非是“理性”的，市场的变化对投资者具有很强的“牵引效应”，这种效应无论是在新兴市场还是在成熟市场其作用是明显的。正是由于这种市场的“牵引效应”，具有大陆资质的H股背离了大陆市场 的变化而与香港市场的变化呈现了相对稳定的关系。
2.政策启示
上述结论具有非常强烈地政策启示：证券市场的建设，对各个上市公司规范固然重要，但是市场制度的稳定和持续有序却更有意义。一个公司治理不好，市场可以将其剔除，而市场体制不健全则会影响到整个市场的发展。中国的证券市场经过近两年的治理和整顿，依然没有形成一个良性的发展态势，股权分制的局面始终未能得到解决可能是一个很重要原因。
中图分类号：0212 文献标识码：A
参考文献：
[1]林少宫，李东.在国内上市时H股所受的影响：事件研究法[J].应用概率统计.1997（1）
[2]魏刚，陈工孟.IPO公司盈余预测精确性之实证研究——H股、红筹股上市公司与香港本地企业的一个比较[J].财经研究.2001（3）
[3]刁伟程，邱贵忠.香港特区上市的中资企业股得政策研究[J].世界经济.2002（11）
[4]郑湄，苗佳.应用协整检验对中国股市及美、英股市联动关系的分析[J].山东社会科学.2004（12）
[5]Ian Domowitz, Jack Glen, and Ananth Madhavan.International Cross-Listing and Order Flow Migration:Evidence From An Emerging Market[J].Journal of Finance.1998,53(6)
[6]饶育蕾，刘达锋.行为金融学[M].上海财经出版社.2003.
作者单位：湘潭大学商学院湖南湘潭
[关键词]H股 中企指数 恒生指数 协整检验 上证指数 深证指数
引 言
H股是香港股票市场一类特殊的股票，其所属公司为内地企业，且很多企业在大陆香港两地双重上市。中企指数由恒生公司编制，专为H股所设，反映H股股票波动变化。截止2005年4月25日，中企指数的成份股共有37只，其中有21只是在大陆与香港双重上市。
由于H股的双重身份，H 股的走势有可能受到两地市场变化的双重制约。本文的目的是利用协整检验以及在此基础之上的Granger因果检验分析方法，探讨代表H股动向的中企指数与两地的市场指数变化的关系，从而找出决定H股走向的主要市场因素。
研究方法
1.协整检验
协整理论是Engle和Granger(1987)提出的。协整指的是尽管就单个时间序列而言是非平稳的，但是两个或两个以上时间序列的线性组合却是平稳的。协整分析的经济意义在于，对于两个具有各自长期波动规律的变量，如果它们之间是协整的，则它们之间存在一个长期的均衡关系。反之，如果这两个变量不是协整的，则它们之间不存在一个长期的均衡关系。对于服从I（1）过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种是基于回归残差的EG(Engle和Granger,1987)两步法协整检验：另一种是基回归系数的Johansen(1988)检验，Johansen和Juselius(1990)提出了一种在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量间协整关系的方法，即Johansen协整检验。
2.Granger因果关系检验
变量X，Y之间的Granger因果关系检验的过程如下：首先，检验“X不是引起Y变化的原因”的原假设，对下列两个回归模型进行估计：
用各回归残差平方和计算F统计量，检验系数b1,b2,…,bm是否同时显著不为零。如果是，就拒绝“X不是引起Y变化的原因”原假设。然后检验“主不是引起X变化的原因”的原假设，进行同样的回归估计，倡交换X与Y，检验Y的滞后项是否显著地不为零。如果是，就拒绝“Y不是引起X变化的原因”原假设。
实证分析过程及结果
本文所选用中企指数（HCE）作为H股波动指数，采用恒生指数（HS）作为香港市场波动指标，同时由于大陆有上海和深圳两个市场，因此分别选用上海综合指数（SH）以及深圳成分指数（SZ）作为两个市场的波动指标。数据周期为2003年1月至2005年4月。本文所用数据均由Yooho财经提供，由于两地节假日的不同，对数据进行了一致性调整。
1.单位根检验
检验变量之间是否存在协整关系以及因果关系的前提是检验各变量是否服从同阶单位要过程，常用的单位根检验方法是ADF（augmented Dickey-fuller）检验
这里首先对各指数序列进行ADF检验以判断序列是否存在单位根，其次对各序列的各阶数相同，则可以进行相应的协整检验。
单位根检验显示在1%的显著性水平下，四种指数的原始序列都是非平稳的I（1）过程（ADF统计值均在1%的临界范围内），而它们的一阶差分都是平稳的I（0）过程（ADF统计值均在1%的临界值范围之外），即四种指数序列都是一阶单整过程，因此可以进行相应协整检验。
2.协整性检验
根据上面介绍的协整检验方法，将中企指数与恒生指数、上综指以及深成指进行Johasen协整检验，检验结果如表1。
表1中企指数HSE与恒生指数HIS的Johansen检验结果
Johasen协整检验结果表明,中企指数只与恒生指数存在稳定的长期关系,而与国内的两个市场指数不具备协整关系。这说明H股的变化与香港市场的变化的有稳定的协同关系，而与国内市场无明显稳定关系。
3.Granger因果关系检验
在上在协整检验中，只有中企指数与恒生指数具有协整关系，因此只能对恒生指数与中企指数进行Granger因果关系检验。但同时四种指数的一阶差分均为I（0）序列，因此，可以将中企指数的一阶差分与上证指数差分和深证指数的差分进行Granger因果关系检验。检验结果见表2。
表 2 Granger因果关系检验结果
从表（2）中可以看出恒生指数是中企指数具有单向的Granger因果关系，即恒生指数是中企指数的Granger原因，而反之则不成立。两个大陆市场的指数与中企指数统计意义上的因果关系均不显著。
研究结论与政策启示
1.研究结论
通过上面的实证分析过程可以发现，中企指数与恒生指数有稳定的协整关系，并且恒生指数是中企指数的Granger原因，而中企指数与两内地市场的指数之间既并不存在所谓的协整关系，也不存在因果引致关系。
为什么同为大陆企业的股票迎合了香港股票市场的变化而与大陆市场变化完全不相关？Domowitz等（1998）利用墨西哥证券市场数据研究发现市场分割对双重上市股票各类持有人成本和收益不同，因而在不同市场的走势变化呈现差异。但上述观点并不能解释为什么H股与香港市场走势的趋同。行为金融学认为，投资者在市场中的投资行为并非是“理性”的，市场的变化对投资者具有很强的“牵引效应”，这种效应无论是在新兴市场还是在成熟市场其作用是明显的。正是由于这种市场的“牵引效应”，具有大陆资质的H股背离了大陆市场 的变化而与香港市场的变化呈现了相对稳定的关系。
2.政策启示
上述结论具有非常强烈地政策启示：证券市场的建设，对各个上市公司规范固然重要，但是市场制度的稳定和持续有序却更有意义。一个公司治理不好，市场可以将其剔除，而市场体制不健全则会影响到整个市场的发展。中国的证券市场经过近两年的治理和整顿，依然没有形成一个良性的发展态势，股权分制的局面始终未能得到解决可能是一个很重要原因。
中图分类号：0212 文献标识码：A
参考文献：
[1]林少宫，李东.在国内上市时H股所受的影响：事件研究法[J].应用概率统计.1997（1）
[2]魏刚，陈工孟.IPO公司盈余预测精确性之实证研究——H股、红筹股上市公司与香港本地企业的一个比较[J].财经研究.2001（3）
[3]刁伟程，邱贵忠.香港特区上市的中资企业股得政策研究[J].世界经济.2002（11）
[4]郑湄，苗佳.应用协整检验对中国股市及美、英股市联动关系的分析[J].山东社会科学.2004（12）
[5]Ian Domowitz, Jack Glen, and Ananth Madhavan.International Cross-Listing and Order Flow Migration:Evidence From An Emerging Market[J].Journal of Finance.1998,53(6)
[6]饶育蕾，刘达锋.行为金融学[M].上海财经出版社.2003.
作者单位：湘潭大学商学院湖南湘潭