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摘 要：1999年亚洲金融危机结束至今，我国香港股市与大陆股指之间的经济联系不断加强，相互之间的资本流通也更加频繁，这必然导致两地之间的相依性发生变化，进而涉及一体化趋势问题。
关键词：一体化；相关性；实证分析
1 实证分析数据的选取及使用
本文所采用的数据是从1999年1月4日到2008年7月31日的香港恒生指数、上证指数和深证综指。恒生指数数据来自香港联交所数据库，上证和深证指数数据来源于大智慧软件。虽然股票市场上有很多股指可供选择，但是为了考虑指数除了要具代表性、连续性外，还有考虑指数开始公布的时间必须涵盖了我们所要研究的时间范围，因此选择了香港恒生指数、上证指数和深证综指。
对于原始数据的处理，首先需要使所选取的三个序列在日期上相匹配。由于香港股票交易所、上海股票交易所和深圳股票交易所在开盘日期上有一些差别，本文只选取了在选定时间范围内三个市场都开盘的日期，其中上证指数序列与恒生指数序列用到数据为2241，深证综指序列与恒生指数序列用到数据2235。
在本文中，以中国大陆股权分置改革（reform of non-tradable shares）开始的时间2005年5月1日作为一个分割点，将近10年的数据分成两部分：1999年1月4日-2005年4月29之间的数据为股改前（PR-），2005年5月9日-2008年7月31日之间的数据为股改后（PO-）。本文就是要通过股改前后的数据来研究中国大陆股市与香港股市的相关系数在股权分置改革前后是否有显著的变化，两股市一体化趋势是否正在加强。
注：下文中的PRHS, PRSH, PRSZ表示股改之前的恒生指数序列、上证指数序列、深证综指序列，而POHS, POSH, POSZ是股改之后的恒生指数序列、上证指数序列、深证综指序列。△为差分符号，△HS, △SH, △SZ, △PRHS, △ PRSH, △ PRSZ, △POHS, △POSH, △POSZ为各相应股指序列的一阶差分序列。
2 实证研究及结果分析
2.1 相关系数检验
为了检验大陆与香港股市的相关性在大陆股权分置改革前后是否有显著的变化，我们先简单的检验它们之间的相关系数是否有显著的变化，以此作为进一步进行一体化趋势分析的基础。
以下所做的实证分析都是运用Eviews3.1计量软件进行的。首先得到香港股市和沪深股市的股权分置改革前后的相关系数。结果为：PRHS与PRSH、PRHS与PRSZ、POHS与POSH、POHS与POSZ之间的相关系数分别为0.361742、0.382985、0.934171、0.921878。从该结果可以看出，恒生指数与上证指数、深证综指的相关系数在股权改革前后发生了很大的变化。恒生指数和上证指数之间的相关系数在危机前后分别为0.361742和0.934171,恒生指数和深证综指之间的相关系数在危机前后分别为0.382985和0.921878，都可以看出明显的变化。
因此我们可以初步的得出香港股市和大陆股市的相关性在股权改革后是显著的增加了，这证明两地股市之间存在一体化的趋势。下面我们将运用E-G两步法协整检验的方法继续来验证这个结论，协整检验之前，首先进行单位根检验。
2.2 单位根检验
2.2.1 原始序列的单位根检验结果
通过Eviews软件检验输出结果如下：序列PRHS、PRSH、PRSZ、POHS、POSH、POSZ的ADF检验结果分别为-0.286135、-0.151785、-1.096173、-0.886705、-0.990373，且其1%显著性水平下的临界值分别为-2.5671、-2.5671、-2.5684、-2.5684、-2.5684。由结果来看，所研究序列计算得到的ADF统计量都大于其临界值。因此，本文所研究的所有序列均不能拒绝被检验的序列非平稳的零假设。
2.2.2 一阶差分后序列单位根检验
Eviews检验输出结果如下：序列△PRHS、△PRSH、△PRSZ、△POHS、△POSH、△POSZ的ADF检验结果分别为-21.23074、-21.34210、-21.22171、-16.70613、-15.11154、-14.79093，且其1%显著性水平下的临界值分别为-2.5671、-2.5671、-2.5671、-2.5684、-2.5684、-2.5684。由结果来看，所研究序列计算得到的ADF统计量都小于其临界值。因此，本文所研究的所有序列均能拒绝被检验的序列非平稳的零假设，得出所有序列为一阶单证的结论，可进行下一步的协整检验。
2.2.3 协整检验
E-G两步法是一种简便而实用的协整估计方法，特别是序列组只存在一个协整关系时特别有效，但当序列存在多个协整关系时就会显得无能为力，不能估计出其他的协整关系。由于本文涉及到的协整关系主要是在两变量之间，所以我们采用E-G两步法进行检验。在检验中采用数据自然对数形式：
对PRHS与PRSH进行协整检验
为了获得二者长期稳定关系，采用两序列的对数形式设定简单的回归模型：
PRSHt=α+βPRHSt+ut
然后对协整误差项进行数据平稳性检验，如表1，表2。
经计算得到的回归方程为：
PRSH = 0.043873*PRHS + 1048.968+u1
对残差项进行单位根检验，滞后期为4，结果为-2.054141，大于1%水平下的临界值-3.4377，因此残差序列为非平稳序列，该协整关系不成立。
通过同样的方法依次进行POHS与POSH协整检验、PRHS与PRSZ协整检验、POHS与POSZ协整检验，最后得到所有检验结果都为协整关系不成立，则进行下一步Granger因果检验。
2.2.4 Granger因果检验
Granger 因果关系检验的判断是依据 F 统计量大于临界值或 P-value 小于 1%，5%或 10%，表示拒绝没有影响关系存在的零假设，显示两个变量间的因果关系是显著的。若将两市的所有落后项作联合 F 检定，结果皆为拒绝系数均为零的虚无假设时，表示两股市相互影响，具有双向的回馈关系； 若仅有其中一个市场拒绝零假设，表示该市场(因变量)为另一个市场(自变量)的因，只存在单向的因果关系；否则，当检定结果皆无法拒绝系数均为零的零假设时，则表示两市之间不存在因果关系，属于互不影响的独立关系。
从表2中看出，在1%显著水准下，股权分置改革前的恒生指数（PRHS）与股权分置改革前的上证指数（PRSH）之间接受“PRHS does not Granger Cause PRSH”的原假设，则得出结论：在此显著性水准下，股权分置改革前香港恒生指数不是上海上证指数变化的原因。同理，由在1%显著性水准下“PRHS does not Granger Cause PRSZ”得出：股权分置改革前香港恒生指数不是深圳深证综指变化的原因。由以上结果可以发现，在股权分置改革之前，“香港恒生指数不是上海上证指数变化的原因”和“香港恒生指数不是深圳深证综指变化的原因”的原假设被接受，即香港股市在大陆股权分置改革前不导致大陆股市的变化。而上海股市和深圳股市不是香港股市变化的原因的原假设则都被拒绝，这表明了在股权分置改革之前大陆与香港股市之间的因果关系是单方向的，即是由大陆股市单向导致香港股市的变化。
同时，从表2中发现，在1%显著水准下，股权分置改革后的恒生指数（POHS）与股权分置改革后的上证指数（POSH）、股权分置改革后恒生指数（POHS）与股权分置改革后的深证综指（POSZ）之间拒绝“POHS does not Granger Cause POSH”、 “POHS does not Granger Cause POSZ”的原假设。由以上结果可以发现，在股权分置改革之后，“香港恒生指数不是上海上证指数变化的原因”和“香港恒生指数不是深圳深证综指变化的原因”的原假设被拒绝，即香港股市在大陆股权分置改革后导致大陆股市的变化。而上海股市和深圳股市不是香港股市变化的原因的原假设则都被拒绝，这表明了在股权分置改革之后大陆与香港股市之间具备了双边的的因果关系。
3 结论
所有的单根检验结果都表明，被检验序列在显著水平为 1%时，都无法拒绝原始序列有单根的零假设，然而却拒绝一阶差分后序列有单根的零假设。所以我们确定恒生指数、上证指数、深证综指以股权分置改革为分界点的两组序列均是单整序列，符合随机漫步的趋势，与我们的预期相同。利用E-G两步法检验得出的结论表明，股权分置改革前后的香港恒生指数的变化与上海上证指数、深圳深证综指的变化之间也不存在协整关系，因此没有必要再做误差修正模型检验，直接可进行因果检验。用 Granger 因果关系检验得出的结果表明，从1999年至今，香港股市与大陆股市之间长期存在着双边的因果关系；同时，股权分置改革前后双边的因果关系发生了很大的变化，在股权分置改革之前，由大陆股市单向导致香港股市的变化，但是在股权分置改革之后，大陆与香港股市之间具备了双边的的因果关系。因此表明了，股权分置改革后，大陆与香港股市之间一体化趋势加强了。
参考文献
［1］徐楠,叶德磊.上证综指: 基于计量模型的一个分析［J］.华东师范大学学报,2007,（3）.
［2］陆懋祖.高等时间序列经济计量经济学［M］.上海:上海人民出版社,2000.
［3］张世英，樊智.协整理论与波动模型-金融时间序列分析及应用［M］.北京：清华大学出版社，2004:51-134.
关键词：一体化；相关性；实证分析
1 实证分析数据的选取及使用
本文所采用的数据是从1999年1月4日到2008年7月31日的香港恒生指数、上证指数和深证综指。恒生指数数据来自香港联交所数据库，上证和深证指数数据来源于大智慧软件。虽然股票市场上有很多股指可供选择，但是为了考虑指数除了要具代表性、连续性外，还有考虑指数开始公布的时间必须涵盖了我们所要研究的时间范围，因此选择了香港恒生指数、上证指数和深证综指。
对于原始数据的处理，首先需要使所选取的三个序列在日期上相匹配。由于香港股票交易所、上海股票交易所和深圳股票交易所在开盘日期上有一些差别，本文只选取了在选定时间范围内三个市场都开盘的日期，其中上证指数序列与恒生指数序列用到数据为2241，深证综指序列与恒生指数序列用到数据2235。
在本文中，以中国大陆股权分置改革（reform of non-tradable shares）开始的时间2005年5月1日作为一个分割点，将近10年的数据分成两部分：1999年1月4日-2005年4月29之间的数据为股改前（PR-），2005年5月9日-2008年7月31日之间的数据为股改后（PO-）。本文就是要通过股改前后的数据来研究中国大陆股市与香港股市的相关系数在股权分置改革前后是否有显著的变化，两股市一体化趋势是否正在加强。
注：下文中的PRHS, PRSH, PRSZ表示股改之前的恒生指数序列、上证指数序列、深证综指序列，而POHS, POSH, POSZ是股改之后的恒生指数序列、上证指数序列、深证综指序列。△为差分符号，△HS, △SH, △SZ, △PRHS, △ PRSH, △ PRSZ, △POHS, △POSH, △POSZ为各相应股指序列的一阶差分序列。
2 实证研究及结果分析
2.1 相关系数检验
为了检验大陆与香港股市的相关性在大陆股权分置改革前后是否有显著的变化，我们先简单的检验它们之间的相关系数是否有显著的变化，以此作为进一步进行一体化趋势分析的基础。
以下所做的实证分析都是运用Eviews3.1计量软件进行的。首先得到香港股市和沪深股市的股权分置改革前后的相关系数。结果为：PRHS与PRSH、PRHS与PRSZ、POHS与POSH、POHS与POSZ之间的相关系数分别为0.361742、0.382985、0.934171、0.921878。从该结果可以看出，恒生指数与上证指数、深证综指的相关系数在股权改革前后发生了很大的变化。恒生指数和上证指数之间的相关系数在危机前后分别为0.361742和0.934171,恒生指数和深证综指之间的相关系数在危机前后分别为0.382985和0.921878，都可以看出明显的变化。
因此我们可以初步的得出香港股市和大陆股市的相关性在股权改革后是显著的增加了，这证明两地股市之间存在一体化的趋势。下面我们将运用E-G两步法协整检验的方法继续来验证这个结论，协整检验之前，首先进行单位根检验。
2.2 单位根检验
2.2.1 原始序列的单位根检验结果
通过Eviews软件检验输出结果如下：序列PRHS、PRSH、PRSZ、POHS、POSH、POSZ的ADF检验结果分别为-0.286135、-0.151785、-1.096173、-0.886705、-0.990373，且其1%显著性水平下的临界值分别为-2.5671、-2.5671、-2.5684、-2.5684、-2.5684。由结果来看，所研究序列计算得到的ADF统计量都大于其临界值。因此，本文所研究的所有序列均不能拒绝被检验的序列非平稳的零假设。
2.2.2 一阶差分后序列单位根检验
Eviews检验输出结果如下：序列△PRHS、△PRSH、△PRSZ、△POHS、△POSH、△POSZ的ADF检验结果分别为-21.23074、-21.34210、-21.22171、-16.70613、-15.11154、-14.79093，且其1%显著性水平下的临界值分别为-2.5671、-2.5671、-2.5671、-2.5684、-2.5684、-2.5684。由结果来看，所研究序列计算得到的ADF统计量都小于其临界值。因此，本文所研究的所有序列均能拒绝被检验的序列非平稳的零假设，得出所有序列为一阶单证的结论，可进行下一步的协整检验。
2.2.3 协整检验
E-G两步法是一种简便而实用的协整估计方法，特别是序列组只存在一个协整关系时特别有效，但当序列存在多个协整关系时就会显得无能为力，不能估计出其他的协整关系。由于本文涉及到的协整关系主要是在两变量之间，所以我们采用E-G两步法进行检验。在检验中采用数据自然对数形式：
对PRHS与PRSH进行协整检验
为了获得二者长期稳定关系，采用两序列的对数形式设定简单的回归模型：
PRSHt=α+βPRHSt+ut
然后对协整误差项进行数据平稳性检验，如表1，表2。
经计算得到的回归方程为：
PRSH = 0.043873*PRHS + 1048.968+u1
对残差项进行单位根检验，滞后期为4，结果为-2.054141，大于1%水平下的临界值-3.4377，因此残差序列为非平稳序列，该协整关系不成立。
通过同样的方法依次进行POHS与POSH协整检验、PRHS与PRSZ协整检验、POHS与POSZ协整检验，最后得到所有检验结果都为协整关系不成立，则进行下一步Granger因果检验。
2.2.4 Granger因果检验
Granger 因果关系检验的判断是依据 F 统计量大于临界值或 P-value 小于 1%，5%或 10%，表示拒绝没有影响关系存在的零假设，显示两个变量间的因果关系是显著的。若将两市的所有落后项作联合 F 检定，结果皆为拒绝系数均为零的虚无假设时，表示两股市相互影响，具有双向的回馈关系； 若仅有其中一个市场拒绝零假设，表示该市场(因变量)为另一个市场(自变量)的因，只存在单向的因果关系；否则，当检定结果皆无法拒绝系数均为零的零假设时，则表示两市之间不存在因果关系，属于互不影响的独立关系。
从表2中看出，在1%显著水准下，股权分置改革前的恒生指数（PRHS）与股权分置改革前的上证指数（PRSH）之间接受“PRHS does not Granger Cause PRSH”的原假设，则得出结论：在此显著性水准下，股权分置改革前香港恒生指数不是上海上证指数变化的原因。同理，由在1%显著性水准下“PRHS does not Granger Cause PRSZ”得出：股权分置改革前香港恒生指数不是深圳深证综指变化的原因。由以上结果可以发现，在股权分置改革之前，“香港恒生指数不是上海上证指数变化的原因”和“香港恒生指数不是深圳深证综指变化的原因”的原假设被接受，即香港股市在大陆股权分置改革前不导致大陆股市的变化。而上海股市和深圳股市不是香港股市变化的原因的原假设则都被拒绝，这表明了在股权分置改革之前大陆与香港股市之间的因果关系是单方向的，即是由大陆股市单向导致香港股市的变化。
同时，从表2中发现，在1%显著水准下，股权分置改革后的恒生指数（POHS）与股权分置改革后的上证指数（POSH）、股权分置改革后恒生指数（POHS）与股权分置改革后的深证综指（POSZ）之间拒绝“POHS does not Granger Cause POSH”、 “POHS does not Granger Cause POSZ”的原假设。由以上结果可以发现，在股权分置改革之后，“香港恒生指数不是上海上证指数变化的原因”和“香港恒生指数不是深圳深证综指变化的原因”的原假设被拒绝，即香港股市在大陆股权分置改革后导致大陆股市的变化。而上海股市和深圳股市不是香港股市变化的原因的原假设则都被拒绝，这表明了在股权分置改革之后大陆与香港股市之间具备了双边的的因果关系。
3 结论
所有的单根检验结果都表明，被检验序列在显著水平为 1%时，都无法拒绝原始序列有单根的零假设，然而却拒绝一阶差分后序列有单根的零假设。所以我们确定恒生指数、上证指数、深证综指以股权分置改革为分界点的两组序列均是单整序列，符合随机漫步的趋势，与我们的预期相同。利用E-G两步法检验得出的结论表明，股权分置改革前后的香港恒生指数的变化与上海上证指数、深圳深证综指的变化之间也不存在协整关系，因此没有必要再做误差修正模型检验，直接可进行因果检验。用 Granger 因果关系检验得出的结果表明，从1999年至今，香港股市与大陆股市之间长期存在着双边的因果关系；同时，股权分置改革前后双边的因果关系发生了很大的变化，在股权分置改革之前，由大陆股市单向导致香港股市的变化，但是在股权分置改革之后，大陆与香港股市之间具备了双边的的因果关系。因此表明了，股权分置改革后，大陆与香港股市之间一体化趋势加强了。
参考文献
［1］徐楠,叶德磊.上证综指: 基于计量模型的一个分析［J］.华东师范大学学报,2007,（3）.
［2］陆懋祖.高等时间序列经济计量经济学［M］.上海:上海人民出版社,2000.
［3］张世英，樊智.协整理论与波动模型-金融时间序列分析及应用［M］.北京：清华大学出版社，2004:51-134.