中国A股与Ｂ股的市场分割性检验.doc

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编号： 类别： 中国 A 股与Ｂ股的市场分割性检验* 目 录 1、市场分割研究理论述评 2、A、B 股市场分割的实证检验设计 3、实证检验的过程及结果分析 4、结论 * 本文将发表于<<经济研究>>2002 年第 4 期 内容提要 本文以布莱克版 CAPM 作为理论模型，修正国外先进的市场分割 检验模式，运用较复杂的计量经济估计方法对我国 A、B 股市场的一 体化(或分割性)进行实证研究。实证结果表明，中国 A、B 股市场在 很大程度上是一体化的。 关键词：分割性 一体化 CAPM 一、市场分割研究理论述评 股票市场分割（Market Segmentation）检验是对两个或多个市场的 股票价格是否遵循统一的定价模式进行假设检验。实证结论支持统一 定价假设则称市场是一体化(integration)的，否则称市场是分割的。所 谓统一的定价，指的是这样一种情况，即投资者在不同市场上投资于 相似的金融工具，获得的经风险调整后的预期收益率是相等的。 国外文献对股票市场分割研究的论述颇丰，自本世纪 70 年代就有 了有关这方面的研究。早期的研究是试图通过两个市场指数之间的相 关 关 系 来 区 分 两 个 市 场 是 一 体 化 的 还 是 分 割 的 ； 但 Adler & Dumas(1975,1983)，Solnik(1974b)的研究表明，市场指数之间的协方 差不能证明市场是一体化还是分割的。 Solnik (1977) 就国际资本市场是一体化还是分割的问题进行了论 述，并且对市场分割的检验作了理论探讨，阐述了对国际市场的一体 化或分割性进行实证检验的困难。他认为，对市场分割的有效检验方 法似乎应该是先假定一种引起市场分割的不完美的市场型态，然后去 研究这种型态对投资组合最优化和资产定价的特定影响。 Stehle (1977) 以 Sharpe-Lintner CAPM 模型为基础，假定投资者具 有对数效用函数，推导出了检验市场分割与市场一体化假设的两类模 型。然后，运用上述模型，以美国纽约股票交易所上市的股票月度数 据为样本，检验美国市场与包括比利时、加拿大、法国、德国、意大 利、日本、荷兰、瑞士、英国和美国在内的世界股票市场之间分割或 一体化的关系，结果发现美国市场与世界市场之间既拒绝分割也拒绝 一体化。 Stehle 首次以 CAPM 模型为基础对市场分割与一体化检验方法进 行革新，使市场分割性研究由以前分析指数相关性向前推进了一大步， 为后来学者的同类研究提供方法论指导。其不足之处是对市场的假设 要么是完全分割要么是完全一体化，没有在模型中设置一种中间情况， 即中等程度的分割。 Vihang Errunza 和 Etienne Losq (1985) 检验了世界资本市场的“中 等程度的市场分割”(mild segmentation)假定。他们按照 Solnik (1977) 建议，引进了一种不完美的市场型态——中等程度的市场分割，这种 型态假定有一批投资者由于政府的限制不能交易某些证券构成的证 券子集 (a subset of securities)，而其他的投资者可以不受限制地投资 于任何证券，于是这一证券子集就拥有一个“超额的”(super)风险溢价。 在中等程度市场分割的假定下，Vihang Errunza 和 Etienne Losq 首 先推导出一个定价模式，接着在定价模式的基础上演绎出检验模式， 然后利用从美国随机选取的股票以及九个非发达国家中选取的具有 大交易量的股票 1976－1980 年的月收益率数据作为样本进行实证检 验，检验结果没有与中等程度市场分割假定相违背，因此可以认为中 等程度的市场分割得到支持。 Errunza 和 Etienne Losq 首次在市场分割性研究中假设中等程度 分割情况，而在此之前研究的要么是完全分割，要么是完全一体化。 但是这种方法要求选取的样本股的交易要非常活跃成交量要大，这样 就限制了该方法的适用性。 Philippe Jorion 与 Eduardo Schwartz (1986) 采用 CAPM 模型研究 股票市场指数的分割问题，他们认为，如果市场是一体化的，则世界 市场指数具有均值－方差有效性（mean-variance efficient），这样，只 有被 CAPM 定价过的风险才是相对世界市场指数的系统风险，另一 方面，完全分割的市场就意味着只有国内因素，即国内系统风险才进 入资产定价模型。他们以 CAPM 为理论模型，采用类似于 Stehle (1977) 推导出来的检验模式，运用极大似然估计方法，考察了加拿 大股票市场与整个北美市场一体化还是分割的问题。Jorion 和 Schwartz 利用 1968－1982 年多伦多股票交易所上市的 749 只股票的 月收益率（选取样本时要求每只股票月观察值达 60 个以上）及整个 北美股票市场指数进行实证检验，结果发现市场一体化假设遭到拒绝， 而市场分割假定通过假设检验。其后，他们进一步将样本分为两个子 样本，一个包括同时在加拿大与美国上市的股票（即交叉上市），另 一个不包括交叉上市的股票，实证结果表明两个子样本都拒绝市场一 体化假定，从而说明两个市场是分割的。 Jorion 和 Schwartz 的检验，在理论模式上沿袭前人的成果，检验 模式在 Stehle 的方法上有所推进，尤其改进了对交易不活跃股票的 Beta 系数的估计，其结论为后人研究提供对比基础。 Mustafa N. Gultekin, N. Bulent Gultekin 和 Alessandro Penati (1989) 运用多因素资产定价模型 (Multi-factor Asset Pricing Model)，利用日 本 － 股票周收益率数据，研究了日本与美国股票 市场的一体化问题。1980 年 12 月日本颁布了《外汇外贸管理法》， 完全取消资本管制。他们分别以该法颁布之前的四年及之后的四年作 为子样本研究两个国家的资产定价模式，结果发现在该法颁布之前的 四年内日本与美国股票市场的风险定价是不同的，而在该法颁布之后 的四年内风险定价相同。这就说明两国的股票市场一体化程度随着市 场自由化的深化而增强，进而表明市场分割是由政府的资本管制政策 引起的。 Gultekin, Gultekin 和 Penati 首次在市场分割研究领域中采用多因 素模型，丰富了市场分割研究的方法论；但是这一方法有一个最根本 的缺陷，就是纳入模型的因素的选取带有较大主观性，这势必影响研 究结论的可靠性。 Usha R. Mittoo (1992) 运用了 CAPM 与多因素资产定价两种模式， 重新检验了 1977－1986 年期间（这一期间相对没有资本管制）加拿 大与美国股票市场分割性。在这两种模式下，检验结果显示这一时期 两国股票市场的一体化程度不断加强：1977-1981 年两个市场是分割 的，与 Jorion 和 Schwartz (1986) 对 1968-1982 年两个市场的检验结 论相似；而 1982-1986 年则支持市场一体化假定。此外，他们运用多 因 素 资 产 定 价 模 式 ， 考 察 了 加 拿 大 上 市 公 司 在 美 国 交 易 所 或 NASDAQ 交叉上市的股票及没有在美国上市只在加拿大本土上市的 股票，检验结果表明交叉上市的股票满足一体化假定，而没有交叉上 市的股票更倾向于市场分割假定。 Mittoo 采用 CAPM 模型进行检验时，其方法与 Jorion 和 Schwartz (1986) 相类；采用多因素定价模型检验的方法与 Gultekin, Gultekin 和 Penati (1989) 相似。他的突出贡献是分别采用两种模式检验同样 两个市场的分割性，这样就检查了这两个模式进行市场分割检验的效 果大小，结果发现这两种方法的检验力很相近，多因素模式检验力稍 强些，但是多因素方法有我们前文提到过的因素选取有主观性的缺陷。 John Y. Campbell 和 Yasushi Hamao (1992) 运用实证研究方法， 提供了美国与日本的长期资本市场一体化的证据。他们利用美国与日 本的证券组合的每月超过美国国库券（Treasury bill）利率的超额收益 率的可预见性来研究两个国家的长期资本市场的一体化问题。在 1971－1990 年期间，两个国家可采用相似的变量（包括股息－价格 比和利率）来预测超额收益。此外，在 80 年代，采用美国的这些变 量有助于预测日本股票的超额收益，这就说明两个国家的预期超额收 益是同向变动的，从而表明两个国家的长期资本市场趋向一体化。 Campbell 和 Hamao 为市场分割提供了一个新的检验方法，但这一 方法只适用于该文研究的这种特殊案例中，其推广有很大难度。 国内研究情况：从公开发表的文献看，国内在这方面的研究目前 还是空白，从而本文的研究没有前人的研究可供参考，启迪思维；尽 管有国外的相关文献可供参考，但毕竟国外的市场与我国股票市场有 着巨大的差别，所以本文对我国股票市场分割研究在国内的该领域研 究算是开一个头，不免有差错及考虑不周之处。 由于多因素模型因素之选取带有主观性，本文不予采用，而是采 用 CAPM 作为理论模式，然后对 Stehle(1977)最先推导出来，Jorin 和 Schwartz (1986) 以及 Mittoo (1992) 用于检验一国股票市场与全球 市场之间分割性的检验模式进行综合、整理与修正，移植到我国国 内 A、B 股市场之间的分割性检验，同时对估计方法与估计过程进行 改进。 二、A、B 股市场分割的实证检验设计 下文先进行 B 股市场与整个股票市场之间的一体化(分割性)检验。 (一) 样本选取 为了比较不同时期市场一体化或分割性的变化，我们选取两个不 同的样本期进行研究。 第一个样本：取 1994 年 1 月 15 日前上市的 B 股为样本股，以 .—.的交易收盘价为研究对象。这样的样本股上海有 20 只，深圳有 19 只，其上市公司都是双重挂牌(dual listing)公司。在检 验过程中， 分别以间隔双周及一个月的收益率计算，用以比较 计 算间隔期之不同对检验结果的影响。 第二个样本：取 1997 年 6 月 30 日前上市的 B 股为样本股，以   .—.的交易收盘价为研究对象。这样的样本股上海有 41 只，其中只发行 B 股而无 A 股的公司有 5 家；深圳有 47 只，其中只 发行 B 股而无 A 股的公司有 9 家。由于样本期短，而估计 至少需 要六十个收益率观察值，所以 以间隔双周的收益率计算。 (二) 检验模式的选择与调整 i 下面采用 CAPM 作为理论模式，接着对 Stehle(1977)最先推导出 来，Jorin 和 Schwartz (1986) 以及 Mittoo (1992) 用于检验一国股票市 场与全球市场之间分割性的检验模式进行综合、整理与修正，然后移 植到我国国内 A、B 股市场之间的分割性检验。 给定 Black 的 CAPM 模型： (1) 式中， 为资产 的期望收益率， 为无风险收益率， 为零 - 资产收益率与无风险收益率之差， ， 为市场 组合收益率。 如果 A、B 股市场一体化，则综合市场指数具有均值-方差有效性， 即股票定价完全由综合市场组合收益率 决定，B 股指数收益率 不 进入资产定价模型，也就是相对于 B 股市场组合收益率 的系统风 险 对资产定价没有任何解释力，但是，很显然不能通过一个对 的单元回归来加以检验，因为 B 股市场组合收益率与综合市场组合 收益率正相关，而对两个市场组合收益率的多元回归则会由于存在多 重共线性而无法进行。 因此，我们必须将 B 股市场组合收益率中与综合市场组合收益率 不相关的部分分离出来，我们取 B 股指数收益率代表 B 股市场组合   iFi RRE  10)(  )( iRE i FR 0  01 )(   FM RRE MR IR BR BR B i BR 收益率，取综合指数收益率代表综合市场组合收益率，这样通过作 B 股指数收益率对综合指数收益率的投影就可将不相关部分分离出来。 (2) 为回归残差项，其含义是 B 股指数收益率中与综合指数收益 率无关的那一部分， 。 于是市场一体化的检验模式为 (3) 式中， 为股票 的期望收益率， 为无风险收益率， 、 、 为常数， 为相对于综合市场指数收益率的系统风险， 为相对于残差 的系统风险。 如果市场完全一体化，则 。 一只股票 的风险收益率可分为三部分：第一部分与综合市场收 益率完全相关，第二部分与残差完全相关，第三部分与这两个因素都 无关。于是有： (4) 式中， 于是有： (5) 将式(3)代入式(5)，且由式(1)可得 ，于是有 (6) 检验市场一体化，就是检验式(6)中 是否成立。 对于市场分割检验模式的推导与上述市场一体化检验模式的推 IBFIFB VRRaaRR  )(10 IBV  0),cov()(   IIBIB RVVE IB i IBI i II Fi RRE   210)( )( iRE i FR I 0 I 1 IB 2 I i IB i  IBV  02  IB i I ittIB IB iIt I iiFtit eVRRR    , )()( It I iFtiti RERRE   I ittIB IB iItIt I iFtitFtit eVRERRRERR    ,))(()(  I FI I RRE 01 )(   I ittIB IB iFtIt I i IB i IB I i I Ftit eVRR RR     ,2 0 )( )1(   02  IB 导过程相似，只需将各公式中变量上标或下标 与 的位置互换即可。 于是，对于市场分割只需检验在式(7)中， 是否成立。 (7) (三) 估计方法的推导与选择 第一步，将样本股按 或 排序后分组。 分别采用式(8)~(11)估计样本股相对综合指数收益率与 B 股指数 收益率的系统风险 与 。由于 B 股交易比较不活跃( infrequent trading)，为了减少交易不活跃股票的系统风险度量误差，我们采用 Dimson(1979)提出来的方法 ii，估计滞后两期 、滞后一期 、同 期 、提前一期 ，然后将它们加总，得到 。 (8) (9) (10) (11) 采用两种方法分组： ：先按 大小排序，将样本股等分为 组，再对每组股票 按 大小排序，每组等分为 小组，这样共得到 个组，每组 有 只股票。 ：先按 大小排序，将样本股等分为 组，再对每组股票 按 大小排序，每组等分为 小组，这样共得到 个组，每组 B I 02  BI B ittBI BI iFtBt B i BI i BI B i B Ftit eVRR RR     ,2 0 )( )1(   BI  ˆˆ IB  ˆˆ I̂ B̂ 2 ˆ  1ˆ 0̂ 1̂ ̂ itktI k I ik I iit RR      , 1 2    1 2 ˆˆ k I ik I i  itktB k B ik B iit RR      , 1 2    1 2 ˆˆ k B ik B i  BI  ˆˆ Ii̂ 1n B i̂ 2n 21nnN  N 样本股数 IB  ˆˆ Bi̂ 1n I i̂ 2n 21nnN  有 只股票。 计算各组的平均收益率： (12) i=1, 2, …, N 是第 个投资组合在 时刻的收益率， 表示组合中所有股 票在 时刻的收益率之和。 第二步，求残差序列 。 (13) 采用普通最小二乘法（OLS）对(13)进行估计，得到残差 第三步，求股票组合相对综合指数收益率与 B 股指数收益率的系 统风险 、 。 (14) i=1, 2, …, N (15) (16) 对方程组(14)采用普通最小二乘法（OLS）进行估计 iii，求出 及 ，（k=-2, -1, 0, 1），然后根据式(15)与式(16)计算出 、 。 第四步，求出 的初始估计值 对式(14)两边求期望，再与式(3)比较可得： (17) N 样本股数 N R R jtpit   pitR i t jtR t tIBV , tIBFtItFtBt VRRaaRR ,10 )(  tIBV , I pi̂ B pi̂ pitktIB k IB pik k ktI I pikpipit eVRR        , 1 2 1 2 ,     1 2 ˆˆ k I pik I pi      1 2 ˆˆ k IB pik IB pi  I pik̂ IB pik ̂ Ipi̂ IB pi ̂ I 0  )ˆ1()ˆ1(ˆ 0 I pi II piFpi R   使用从方程组(14)回归中得到的 个残差序列，计算这些方程的 同期协方差阵的估计量 ，然后运用广义最小二乘法（GLS）对式(17) 进行回归分析，估计出： iv (18) 式中， 、 采用式(14)估计所得估计值， 是元素为 1 的 阶向量。 第五步，求出 的初始估计值 由(3)知道 以 前 面 估 计 出 来 的 、 作 为 已 知 值 ， 运 用 面 板 数 据 (Panel-data)采用最小二乘法（OLS）拟合回归方程： (19) 1，2，…， ; 1, 2, …, 可得 的初始值 。 第六步，估计 的最终值 由式(6)知： (20) 这是一个非线性方程，我们采用泰勒级数展开式（Taylor series expansion）将非线性因子 与 线性化 v，以便于进行回归估 计。 N ̂ )ˆ1(ˆ)ˆ1( )ˆ1(ˆˆ ˆ 1 1 0 I piN I piN I piNpiI         pi̂ I pi̂ N1 N IB 2 pit IB pi IBI pi II Ftpit RR    210 I pi̂ IB pi ̂ IB pi IBI pi I Ftpit bRR   ˆˆ 210 i N t iT IB 2 IB 2̂ IB 2 I pittIB IB piFtIt I pi IB pi IBI pi I Ftpit eVRR RR      , 20 )( )1(   I pi I  0 IB pi IB   2 (21) (22) 将式(21)与式(22)代入式(20)可得线性化后的方程： (23) 对式(23)采用系统估计法——似无关回归(SUR)方法进行回归，可 估计出系数 、 、 与 ，查看回归系数 的 T 统计检验值 判断它的统计显著性。 市场分割检验的实证估计方法与上述方法类似。 从估计方法与估计过程看，本文主要做了以下改进：一是对交易 不活跃的 B 股个股的系统风险的估计采用 Dimson (1979) 的方法以 减少估计误差；二是对 初值的估计采用广义最小二乘法以提高估计 精度；三是对非线性因子 与 进行线性化以便进行回归估 计；四是引入系统估计法—SUR 对式（23）进行估计，以提高估计 精度。 三、实证检验的过程及结果分析 (一) 估计过程 变量取值 上海 B 股指数采用上证 B 股指数(代码 1a003)，上海 综合指数采用上证指数（代码 1a001）；深圳 B 股指数采用深成 B 股 （代码 2a03），深圳综合指数采用深圳成份指数（代码 2a01）。以 B 股指数为参照系，综合指数取与之对应交易日的数据，B 股个股以 B 股指数交易日为参照，指数有交易 B 股无交易的，补充个股收盘价 I pi II pi II pi I III pi I pi I pi II pi II pi I   ˆˆˆˆ )ˆ(ˆ)ˆ(ˆˆˆ 000 00000   IB pi IBIB pi IBIB pi IB IBIBIB pi IB pi IB pi IBIB pi IBIB pi IB       ˆˆˆˆ )ˆ(ˆ)ˆ(ˆˆˆ 222 22222 I pittIB IBIB pi I FtIt I pi IB pi IBI pi IIB pi IBI pi I Ftpit eVRR RR       )ˆ()ˆ( ˆ)ˆ1(ˆˆˆˆ ,20 2020   I 0̂ I pi̂ IB 2̂ IB pi ̂ IB2̂ I 0 I pi I 0  IB pi IB 2   （取停牌前一天的收盘价代替），然后采用对指数数据直接求收益率， 对个股价格复权后再求收益率。无风险收益率取央行公布的个人储蓄 三个月定期存款利率。 上交所市场一体化（分割性）检验 1．样本为 1994 年 1 月 15 日前上市的 B 股股票，以及同期价格 指数与无风险收益率，样本期为 —，采用月收益率计算 系统风险。 我们从 20 只满足条件的股票中选取了 16 只作为样本股，计算出 与 ；然后先按 ( )大小将 16 只股票等分为 2 组，接着对每 组按 ( )大小再等分为 2 小组，这样得到 4 个股票组合，每个组 合包括 4 只股票，求得每个组合 78 期收益率。接下来就按前述估计 方法依步估计。 2．样本为 1994 年 1 月 15 日前上市的 B 股股票，样本期为 —，采用双周收益率计算系统风险。 选取与上同样的 16 只股票作为样本，分组方法也相同，因为收 益率计算间隔变短，于是求得 162 期收益率。 3．样本为 1997 年 6 月 30 日前上市的 B 股股票，样本期为 —，采用双周收益率计算系统风险。 从 41 只满足条件的股票中选取 36 只作为样本股，计算出 与 ； 然后先按 ( )大小将 36 只股票等分为 3 组，接着对每组按 ( ) 大小再等分为 3 个小组，这样得到 9 个股票组合，每个组合包括 4 只 股票；再求得每个组合 74 期收益率。接下来就按前述估计方法依步 I i̂ B i̂ I i̂ B i̂ B i̂ I i̂ I i̂ B i̂ I i̂ B i̂ B i̂ I i̂ 估计。 4．样本为 1997 年 6 月 30 日前上市仅发行 B 股的公司股票，样 本期为 —，采用双周收益率计算系统风险。 这样的股票共有 5 只，对其不进行分组，直接进行一体化(分割) 性 检验。 深交所市场一体化（分割性）检验 1．样本为 1994 年 1 月 15 日前上市的 B 股股票，样本期为 —，采用月收益率计算系统风险。 从 19 只满足条件的股票中选取 16 只股票作为样本，分组方式与 上交所第 1 种情形相同，每个组合的收益率也是 78 期。 2．样本为 1994 年 1 月 15 日前上市的 B 股股票，样本期为 —，采用双周收益率计算系统风险。 与第 1 种情形相同，只是每个组合的收益率期数增加为 161 期。 3．样本为 1997 年 6 月 30 日前上市的 B 股股票，样本期为 —，采用双周收益率计算系统风险。 从 47 只满足条件的股票中选取 45 只作为样本，计算出 与 ； 然后先按 ( )大小将 45 只股票等分为 3 组，接着对每组按 ( ) 大小再等分为 3 个小组，这样得到 9 个股票组合，每个组合包括 5 只 股票；再求得每个组合 73 期收益率。接下来就按前述估计方法依步 估计。 4．样本为 1997 年 6 月 30 日前上市仅发行 B 股的公司股票，样 本期为 —，采用双周收益率计算系统风险。 I i̂ B i̂ I i̂ B i̂ B i̂ I i̂ 满足条件的股票共有 9 只，不对其分组，直接依估计方法进行一 体化(分割)性检验。 (二) 实证结果分析 按上述估计方法进行实证分析，我们得到的实证结果如表 1 与表 2 所示。 从上交所的情况看，采用月收益率计算系统风险进行检验的结果 表明，1994 年 1 月以前上市的 B 股在 1994-2000 年间与整个股市具 有较强的一体化。如表 1 所示， 的估计值都是不显著的，所以我 们不能拒绝 B 股与整个股市的一体化；但 的估计值在 排序 方式下在 5%显著性水平下显著，在 排序方式下在 1%显著性水 平下显著，所以我们拒绝 B 股与整个股市之间的分割性原假设。 在采用双周收益率进行检验时，发现 1994 年 1 月以前上市的 B 股在 1994-2000 年间与整个股市之间的一体化是不稳定的，对排序方 式敏感。在 排序方式下，既不能拒绝一体化假设也不能拒绝分 割性假设，因为表 1 中的实证结果表明， 、 的估计值都不显 著；但在 排序方式下，既拒绝完全一体化也拒绝完全分割， 的估计值在 5%的显著性水平下显著，而 的估计值在 1%显著性水 平下显著。 表 1 上海交易所市场一体化(分割性)检验结果 一体化检验 分割性检验 样本 样本期 收益率 间隔期 排序方式 1994 年 前上市 1994~2000 一个月 () () () ** () IB 2 BI  2 BI  ˆˆ IB  ˆˆ BI  ˆˆ IB 2 BI  2 IB  ˆˆ IB2 BI  2 I 0 IB 2 B 0 BI  2 BI  ˆˆ () () () *** () () () () () 的双重 挂牌公 司 1994~2000 双 周 () ** () () *** () () () () *** () 1997 年 7 月前 上市的 双重挂 牌公司 1997~2000 双 周 () () () *** () 仅发行 B 股的 公司 1997~2000 双 周 无排序 () () () () 一体化检验的零假设为 ，分割性检验的零假设为 ***表示在显著性水平为 1%时拒绝零假设； **表示在显著性水平为 5%时拒绝零假设； *在显著性水平为 10%时拒绝零假设。 1997 年 7 月以前上市的 B 股在 1997-2000 年 6 月期间的一体化 较强。从表 1 中的结果可知，无论采用哪种方式排序， 的估计值 都不显著，所以我们不能拒绝一体化假设；而 的估计值都在 1% 的显著性水平下显著，因此我们拒绝分割性假设。 只发行 B 股的公司的检验结果表明，既不能拒绝一体化假设也不 能拒绝分割性假设，因为 、 的估计值都不显著。 综 上 所 述 ， 采 用 月 收 益 率 的 一 体 化 强 于 采 用 双 周 收 益 率 ； 1997~2000 年期间 B 股与整个股市的一体化比 1994~2000 年期间强， 这表明随着时间的推移一体化有加强之趋势；双重上市公司 B 股与 整个股市的一体化强于只发行 B 股的公司。 表 2 深圳交易所 A、B 股市场一体化(分割性)检验结果 样本 样本期 收益率 排序方式 一体化检验 分割性检验 IB  ˆˆ BI  ˆˆ IB  ˆˆ BI  ˆˆ IB  ˆˆ 02  IB 02  BI IB 2 BI  2 IB 2 BI  2 间隔期 () () () () 1994~2000 一个月 () () () () () () () *** () 1994 年 前上市 的双重 挂牌公 司 1994~2000 双 周 () () () *** () () () () *** () 1997 年 7 月前 上市的 双重挂 牌公司 1997~2000 双 周 () () () *** () 仅发行 B 股的 公司 1997~2000 双 周 无排序 () *** () () () 一体化检验的零假设为 ，分割性检验的零假设为 ***表示在显著性水平为 1%时拒绝零假设； **表示在显著性水平为 5%时拒绝零假设； *在显著性水平为 10%时拒绝零假设。 从深交所的情况看，与上交所不同，采用双周收益率比采用月收 益率的一体化强。如表 2 所示，采用月收益率进行检验，1994 年 1 月以前上市的 B 股在 1994-2000 年间与整个股市既不能拒绝完全一 体化也不能拒绝分割性假设。因为从表 2 中的回归结果可以发现，无 论是采用 还是 排序， 与 的估计值都是统计不显 著。当采用双周收益率进行分割性检验时，在两种排序方式下， 与 的估计值都在 1%显著性水平下显著，这样我们就可以拒绝分 割性原假设；而采用双周收益率进行一体化检验时，在两种排序方式 下， 与 的估计值都不显著，故不能拒绝一体化原假设。 采用双周收益率对 1997 年 7 月以前上市的 B 股在 1997~2000 年 6 月期间的一体化进行检验，我们发现，无论采用哪种方式排序， I 0 IB 2 B 0 BI  2 BI  ˆˆ IB  ˆˆ BI  ˆˆ IB  ˆˆ BI  ˆˆ IB  ˆˆ 02  IB 02  BI BI  ˆˆ IB  ˆˆ IB2 BI  2 IB 2 BI  2 IB 2 BI  2 IB 2 与 的估计值都不显著，如表 2 所示，所以我们不能拒绝一体化假 设；而进行分割性检验时， 与 的估计值都在 1%的显著性水平 下显著，因此我们拒绝分割性假设，从而认为 1997 年 7 月前上市的 B 股在 1997~2000 年期间具有较强的一体化。 只发行 B 股的公司的检验结果表明，拒绝一体化假设但不能拒绝 分割性假设，如表 2 所示， 的估计值在 1%的显著性水平下统计 显著，而 的估计值不显著。 综上所述，采用月收益率的一体化弱于采用双周收益率；采用双 周收益率检验，1994-2000，1997~2000 年期间 B 股与整个股市的一 体化都较强；双重上市公司 B 股与整个股市的一体化强于只发行 B 股的公司，只发行 B 股的公司拒绝一体化假设。 四、结论 从上面实证结果分析可知，上海与深圳两个交易所 B 股与整个股 市具有较强程度的一体化，但是一体化对计算收益率的间隔期敏感， 因此我们不能得出 B 股与整个股市完全一体化的结论，尤其是只发 行 B 股的公司与整个股市的一体化程度更差些。但尽管如此，实证 结果表明， 的估计值显著非零的次数远多于 ，这就是说更倾 向于拒绝分割性假设。这样，我们认为，总的看来，B 股市场与整个 股市在相当程度上是一体化的，由于 A 股市场是构成整个股市的最 主要部分，因此 B 股与 A 股一体化程度较高，尽管这样一个结果与 我们的直觉可能很不一样的。 BI  2 IB 2 BI  2 IB 2 BI  2 BI  2 IB 2 参考文献： Alexander, Gorgon J., Cheol S. Eun, and S. Janakiramanan, 1987, Asset Pricing and Dual Listing on Foreign Capital Markets: A Note, Journal of Finance 42, 151-158 Bekaert, Geert, and Campbell Harvey, 1995, Time Varying World Market Integration, Journal of Finance 50, 403-444 Black, F., M. C. Jensen and M. Scholes, “The Capital Asset Pricing Model: Some Empirical Tests,” in: . Jensen(ed.), Studies in the Theory of Capital Markets (Praeger, New York, N. Y. 1972) Campbell, John, and Yasushi Hamao, 1992, Predictable Stock Returns in the United States and Japan, Journal of Finance 47, 43-69 Dimson, E., 1979, Risk Measurement When Shares Are Subject to Infrequent Trading, Journal of Financial Economics 7, 197-226 Errunza,Vihang Etienne Losq, 1985, International Asset Pricing under Mild Segmentation: Theory and Test, Journal of Finance 40, 105-124 Eun, Cheol S., and S. Janakiramanan, 1986, A Model of International Asset Pricing with a Constraint on the Foreign Equity Ownership, Journal of Finance 41, 897-914 Fama, E. 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R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach, Journal of Financial Economics 10, 3-27 2023 年 6 月 27 日星期二 12:55:31 :5512:55: 时 55 分 12 时 55 分 31 秒 Jun. 27, 2327 June 202312:55:31 PM12:55:31 0 )1( ii   注释： i 市场一体化（分割）检验模式最早由 Stehle (1977) 推导出来，后经 Jorion 和 Schwartz(1986) 以及 Mittoo(1992)改造，运用于加拿大证券市场与世界证券市场之间的一体化检验。本文将 他们的检验模式加以修正，用于中国国内 B 股市场与整个股票市场之间的一体化（分割） 性检验。参见：Stehle, 1977, an Empirical Test of the Alternative Hypotheses of National and International Pricing of Risky Assets; Jorion and Schwartz,1986, Integration vs. Segmentation in the Canadian Stock Market; Mittoo, 1992, Additional Evidence on Integration in the Canadian Stock Market。 ii 使用 Dimson 方法估计的β误差减少，参见：Dimson, 1979, Risk Measurement When Shares Are Subject to Infreqent Trading. iii 在 Gibbons 的多元回归模型（MVRM）中对式（14）的估计采用 OLS 分别对每个方程进 行估计。参见：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach. iv Black, Jensen 和 Scholes(1972)曾采用普通最小二乘法估计 。参见：Black, F., M. C. Jensen and M. Scholes, 1972, the Capital Asset Pricing Model: Some Empirical Finding. v Gobbins(1982)在将 Black 版的 CAPM 的非线性限制 线性化时也是采用泰勒级 数展开式。参见：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.