我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)弱式有效性的實(shí)證分析

王紅+陳帥

內(nèi)容摘要：本文根據(jù)市場(chǎng)有效性假說，采用Wild Bootstrap方差比方法，基于創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)（399006）和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)（399102），對(duì)我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的有效性進(jìn)行研究。研究結(jié)果表明，我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)具有弱式有效性。

關(guān)鍵詞：我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng) 弱式有效性 Wild Bootstrap方差比檢驗(yàn)

引言

一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)，創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開各種高新科技企業(yè)的推動(dòng)，而這些高新科技企業(yè)的創(chuàng)建和發(fā)展也離不開為其提供融資的資本市場(chǎng)。美國(guó)的納斯達(dá)克市場(chǎng)正是這樣的一個(gè)資本市場(chǎng)。在過去幾十年間，通過納斯達(dá)克這個(gè)平臺(tái)，微軟、谷歌、蘋果等眾多高新科技企業(yè)茁壯成長(zhǎng)，成為美國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力。

回顧我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程，雖然經(jīng)過30多年的快速發(fā)展，我國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了舉世矚目的成就，但是我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)依然存在諸多不足，其中一點(diǎn)就是中小型創(chuàng)新型企業(yè)在傳統(tǒng)金融體系中缺乏融資渠道，發(fā)展速度受到嚴(yán)重限制。正是由于存在這個(gè)原因，諸如百度、騰訊之類的大型高新、高科技企業(yè)在主板融資受阻后都尋求在境外市場(chǎng)—如美國(guó)納斯達(dá)克市場(chǎng)，進(jìn)行融資。因此，成立創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)，為中小型創(chuàng)新型企業(yè)拓寬融資渠道已成當(dāng)務(wù)之急。

懷著建設(shè)我國(guó)納斯達(dá)克的夢(mèng)想，經(jīng)過十年的艱難籌備過程，2009年10月23日我國(guó)創(chuàng)業(yè)板在深交所正式開盤，首批上市共28家企業(yè)。之后創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)快速發(fā)展，截至2013年底，共有355家公司在創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)上市，總市值達(dá)到15091.98億元，流通市值達(dá)到8218.83億元（數(shù)據(jù)來源于《2013年深圳證券市場(chǎng)概況》），發(fā)展勢(shì)頭顯著好于中小板市場(chǎng)。

但是，快速發(fā)展背后依然隱藏著問題：從整個(gè)市場(chǎng)層面看，創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)走勢(shì)不佳，發(fā)展并不盡如人意；從公司層面看，行業(yè)分布過度集中于制造業(yè)，公司成長(zhǎng)速度緩慢，科研投入低，上市募集資金使用效率低，市盈率過高。而這些問題又令廣大創(chuàng)業(yè)板支持者擔(dān)憂，創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)是否充分發(fā)揮了為高科技中小企業(yè)融資的功能，是否是一個(gè)能有效分配經(jīng)濟(jì)金融資源的資本市場(chǎng)呢？

為了回答這個(gè)問題，我們需要分析和研究我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)對(duì)于金融資源的分配效率，而這也正是本文的研究主題。

我們都知道資本市場(chǎng)對(duì)于資源的分配效率，很大程度上反映在該市場(chǎng)中資產(chǎn)的價(jià)格形成機(jī)制與價(jià)格變化反映信息的深度和廣度之中，“有效的市場(chǎng)就是能在資產(chǎn)價(jià)格中完全正確地反映了與資產(chǎn)價(jià)格相關(guān)的信息（Malkiel，1992）”。因此，分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的市場(chǎng)效率就變?yōu)榉治鲑Y產(chǎn)價(jià)格的形成機(jī)制與價(jià)格變化對(duì)信息的反映程度上，即分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的市場(chǎng)有效性，而這正是有效性市場(chǎng)理論的研究?jī)?nèi)容。

有效性市場(chǎng)理論，即有效市場(chǎng)假設(shè)理論（Efficiency Market Hypothesis，EMH），是由美國(guó)經(jīng)濟(jì)金融學(xué)家Fama（1965）在其論文《The behavior of stock-market prices》中正式提出的，其認(rèn)為在有效的市場(chǎng)中，股票的價(jià)格能充分反映市場(chǎng)上的信息。其后，F(xiàn)ama（1970）按市場(chǎng)中證券價(jià)格反映的信息集（歷史信息、公開信息和所有信息）將有效市場(chǎng)分為弱式有效、半強(qiáng)式有效和強(qiáng)式有效市場(chǎng)。對(duì)于檢驗(yàn)市場(chǎng)有效性的方法，一般是根據(jù)Malkiel（1992）對(duì)金融市場(chǎng)有效性的涵義，檢驗(yàn)市場(chǎng)有效性就是在一定的信息（集）條件下，檢驗(yàn)市場(chǎng)中資產(chǎn)的收益率是否是可以預(yù)測(cè)的，如果資產(chǎn)的收益率是不可預(yù)測(cè)的，那么從“隨機(jī)性”的角度上來說，市場(chǎng)已經(jīng)達(dá)到了該信息集條件下的有效性。

資產(chǎn)收益的可預(yù)測(cè)性涉及到各個(gè)時(shí)期收益變量的條件分布，但在一定的正則條件下，可以將研究資產(chǎn)收益的可預(yù)測(cè)性轉(zhuǎn)變?yōu)檠芯績(jī)蓚€(gè)時(shí)點(diǎn)t和t+k上的收益率Rt和Rt+k獨(dú)立性（或相關(guān)性）。

從這個(gè)思想出發(fā)，在弱式有效性假設(shè)下，資產(chǎn)價(jià)格的形成機(jī)制一般服從隨機(jī)游走模型：

（1）

其中，μ是任意飄移參數(shù)，T為資產(chǎn)價(jià)格序列的樣本容量，Yt=lnPt為資產(chǎn)價(jià)格的自然對(duì)數(shù)（由于金融資產(chǎn)具有有限責(zé)任制等特性，因此，人們通常假定資產(chǎn)價(jià)格的自然對(duì)數(shù)Pt=lnPt服從隨機(jī)游走模型），Δ為一階差分算子。在該模型背景下，檢驗(yàn)市場(chǎng)的弱式有效性就轉(zhuǎn)變?yōu)闄z驗(yàn)資產(chǎn)價(jià)格是否服從隨機(jī)游走模型，即檢驗(yàn)隨機(jī)游走模型中的關(guān)鍵性質(zhì)E（εt）=0，t∈T和E（εtεt-j）=0，t∈T，j>0。

從這個(gè)模型出發(fā)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)各國(guó)資本市場(chǎng)是否具有弱式有效性作了大量的研究。最早使用序列相關(guān)性檢驗(yàn)分析市場(chǎng)有效性的是Solnik（1974）。他使用序列相關(guān)性檢驗(yàn)對(duì)歐洲主要市場(chǎng)的個(gè)股相關(guān)收益模式進(jìn)行研究，結(jié)果表明這些市場(chǎng)的股票價(jià)格支持隨機(jī)游走假設(shè)。

除了使用序列相關(guān)性檢驗(yàn)或游程檢驗(yàn)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格序列隨機(jī)游走假設(shè)進(jìn)行研究外，也有許多學(xué)者對(duì)于隨機(jī)游走模型的檢驗(yàn)方法提出許多新方法和新思路。其中比較有代表性的Lo和Mackinley在1988年提出的方差比檢驗(yàn)（Variance Ratio Test）。并且，Lo和Mamaysky（2000）證明，方差比率檢驗(yàn)方法比序列相關(guān)性檢驗(yàn)和游程檢驗(yàn)方法更加有效。

在此之后，許多學(xué)者也開始使用方差比檢驗(yàn)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究。最初是Lo和Mamaysky（1988）利用異方差調(diào)整后的統(tǒng)計(jì)量的近似分布進(jìn)行方差比檢驗(yàn)方法，對(duì)1962年至1985年間的美國(guó)股票指數(shù)周收益進(jìn)行了研究，結(jié)果表明美國(guó)證券市場(chǎng)不服從隨機(jī)游走模型。Frennberg和Hansson（1993）使用方差比方法對(duì)1919年至1990年瑞典股票市場(chǎng)進(jìn)行了隨機(jī)游走檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)瑞典股市在過去的72年中不服從隨機(jī)游走模型。

除了對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家證券市場(chǎng)分析研究外，許多學(xué)者也將目光投向新興市場(chǎng)。Hoque和Kim（2007）對(duì)亞洲8個(gè)新興國(guó)家（地區(qū)）股票市場(chǎng)有效性進(jìn)行了研究，結(jié)果表明這些國(guó)家的股票市場(chǎng)不符合隨機(jī)游走假設(shè)。與之相反的是，Kim和Shamsuddin（2008）利用多重方差比檢驗(yàn)和蒙特卡羅方法對(duì)亞洲股票市場(chǎng)的弱式有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)，研究表明中國(guó)香港、日本、韓國(guó)及中國(guó)臺(tái)灣等地的股市符合隨機(jī)游走假設(shè)，屬于弱式有效性市場(chǎng)。endprint

對(duì)于我國(guó)資本市場(chǎng)的有效性水平（程度），許多學(xué)者也提出了自己的觀點(diǎn)，但研究方向則多集中于研究主板市場(chǎng)是否達(dá)到弱式有效上。并且，由于不同學(xué)者使用的檢驗(yàn)方法存在區(qū)別，檢驗(yàn)的時(shí)間區(qū)間也存在區(qū)別，所以得到的結(jié)果也大相徑庭。

某些學(xué)者認(rèn)為我國(guó)主板市場(chǎng)未達(dá)到弱勢(shì)有效性。吳世農(nóng)（1994）對(duì)收盤價(jià)格序列進(jìn)行自相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)樣本時(shí)間序列與滯后1或5日的序列存在顯著線性關(guān)系，因而認(rèn)為滬市不具有弱式有效性。胡昌生和劉宏（2004）使用AR-GARCH-M模型對(duì)1992年5月21日至2003年9月2日的滬深市場(chǎng)收益率及其平方的相關(guān)性進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)滬深股市都不具備弱式有效的特征。

但近年來通過對(duì)主板市場(chǎng)上資產(chǎn)價(jià)格形成機(jī)制進(jìn)行研究來分析主板市場(chǎng)的有效性狀況的研究結(jié)果，則多支持中國(guó)的主板市場(chǎng)（至少是滬市）基本達(dá)到了弱式有效性這一結(jié)果。鄧子來、胡健（2001）使用游程檢驗(yàn)和自回歸檢驗(yàn)研究了上海證券交易綜合指數(shù)成分股中的20家企業(yè)和深圳股市綜合指數(shù)成分股中的30家企業(yè)，結(jié)果表明市場(chǎng)價(jià)格服從隨機(jī)游走假設(shè)。劉維奇和史金鳳（2006）使用Wild Boostrap方法對(duì)上證綜指和深證綜指進(jìn)行研究，結(jié)果表明上證綜指服從隨機(jī)游走模型，但深證綜指卻不支持隨機(jī)游走假設(shè)。吳建環(huán)和趙君麗（2007）將上證指數(shù)和上證成指劃分為兩個(gè)階段，使用序列相關(guān)檢驗(yàn)和游程檢驗(yàn)進(jìn)行了分段檢驗(yàn)，研究表明滬深兩市均達(dá)到弱式有效性。王云云（2009）使用序列相關(guān)性和單位根檢驗(yàn)對(duì)上證綜合指數(shù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明滬市符合弱式有效性要求。李佳和王曉（2010）使用方差比方法對(duì)滬深300指數(shù)以及基金金鑫的歷史收益率進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)中國(guó)股票市場(chǎng)在短期是弱式有效的，但從中長(zhǎng)期來看是基本無(wú)效的。許沁（2012）使用方差比檢驗(yàn)對(duì)上證綜合指數(shù)和深圳綜合指數(shù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明2005 年到2008年股市存在顯著震蕩，而股改措施對(duì)改善我國(guó)股市的有效性起了推動(dòng)作用。

雖然我國(guó)創(chuàng)業(yè)板創(chuàng)立較晚，但也受到了許多專家學(xué)者的關(guān)注。楊偉偉、李燁（2010）研究了創(chuàng)業(yè)板上市的10只股票，對(duì)股票收益率數(shù)據(jù)進(jìn)行了自相關(guān)檢驗(yàn)和游程檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)達(dá)到了弱式有效性。徐甜（2012）使用擴(kuò)展單位根檢驗(yàn)（ADF）和動(dòng)態(tài)游程檢驗(yàn)研究了創(chuàng)業(yè)板指數(shù)和10只股票數(shù)據(jù)，研究表明我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)達(dá)到了弱式有效性，并且市場(chǎng)有效性不斷提高。謝靜（2012）研究了創(chuàng)業(yè)板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)周收益率和日收益率，實(shí)證結(jié)果表明我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)沒有完全達(dá)到弱式有效性。錢國(guó)軍（2013）通過序列相關(guān)、游程檢驗(yàn)和方差比檢驗(yàn)對(duì)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)（399006）進(jìn)行分析，得出創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)已到達(dá)弱式有效性。

雖然有許多學(xué)者對(duì)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的有效性狀況提出了自己的看法，但是筆者認(rèn)為他們的觀點(diǎn)都存在著些許瑕疵，例如按照過去對(duì)其他市場(chǎng)收益率的分析，市場(chǎng)收益一般不服從正態(tài)分布，是一個(gè)存在著“尖峰”、“厚尾”的有偏分布，這導(dǎo)致使用依賴于正態(tài)分布假設(shè)的檢驗(yàn)方法（自相關(guān)檢驗(yàn)、游程檢驗(yàn)）得到的結(jié)果可能存在問題；還有就是擴(kuò)展單位根檢驗(yàn)只能說明價(jià)格序列是一個(gè)一階單整過程，并不能說明不同時(shí)點(diǎn)上的價(jià)格（收益）不存在相關(guān)性（王云林，2008）；最后就是，某些文獻(xiàn)中僅使用部分期限上的方差比檢驗(yàn)對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，缺乏對(duì)于整個(gè)樣本時(shí)間區(qū)間上有效性狀況的把握。

由于Wild Bootstrap方差比方法具有對(duì)收益分布的要求低（可以不服從正態(tài)分布，存在異方差問題），具有良好的小樣本性質(zhì)，可以對(duì)多個(gè)期限上的收益方差進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)等優(yōu)勢(shì)。因此，本文擬采用Wild Bootstrap方差比方法對(duì)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)（399006）和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)（399102）進(jìn)行檢驗(yàn)，以此來分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)是否具有弱式有效性。

Wild Bootstrap方差比檢驗(yàn)法

如前所述，可以通過檢驗(yàn)市場(chǎng)中的資產(chǎn)價(jià)格是否服從隨機(jī)游走模型來檢驗(yàn)市場(chǎng)是否具有弱式有效性。對(duì)于如何檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否符合隨機(jī)游走模型，一種流行的方法是由Lo和Mackinlay（1988、1989）多次提出的方差比檢驗(yàn)，該方法通過比較數(shù)據(jù)一階差分（收益）在不同時(shí)間間隔上的方差來檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的可預(yù)測(cè)性。假如我們假設(shè)數(shù)據(jù)服從隨機(jī)游走模型，則原始序列的q期差分的方差應(yīng)該是1期差分方差的q倍，即：

。

檢驗(yàn)實(shí)際數(shù)據(jù)滿足或是拒絕該性質(zhì)是方差比檢驗(yàn)的基礎(chǔ)。

（一）基礎(chǔ)方差比檢驗(yàn)

從隨機(jī)游走模型這個(gè)性質(zhì)出發(fā)，Lo和Mackinlay（1988）構(gòu)造了兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，用于檢驗(yàn)在關(guān)于εt的不同原假設(shè)下的隨機(jī)游走性質(zhì)。

首先， Lo和Mackinlay提出了一個(gè)較強(qiáng)的假設(shè)：εt獨(dú)立同分布（i.i.d）且εt服從方差為σ2的正態(tài)分布，我們可以將這一假設(shè)記為i.i.d假設(shè)（the i.i.d null）。接著，Lo和Mackinlay弱化了i.i.d假設(shè)，允許εt服從一般形式的條件異方差和不獨(dú)立。這個(gè)假設(shè)某些時(shí)候被記為鞅假設(shè)（the martingale null），因?yàn)樗峁┝艘怀浞郑ǖ槐匾┑摩舤條件，它要求εt為一鞅差分序列（m.d.s）。

我們可以定義一階差分序列的均值和q -滯后差分的方差：

（2）

則相應(yīng)的方差比為。一般情況下，方差估計(jì)可能是有偏的，根據(jù)Lo和MacKinlay的檢驗(yàn)，式（2）中的T在沒有漂移項(xiàng)μ的情況下使用（T-q+1）代替，在有漂移項(xiàng)μ的情況下使用（T-q+1）/（1-q/T）代替。

Lo和MacKinlay給出的方差比z-統(tǒng)計(jì)量：

（3）

在選擇合適的（q）估計(jì)的調(diào)價(jià)下，是漸進(jìn)服從N（0，1）分布。

在i.i.d假設(shè)下，（q）有如下估計(jì)：

而在m.d.s假設(shè)下，使用核估計(jì)量：

其中，

（4）

在此條件下，檢驗(yàn)隨機(jī)游走模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εt具有E（εtεt-j）=0，j>0性質(zhì)的原假設(shè)為VR（q）=0。endprint

（二）聯(lián)合方差比檢驗(yàn)

由于方差比檢驗(yàn)適用于每一個(gè)差分q>1，所以一般是在許多選定的q計(jì)算統(tǒng)計(jì)量。

為了控制聯(lián)合檢驗(yàn)的規(guī)模，Chow和Denning（1993）提出了一個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)計(jì)量，該統(tǒng)計(jì)量基于假設(shè)：對(duì)VR（qi）=1，i=1，2，…，l，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為。Chow-Dening統(tǒng)計(jì)量P值的上界由參數(shù)為l和T自由度的學(xué)生化最大模（Studentized Maximum Modulus，SMM）分布確定。根據(jù)Chow和Denning的結(jié)果，本文近似使用漸進(jìn)（T=∞）SMM分布。

第二種方法是利用i.i.d假設(shè)下的方差比檢驗(yàn)。在這個(gè)假設(shè)下，我們可以根據(jù)Richardson和Smith（1991）的研究構(gòu)造方差比檢驗(yàn)的聯(lián)合方差矩陣，并在原假設(shè)VR（qi）=1，i=1，2，…，l下計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)Wald統(tǒng)計(jì)量。在原假設(shè)下，Wald統(tǒng)計(jì)量漸進(jìn)服從自由度為l的卡方分布。

（三）Wild Bootstrap

Kim（2006）提供了一個(gè)wild bootstrap方法用于提高方差比檢驗(yàn)的小樣本性質(zhì)。該方法包括計(jì)算樣本觀測(cè)數(shù)位T的單個(gè)檢驗(yàn)（（Lo和MacKinlay）和聯(lián)合檢驗(yàn)（Chow、 Denning和Wald）。該方法使用均值為0方差為1的隨機(jī)變量對(duì)原始數(shù)據(jù)賦權(quán)，再通過統(tǒng)計(jì)量的bootstrap分布得到結(jié)果。Bootstrap方法的P值是沒有超過估計(jì)統(tǒng)計(jì)量定義的邊界的重復(fù)與所有重復(fù)的分?jǐn)?shù)。其具體計(jì)算步驟如下：

第一，構(gòu)造容量為T的wild bootstrap樣本Rt*=ηt Rt，t=1，2，…，T，其中ηt為均值為0，方差為1的隨機(jī)序列；

第二， 用wild bootstrap樣本計(jì)算MV（q）統(tǒng)計(jì)量的值MV *（q） ；

第三， 重復(fù)第一和第二m次，得到bootstrap抽樣結(jié)果 ；

第四， 使用原始樣本計(jì)算得到MV（q）的邊界MV0；

第五， 計(jì)算P值，即中大于邊界MV0的比例。

若P值大于事先規(guī)定的顯著性水平，則接受原假設(shè)，即資產(chǎn)價(jià)格序列服從隨機(jī)游走假設(shè)，市場(chǎng)是弱式有效的。

數(shù)據(jù)選擇與實(shí)證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)的選擇

本文選取的數(shù)據(jù)為創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)（399006）和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)（399102）收盤價(jià)，數(shù)據(jù)來源為谷歌財(cái)經(jīng)，樣本區(qū)間為2011年1月4日到2014年4月30日，并剔除沒有成交量的交易日。創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)（399006）包括創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)100支樣本股，而創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)涵蓋了創(chuàng)業(yè)板所有的上市股票，都在一定程度上反映了創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的結(jié)構(gòu)和變化，且反映的側(cè)重面有所不同。所以，為了更為全面的分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)有效性，本文將兩者都選為研究樣本。

此外，對(duì)所有的數(shù)據(jù)按照公式

計(jì)算對(duì)數(shù)收益率。其中Pt為創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)或創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)t日的收盤價(jià)。

（二）基礎(chǔ)統(tǒng)計(jì)分析和正態(tài)性檢驗(yàn)

創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)收益率的基本統(tǒng)計(jì)特征如表 1和圖 1所示。

從表 1中可以看到，兩個(gè)樣本收益序列的偏度都小于0，這說明這兩組收益率序列都存在左偏的特征；峰度都大于3，說明都存在“尖峰”、“厚尾”的特征（這一點(diǎn)也可從圖 1中看到）。因此，我們基本可以認(rèn)為收益率序列并不服從正態(tài)分布。

再使用JB檢驗(yàn)對(duì)兩組收益率序列進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

從表 2中可以看到，兩組收益率序列都拒絕了正態(tài)分布假設(shè)，與其他文獻(xiàn)對(duì)于股票收益率統(tǒng)計(jì)特征的研究結(jié)果基本一致。

由于創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)收益率序列都存在“尖峰”、“厚尾”、“有偏”的統(tǒng)計(jì)特征，使得基于正態(tài)分布的傳統(tǒng)檢驗(yàn)隨機(jī)游走模型擾動(dòng)項(xiàng)性質(zhì)的一些統(tǒng)計(jì)方法無(wú)法正確分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)資產(chǎn)價(jià)格的形成機(jī)制。因此，我們需要不依賴于正態(tài)分布假設(shè)的統(tǒng)計(jì)方法來分析創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)資產(chǎn)價(jià)格的形成機(jī)制是否是服從隨機(jī)游走模型。

（三）方差比檢驗(yàn)

首先，使用單個(gè)方差比檢驗(yàn)（（Lo和MacKinlay）對(duì)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，分析這兩個(gè)指數(shù)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)在短期水平（交易期限短于1個(gè)月）上的相關(guān)性狀況，以分析創(chuàng)業(yè)板在短期水平上的弱式有效性狀況，結(jié)果如表3所示。

從表3中可以看到，除創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)在期限q=2外，兩個(gè)指數(shù)樣本都在0.05水平上無(wú)法拒絕原假設(shè)（無(wú)相關(guān)性假設(shè)），通過了方差比檢驗(yàn)。這說明在短期水平（交易期限短于1個(gè)月）的水平上，創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)基本具有弱式有效性。

其次，使用Wild Bootstrap法分析兩個(gè)指數(shù)在整個(gè)樣本范圍上的有效性狀況。選取重復(fù)次數(shù)m=1000，使用R計(jì)算得到結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表 4的結(jié)果，我們可以看到創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)的Wild Bootstrap聯(lián)合方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量MV=2.8722，P=0.3465>0.05，檢驗(yàn)結(jié)果未拒絕原假設(shè)；而創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)的Wild Bootstrap聯(lián)合方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量MV=2.2259，P=0.3564>0.05，檢驗(yàn)結(jié)果也未拒絕原假設(shè)。根據(jù)之前的論述，我們基本可以認(rèn)為在全樣本范圍內(nèi)，創(chuàng)業(yè)板中資產(chǎn)價(jià)格服從隨機(jī)游走模型，創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)已基本達(dá)到弱式有效性。

再次，采用樣本容量為260（一個(gè)交易年度）和520（兩個(gè)交易年度）滑動(dòng)子樣本窗來分析我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)在不同時(shí)點(diǎn)上的弱式有效性，以及選取的樣本區(qū)間對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果的影響關(guān)系，計(jì)算結(jié)果如圖2和圖3所示。圖中的縱軸表示由每組樣本計(jì)算得到的Wild Bootstrap聯(lián)合方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值。

圖2（a）中曲線是對(duì)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)采用樣本容量260（1年的數(shù)據(jù)）的滑動(dòng)子樣本窗，對(duì)每組樣本運(yùn)用Wild Bootstrap聯(lián)合方差比檢驗(yàn)計(jì)算得到的P值。從圖中可以明顯看到，大部分子樣本的P值都大于顯著性水平0.05，因而可以認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)不能拒絕隨機(jī)游走的原假設(shè)。endprint

圖2（b）中曲線是對(duì)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)采用樣本容量520（2年的數(shù)據(jù)）的滑動(dòng)子樣本窗，對(duì)每組樣本運(yùn)用Wild Bootstrap聯(lián)合方差比檢驗(yàn)計(jì)算得到的P值。從圖中可以看到，大部分時(shí)期的樣本計(jì)算得到的P值都大于顯著性水平0.05，不能拒絕原假設(shè)，這說明對(duì)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)進(jìn)行方差比檢驗(yàn)的結(jié)果并不隨著樣本區(qū)間變化發(fā)生變化，檢驗(yàn)結(jié)果是具有穩(wěn)定性的。

圖3中的曲線是對(duì)創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)分別采用樣本容量260和520的滑動(dòng)子樣本窗，對(duì)每組樣本運(yùn)用Wild Bootstrap聯(lián)合方差比檢驗(yàn)計(jì)算得到的P值。從圖中可以看到，對(duì)創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果變化與對(duì)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)的結(jié)果變化非常類似，這從一個(gè)側(cè)面說明了創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)所含的成分股基本包含了市場(chǎng)結(jié)構(gòu)信息，綜合指數(shù)中包含的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)信息在有效性方面與價(jià)格指數(shù)并無(wú)顯著不同。此外，不管是圖3（a）還是圖3（b）中的結(jié)果都顯示創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)無(wú)法拒絕隨機(jī)游走的原假設(shè)。

綜上所述，我們可以基本認(rèn)為我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)已具有弱式有效性，且該結(jié)果并不會(huì)因?yàn)檫x取了檢驗(yàn)樣本時(shí)間區(qū)間的不同而發(fā)生變化。

結(jié)論

本文選取創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)2011年1月4日到2014年4月30日的日收盤價(jià)Pt，對(duì)根據(jù)日收盤價(jià)計(jì)算的連續(xù)日收益率Rt進(jìn)行基本統(tǒng)計(jì)分析和正態(tài)分布檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板價(jià)格指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板綜合指數(shù)的日收益率Rt都不服從正態(tài)分布，因而傳統(tǒng)的、依賴于正態(tài)分布假設(shè)的檢驗(yàn)隨機(jī)游走模型的方法不適用與我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)，而方差比方法具有不要求正態(tài)分布、同方差的優(yōu)勢(shì)，故使用方差比方法對(duì)我國(guó)創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的弱式有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)中的資產(chǎn)（證券）價(jià)格服從隨機(jī)游走模型，可以認(rèn)為其基本已經(jīng)達(dá)到了弱式有效，且該結(jié)果并不會(huì)因?yàn)檫x取了檢驗(yàn)樣本時(shí)間區(qū)間的不同而發(fā)生變化。

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