新冠肺炎疫情下全球股票市場的聯動性研究

（華中科技大學經濟學院，武漢 430074）

引 言

2019年末至今的新冠肺炎疫情不僅對人類的生命健康造成嚴重威脅，也使全球經濟遭受重大損失。為遏制疫情，全球各地都逐漸采取隔離措施，部分經濟體出現短暫的停擺，而金融市場也一度陷入持續走低的狀態。眾多股票市場指數在2020年2月下旬至3月下旬期間，出現持續性大幅下跌的情況，隨后股市頻繁震蕩，回暖速度緩慢。突發疫情對全球股市造成怎樣的影響？各大股市的指數波動間是否存在聯動效應？外部風險的傳導路徑如何？這是當前有待解答的重要問題。

從動態沖擊影響來看，突發事件會對金融市場造成沖擊，且沖擊具有持續性。Maillet和Michel（2005）分析了“9·11” 事件對美、法兩國股市的影響，表明“9·11”事件比往年突發事件對股市的沖擊更大［1］。 楊秀剛和黃玉龍（2011）利用DDM模型估計了金融市場的均衡價格，并且通過VAR模型和VECM模型證實突發事件沖擊對市場價格和均衡價格具有深遠的影響，兩個價格之間存在長期協整關系［2］。張棟凱和齊佳音（2015）基于VAR模型和脈沖響應分析法，證實了“骨湯門事件”引起的群體輿情影響力對企業的股價具有負面沖擊，而且沖擊幅度隨著輿情熱度的衰弱而減少［3］。 李曉林（2013）引入虛擬變量區分不同類型的突發事件，通過VAR模型研究突發事件對我國金融市場的動態沖擊效應，表明不同類型的突發事件對金融市場的動態沖擊效應不同，而且持續時間也不同；通過格蘭杰因果檢驗表明突發事件引起的風險可以通過股票市場和企業債市場傳導至國債市場，股票市場和企業債市場之間可以相互傳導［4］。

從金融市場的聯動性關系來看，不同國家的股票市場之間可能存在一定的聯動性。董燕（2018）選取2001～2017年間上證綜指和道瓊斯股指的收益率數據，通過格蘭杰因果分析得出長期趨勢下，美股對中國股市具有顯著影響，而中國股市對美股影響甚微。短期分階段分析可知，2001～2007年底中美股市幾乎不存在聯動性，2007年后兩國股市聯動性逐漸增強［5］。 李怡芳（2018）選取2013～2018年間上證指數和標普500指數的數據，從相關性分析得出，中美股市長期不存在顯著相關性，短期存在階段性相關；而且上證指數開盤價與標普500收益率的相關性顯著高于上證指數收益率與標普500收益率的相關性。從格蘭杰因果檢驗分析，各個階段標普500指數都是上證指數的的格蘭杰原因，但上證指數不一定是標普500的格蘭杰原因。從Garch模型分析，A股開盤價與美股收益率之間的聯動性高于中美股市收益率之間的聯動性［6］。 張雙妮和張雙蘭（2019）選取2018年1月1日至2018年11月8日間的上證指數、深證指數、道瓊斯指數和納斯達克指數，通過GARCH（1，1）模型得出美股對中國股市具有持久沖擊的影響，并對中國股市未來的波動產生影響的結論；通過VAR模型證實美股對中國股具有較弱的傳導效應；通過格蘭杰因果檢驗可知道瓊斯指數和納斯達克指數是上證指數波動的原因，只有道瓊斯指數是深證指數波動的原因［7］。

綜觀國內外現有研究，我們發現學者們在中美股票市場的聯動性研究方面已有不少成果，但是缺少A股、港股和美股三者聯動性的研究，尤其是在新冠疫情這個特殊的背景環境下的相關研究。本文擬探討突發新冠肺炎疫情背景下全球股票市場收益率變化的聯動性，以及在這個聯動性的框架內股票市場風險的傳導路徑和對動態沖擊的響應程度，并在此基礎上提出相關建議，以期為現有研究做出補充，也為政府和投資者提供參考。

1 股票市場聯動性機理

1.1 聯動性定義

在經濟學中，將聯動性解釋為若干個相互關聯的經濟變量，一旦其中一個經濟變量發生變化，其余的經濟變量也會隨之改變。股票收益率的聯動性指各個股票市場的收益率之間相互影響，出現共同變化的趨勢，體現了收益率之間的因果關系和相關關系。

1.2 金融危機傳染理論基礎

根據金融危機傳染理論，金融市場風險的傳導機制包括基于投資者行為的4種效應，分別為羊群效應、財富效應、資產組合分散下的自實現和注意力配置效應。

（1）信息約束下的投資者羊群效應。在金融市場信息不對稱的情況下，面對金融市場的利空消息，基于理性預期的投資者雖然擁有不同的信息，但是可能朝著相同的方向改變資產組合，從而導致金融市場的投資者羊群效應。因此，在遭受全球疫情的沖擊時，面對股票市場的下跌趨勢，由于對預期情況的謹慎，機構投資者會采取調整投資組合的策略，降低股票的持有比例，而提高債券的持有比例。個人投資者隨后也會做出同樣的反應，從而導致股票的價格降低，債券的價格上升。

（2）財富效應。財富效應主要研究金融市場上資產價格的變化，對不同風險偏好程度投資者的財富水平產生的影響，以及投資組合的變化。在投資者擁有多種資產的投資組合時，一種資產的價格下降既會產生替代效應，又會產生收入效應。在替代效應大于收入效應的情況下，投資者會增加投資比例。在收入效應大于替代效應的情況下，投資者為降低金融資產損失的風險，追求資產的流動性，選擇將部分資產變現，甚至是完全退出金融市場。

（3）資產組合分散下的自實現。假設投資者持有兩國的資產，且這兩個國家的基本面相互獨立，投資者可以選擇將資產持有到期，或者是以固定的收益支付而提前贖回。如果持有到期的收益是關于投資國基本面和投資者數量的增函數，則金融危機是否發生由投資者對其他投資者的預期行為所決定。通常由一個國家的基本面決定一個臨界值，當投資國的基本面低于這個臨界值時，投資者將選擇撤資。

（4）注意力配置效應。假設投資者的認識是瞬時的，并可以無代價完成，但是處理信息和作出決策需要時間，所以投資者會在不同的信息中作出取舍。即部分信息會被投資者重點關注，而另一部分信息則會被忽略，從而形成了投資者注意力的配置。因此，當一國金融危機的信息被大量報道時，投資者會將更多的注意力分配到這個國家金融市場，而減少對其他國家金融市場的關注度，進而導致其他金融市場的內生性波動。

1.3 全球股市聯動性機理

投資者作為股票市場的參與者和決策者，在很大程度上影響了股票市場的走勢。由于投資行為受投資者的情緒和心理預期的影響，而非絕對理性的行為，所以在突發疫情的巨大沖擊下，部分投資者拋售股票的行為所引起的恐慌，將導致“羊群效應”的發生，更多的投資者也隨之拋售股票。不同國家的疫情發展程度，以及新聞報道的關注度都影響了投資者對該國經濟發展的信心，導致投資者心理預期的改變，進而改變其在股票市場中的投資行為。因此，基于投資者心理預期對股票市場聯動性的影響渠道可歸納為圖1。

圖1 股票市場聯動性影響渠道

2 實證分析與結果

2.1 實證設計

本文首先通過協整檢驗證實上證指數、道瓊斯指數和恒生指數之間存在長期穩定多均衡關系，進而利用VAR模型探究全球股市收益率的聯動性，并指出股票市場之間的風險傳導路徑，最后利用脈沖響應函數和方差分解研究動態沖擊對收益率的影響。

2.2 數據的選取及處理

本文選取的數據中，以上證指數作為我國股票市場的代表，以道瓊斯指數作為美國股票市場的代表，以恒生指數作為香港股票市場的代表。

從此次疫情的發展情況看，疫情初期并未引起大眾的足夠重視，自2020年1月20日證實“人傳人”的消息公布后，我國全國范圍內逐步開始隔離政策，股票市場受到一定影響。2020年2月28日全球疫情爆發，全球金融市場都受到沖擊。根據疫情發生的時間，本文選取2019年10月8日至2020年4月24日的數據作為研究樣本，數據均來源于英為財情。由于中國大陸、中國香港、美國的節假日有所差異，造成股市開盤日有所不同，因此對于存在缺失數據的日期進行刪除。股票市場的收益率均采用如下公式計算：

其中，Rit表示第t天的收益率，i＝1代表上證指數，i＝2代表道瓊斯指數，i＝3代表恒生指數。

2.3 實證分析結果

2.3.1 收盤價的描述性統計

上證指數、道瓊斯指數和恒生指數在樣本期的日收盤價走勢分別如圖2～4所示。從圖中可知，2020年1月23日上證指數跌幅明顯，2020年2月3日上證指數出現斷崖式下跌，這是由于疫情在國內爆發對我國股票市場產生了不利的沖擊。2020年2月4日至2月21日之間，我國疫情緩和，股票市場也一路高漲。但是受國外疫情爆發的影響，2020年2月27日上證指數出現大幅下跌，并且在2020年3月5日后，下跌趨勢持續明顯，直至3月23日跌至最低點。

2020年2月19日至2月28日，道瓊斯指數呈連續下跌的狀態，2020年2月29至3月4日總體有小幅回升。但是在2020年3月5日至3月23日之間，道瓊斯指數處于波動下跌階段，并在3月23日達到最低點，這是由于新冠疫情在全球的爆發，民眾的恐慌心理造成股市的震蕩。由于美聯儲多次緊急降息，2020年3月34日之后，道瓊斯指數又呈波動上升的趨勢。

2020年1月17日至2月3日，恒生指數出現連續的大幅下降，這是受新冠疫情在國內爆發的影響。2020年2月4日至2月17日出現小幅回升，但由于全球疫情的爆發，全球金融市場動蕩，境外輸入性病例對香港的防控造成重大壓力等影響，2020年2月18日至3月23日恒生指數總體呈現大幅下跌的趨勢，而隨后呈現波動上升的趨勢。

圖2 上證指數收盤價

圖3 道瓊斯指數收盤價

圖4 恒生指數收盤價

2.3.2 收益率描述性統計

針對樣本期間內數據進行統計性分析，我們看到，從平均值來看，新冠疫情對全球股票市場均產生了負向沖擊。從偏度、峰度和JB統計量來看，上證指數、道瓊斯指數和恒生指數的收益率都呈現出“尖峰厚尾”的特征，相應的p值說明收益率不服從正態分布。

表1 統計性描述

2.3.3 協整檢驗

在建立模型之前需要對收益率進行平穩性檢驗，檢驗結果（表略）表示各個指數收盤價的對數值序列為非平穩序列，一階差分序列（即收益率）都是平穩序列。

如果時間序列具有同樣的單整階數，且存在一種線性組合可以使得該組合時間序列的單整階數降低，則可以認為該組合時間序列之間存在協整關系。通過協整的意義可知，即使一些變量是非平穩的序列，但是它們的線性組合可以是平穩的序列，這些線性組合被稱為協整方程，表示解釋變量之間存在長期穩定的均衡關系。Jahansen協整檢驗包含特征根跡檢驗和最大特征值檢驗兩種方法，原假設依次遞增協整向量的數量。本文通過Jahansen協整檢驗，驗證在新冠疫情的沖擊后，上證指數、道瓊斯指數和恒生指數能否重新回到均衡狀態。特征根跡檢驗和最大特征值檢驗的結果（表略）均在5%的顯著性水平上拒絕存在0個協整向量的原假設，而接受至多1個協整向量的原假設，表明上證指數、道瓊斯指數和恒生指數之間存在協整關系，并且存在1個協整向量。即突發的新冠疫情會導致各個指數偏離原有軌跡，但是在疫情結束后又會回到均衡狀態。

2.3.4 格蘭杰因果檢驗

通過以上分析可以證明新冠疫情會對上證指數、道瓊斯指數和恒生指數產生波動，這種波動被認為是金融市場上的一種風險，通過Granger因果檢驗可以分析風險在各個指數之間的傳導路徑。由LogL、LR、FPE、AIC、SC和 HQ的值可以確定Granger因果檢驗的滯后階數，本文最終確定的滯后階數為5。

表2 格蘭杰因果檢驗結果

結果顯示，在5%的顯著性水平下，（1）上證指數收益率是道瓊斯指數收益率的Granger原因，而道瓊斯指數收益率不是上證指數收益率的Granger原因；（2）上證指數收益率不是恒生指數收益率的Granger原因，恒生指數收益率也不是上證指數收益率的Granger原因；（3）恒生指數收益率是道瓊斯指數收益率的Granger原因，而道瓊斯指數收益率也是恒生指數收益率的Granger原因。因此，在新冠疫情的背景下，上證指數的波動會引起道瓊斯指數的波動，而不會引起恒生指數的波動；道瓊斯指數的波動不會引起上證指數的波動，而會引起恒生指數的波動；恒生指數的波動不會引起上證指數的波動，而會引起道瓊斯指數的波動。由此也可以畫出新冠疫情造成的金融風險在上證指數、道瓊斯指數和恒生指數之間的傳導路徑。

圖5 新冠疫情引發的風險傳導路徑

現有研究中，有不少學者的研究也指出主要金融市場指數關系的研究間存在一定的協整關系，但市場風險傳導路徑與本文的研究有些許不同。如祁好英（2020）選取2017年1月1日至2018年4月1日期間，上證指數、道瓊斯指數和恒生指數的收盤價作為樣本，探究三者之間的聯動性［8］。祁好英的研究證明三者之間存在兩個協整關系；本文進一步對3個指數進行格蘭杰因果檢驗，結果表明：（1）上證指數與道瓊斯指數互為Granger原因；（2）上證指數不是恒生指數的Granger原因，而恒生指數是上證指數的Granger原因；（3）恒生指數與道瓊斯指數互為Granger原因。可以發現格蘭杰因果檢驗的結果在此期間與新冠肺炎疫情期間有所不同，是因為此次新冠肺炎疫情最初是在中國爆發，上證指數最先受到利空消息的沖擊，隨后疫情才在全球范圍內爆發，進一步對全球股票市場造成沖擊；另外，美國的疫情發展比中國更加嚴重，而且中國作為率先控制疫情進行復工復產的國家，對全球經濟的復蘇起著中堅力量的作用，全球資本市場對中國經濟政策的變動更加敏感，因此投資者對A股市場的信心要更高于美股和港股市場，這就能解釋新冠肺炎疫情期間上證指數是道瓊斯指數的Granger原因。而對恒生指數的傳導路徑方面，從疫情發展的時間線看，香港的患者人數在中國疫情爆發的初期并沒有劇烈的增長，明顯的增幅是在美國疫情爆發之后，而且香港作為國際金融中心，港股與美股的聯系比A股的聯系更加緊密，因此美股與港股市場之間更容易相互影響，這就能解釋新冠肺炎疫情期間上證指數與恒生指數之間并不存在Granger原因，而恒生指數與道瓊斯指數互為Granger原因。

2.3.5 VAR模型的確立

在確立VAR模型之前需要確定滯后階數，如果滯后階數太短，則不足以表明變量之間的動態關系；如果滯后階數太長，則減少了模型的自由度，進而降低參數估計的有效性。本文根據LogL、LR、FPE、AIC、SC和HQ的值可以確定VAR模型的滯后階數為5。

由于上證指數、道瓊斯指數和恒生指數的收益率之間存在格蘭杰因果關系，因此可作為VAR模型的因變量，模型的估計結果如下：

其中 Rt為系統內生向量，A′1、A′2、A′3、A′4和A′5分別是滯后 1、2、3、4、5階的系數矩陣，C為常數矩陣，具體數據如下：

表3 VAR模型各方程及模型整體檢驗結果

從回歸結果可以看出，和的值都在0.1以上，說明模型的擬合結果一般。AIC、SC的值都較小，說明選擇的滯后階數比較合理。通過對AR多項式特征根的驗證，發現特征根的倒數絕對值都小于1，且都位于單位圓內，則說明所建立的VAR模型是穩定的。可以解釋為：當模型中的一個變量改變（即形成沖擊）時，會導致其余變量的變動，但這種影響會隨著時間而消失。

圖6 單位根的分布

2.3.6 脈沖響應函數

在本文已建立的VAR（5）模型的基礎上，通過脈沖響應函數描述上證指數、道瓊斯指數和恒生指數的收益率是如何對隨機沖擊進行響應的，得到新冠疫情沖擊下各個指數的脈沖響應函數圖如下。

圖7 全球股票市場對上證指數新息的響應

從圖中可以看出，上證指數收益率對本身沖擊帶來的影響在第1期即有較強的反應，而反應在第2期消失，在第5期的反應又比較明顯，隨后的反應程度在波動中減弱，并在第10期左右趨于穩定狀態；道瓊斯指數收益率對上證指數的沖擊帶來的影響在第2期、第6期、第7期和第8期有較弱的反應，并在第10期左右趨于穩定狀態；恒生指數收益率對上證指數的沖擊帶來的影響在第3期有較弱的反應，第4～6期的反應程度基本一致，并在第7期左右趨于穩定狀態。

圖8 全球股票市場對道瓊斯指數新息的響應

圖9 全球股票市場對恒生指數新息的響應

上證指數收益率對道瓊斯指數的沖擊帶來的影響在波動中逐漸減小，并在18期左右趨于穩定狀態；道瓊斯指數收益率對本身沖擊帶來的影響基本也在波動中逐漸減小，并在18期左右趨于穩定；恒生指數收益率對道瓊斯指數的沖擊帶來的影響在第4期反應最大，在第6期之后就十分微弱，并在15期之后趨于穩定。

上證指數收益率對恒生指數的沖擊帶來的影響在波動中逐漸減小，第16期左右趨于穩定狀態；道瓊斯指數收益率對恒生指數的沖擊帶來的影響在第1期就出現較大反應，第3～5期反應消失，第6期反應最大，在此之后反應減小，并在16期左右趨于平穩；恒生指數收益率對本身沖擊帶來的影響在波動中逐漸減小，并在第16期左右趨于平穩。

2.3.7 方差分解

由于各種因素的影響，造成研究所得的數據呈波動狀，而波動的來源可分為不可控的隨機因素，以及研究過程中施加的可控因素。方差分解可以更直觀地分析變量波動的影響因素，主要思想是將一個內生變量的波動，分解為與模型方程中各變量沖擊相關的部分。

表4 上證指數收益率的方差分解

表5 道瓊斯指數收益率的方差分解

表6 恒生指數收益率的方差分解

續 表

從上證指數收益率的方差分解結果來看，從第8期開始，方差分解的結果呈現穩定的趨勢，分別以上證指數收益率、道瓊斯指數收益率和恒生指數收益率為因變量的方程新息，對上證指數收益率預測標準差的貢獻度依次為91.3%、3.2%和5.5%。即在第9期之后，上證指數收益率的預測標準差約為0.014，其中91.3%由上證指數收益率的殘差沖擊導致，3.2%由道瓊斯指數收益率的殘差沖擊導致，5.5%由恒生指數收益率的殘差沖擊導致。

從道瓊斯指數收益率的方差分解結果來看，從第11期開始，方差分解的結果呈現穩定的趨勢，分別以上證指數收益率、道瓊斯指數收益率和恒生指數收益率為因變量的方程新息，對上證指數收益率預測標準差的貢獻度依次為18.0%、74.8%和7.2%。即在第10期之后，道瓊斯指數收益率的預測標準差約為0.031，其中18.0%由上證指數收益率的殘差沖擊導致，74.8%由道瓊斯指數收益率的殘差沖擊導致，7.2%由恒生指數收益率的殘差沖擊導致。

從恒生指數收益率的方差分解結果來看，從第8期開始，方差分解的結果呈現穩定的趨勢，分別以上證指數收益率、道瓊斯指數收益率和恒生指數收益率為因變量的方程新息，對恒生指數收益率預測標準差的貢獻度依次為49.8%、18.5%和31.7%。即在第8期之后，恒生指數收益率的預測標準差約為0.017，其中49.8%由上證指數收益率的殘差沖擊導致，18.5%由道瓊斯指數收益率的殘差沖擊導致，31.7%由恒生指數收益率的殘差沖擊導致。

3 結論與建議

3.1 結 論

綜合上文研究分析，得出以下結論：

（1）新冠肺炎疫情背景下，全球股票市場存在協整關系和格蘭杰因果關系。新冠肺炎疫情對上證指數、道瓊斯指數和恒生指數都產生了巨大了負向沖擊，并且在2020年3月23日達到疫情期間全球股市的谷底。基于上證指數、道瓊斯指數和恒生指數收盤價對數值建立的VAR（5）模型擬合效果良好，通過協整檢驗證明上證指數、道瓊斯指數和恒生指數的收盤價對數值之間存在協整關系，即3個指數的收盤價之間存在長期均衡，新冠肺炎疫情只造成收盤價暫時偏離原軌跡。格蘭杰因果關系檢驗證明上證指數和恒生指數互為格蘭杰原因，道瓊斯指數是上證指數和恒生指數的格蘭杰原因。

（2）新冠肺炎疫情對全球股票市場的動態沖擊具有持久性。基于VAR模型建立的脈沖響應函數證明新冠疫情對全球股市造成了較長時間的負面影響。通過方差分解可知，上證指數收益率受本身影響最大，其次為恒生指數，最后為道瓊斯指數；道瓊斯指數收益率受本身影響最大，其次為上證指數，最后為恒生指數；恒生指數收益率受上證指數影響最大，其次為本身，最后為道瓊斯指數。

3.2 建 議

根據研究結論，提出如下建議：

（1）投資者應關注股票市場的風險傳染，調整資產在各個市場之間的配置比例。全球股票市場存在聯動性，投資者在發現一國股票市場存在突發風險時，就應該對各個市場均作出相應預判，并且根據各個國家股票市場發展的實際情況，及時調整資金比例，注意分散投資。

（2）投資者應該提高風險防范意識，做好長期投資的思想準備。通過VAR模型的一系列檢驗，證明新冠疫情對股市的動態沖擊具有持久性。投資者既要看到短期股市低迷的情況，也要有股市長期積極向好的信心，尤其是在中國經濟發展前景良好的背景下，A股將成為金融市場的避風港。因此，投資者應根據自己的實際情況，合理安排短期投資和長期投資的比例。

（3）管理者應加強監管力度，建立危機防范與干預管理方案。在改革開放后，我國同世界的交流日益密切，尤其是在全球化的背景下，經貿往來進一步發展，全球的宏觀經濟呈現出一定程度的同步性，我國股票市場與其他國家股票市場的聯動性增強。因此，我國需要高度防范境外金融危機的影響，盡早對風險傳染進行干預，合理利用政策引導投資者的投資行為，減少我國金融市場的損失。