创业板市场与主板市场的协整关系研究毕业论文.doc 18页

'创业板市场与主板市场的协整关系研究毕业论文目录1绪论11.1本文研究背景及意义11.2文献综述11.3本文研究思路22创业板市场与主板市场简述32.1创业板市场32.2主板市场33协整理论介绍43.1协整的定义43.2协整的检验方法53.3格兰杰因果关系检验63.4误差修正模型（ECM）64实证分析与研究64.1变量的选取与数据的来源64.2对原始数据进行平稳性检验74.3协整关系检验94.4建立误差修正模型104.5格兰杰因果关系检验114.6实证结果分析12结论14参考文献15致谢17 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页1绪论1.1本文研究背景及意义2008年以来，由于受到国际金融危机的影响，中国经济发展的步伐明显减慢。其在股市方面表现尤其明显，2008年深沪两市深深陷于熊市，直到2009年中国股票市场才慢慢出现止跌回暖的态势。为了消除国际金融危机造成的不良影响，证监会在证券市场建设方面采取了一系列的应对措施，其中最惹人注目的便是创业板市场的诞生。2009年10月30日，随着深圳证券交易所开市钟声的敲响，社会各界对金融危机影响下的我国证券市场的发展前景重新燃起了希望，对我国股市未来的走向有了新的期许。2009年10月30日，我国创业板市场在经历了十年之久的筹建后，终于在深圳证券交易所正式开板。根据国外成熟证券市场发展的经验，其创业板市场的成立，都为所在国的高科技企业的崛起起到了极大的推动和扶持作用，创业板市场与主板市场都是作为一国证券市场不可或缺的组成部分而存在并发展着。在我国宏观经济的大背景下，创业板的诞生对构建多层次的、完善的资本市场具有重大的推进作用，作为主板市场的有效补充，创业板市场使我国实体经济中的众多中小型企业能够更加便捷有效的筹集运作资本，因此，创业板市场的正式开板，还有利于促进我国产业结构的升级优化，更好地贯彻实施自主创新的国家战略，为我国中小企业的发展起到极大的市场化推动作用，同时更好的细化我国资本市场，培育和完善不同层次的资本市场体系，从而促进资本市场的稳健发展。因此，可以说，创业板的诞生是我国经济发展必经的一步，是历史的必然，具有很强的现实意义。但是，自第一批28家创业板企业上市之始，社会各界有关于创业板市场与主板市场之间“是敌是友”的关系的讨论始终是个热点问题，很多人担心创业板的推出可能会让主板市场“受到伤害”，在社会资金存量一定的前提下，很可能让主板市场现有的资金份额减少，优质的主板市场的资源将被抢夺，从而给主板市场造成一定的冲击。那么，我国创业板市场的诞生究竟能否真正发挥其本身的作用呢？还是说我国的创业板市场最终只是沦为主板市场简单的复制品呢？因此，为解答以上的问题，本文中，以创业板指数和上证指数为研究对象，对两板市场之间的长期协整关系及相互之间影响进行了比较完整的实证研究。1.2文献综述纵观国际股票市场，由于受全球经济一体化的影响，世界上几个主要的股票市场指数的运动趋势正在呈现越来越大的共同性。目前，已有多篇文章对各国或各地区股市间存在的关系进行了研究。 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页陆珩瑱，马颖灏（2010）利用协整检验相关理论，研究了中国内地、香港与美国股票市场的长期协整关系及联动效应，发现在金融危机影响下，三地股市间的长期共同运动趋势被打破，三地股市间的长期均衡关系发生改变，长期协整关系消失。周少甫，潘娜(2004)借助计量经济学中的VAR模型、脉冲响应函数等，研究探讨了香港主板市场与创业板市场的动态相关性，发现在时间维度上，主板市场对创业板市场存在一个先导—滞后的作用，创业板指日收益率的滞后值只能够影响到其自身，而对恒生指数日收益率起到的影响作用比较弱。两板市场中创业板市场波动性强于主板市场，短期内创业板市场整体变化形势会受到主板波动形势的影响，但主板市场的形势的变化受创业板市场的影响甚微。香港的创业板是一个崭新的股票市场，与其主板独立开来运作。陈伟（2010）运用协整检验，分析了标准·普尔500指数、香港恒生指数、日经225指数、英国富时100指数在2003~2008年间的每日数据，发现标准·普尔与日经225指数、英国富时100指数之间具有长期协整关系的存在，但标准·普尔500指数与香港恒生指数之间则不具有。而由于地理位置、政治、经济环境的相似性，同一个地区的股市之间联系越来越紧密。放眼国内，一直以来，各界对我国创业板市场推出的影响就众说纷纭，因此，也已经有很多关于我国创业板与主板市场关系研究的文章发表。郭立伟，韩兆洲（2010）通过DCC-MVGARCH模型，从实证和理论研究方面，多角度地解析可能存在动态相关性的两板市场——我国的主板与中小企业板市场之间的关系，发现我国主板市场与中小企业板市场之间的相关性很强，并且要远远高于国外该两板市场的相关性水平。王建飞，双星，李晓欢，智月莹（2010）根据GARCH模型和协整关系理论，从实证角度定量分析了我国主板与创业板市场的动态相关性，发现目前在中国创业板市场上市的企业，对主板市场只具有比较小的影响力，还没能起到优化资本结构和扩大资本规模、层次的作用。但是，由于我国创业板市场推出时间尚短，相关文章在数据使用方面存在不足，因此之前相关文章的分析，可能存在使用模拟数据，或数据不充足、不真实的情况。1.3本文研究思路在充分学习吸收当前学者对创业板二级市场与主板一级市场已经完成的研究成果的前提下，首先本文将对目前为止我国创业板市场和主板市场的概念和一路走来的曲折过程进行简单介绍，然后，对协整理论做简单解释，接着利用前期收集的2010年6月开始，我国创业板指数与上证指数的日收盘数据，通过EVIEWS软件，从实证方面，分析研究我国创业板指与上证指数之间是否存在长期协整关系，最后，观察软件分析出的各项数据，得出相应实证结论。本文的优点在于数据来源真实，因此结论可靠性较高。希望本文对两板市场间协整关系的研究，能够回答各界对我国创业板市场推出带来的影响的疑虑。根据两者之间是否存在协整关系，判断创业板市场的推出是否真的能够有效发挥创业板的作用？还是说，我国的创业板市场最终只能沦为主板市场的简单复制品？ 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页2创业板市场与主板市场简述2.1创业板市场与主板市场相对而存在的，即为创业板市场，有时也被称为“二板市场”。目前，纵览全球，较有影响力的创业板市场有以下几个：香港创业板市场、英国AIM市场、美国纳斯达克市场、德国新市场等。这些创业板市场发展至今，已经具有相当的成熟度，它们都是当主板一级市场不断壮大完善，到一定阶段后，随之产生的。创业板市场是独立于证券交易所主板市场之外的又一个证券市场，其主要服务对象是兼具成长性的、技术性的中小型企业。可以说，为了弥补主板市场的不足，创业板才应运而生的。以上的企业虽然具有良好的发展前景，但由于各国主板市场的准入门槛普遍较高，使得这些企业的融资面临困境。创业板市场的成立，为那些兼具成长性、创新性的中小企业，开辟了新的交易融资平台，基于这个平台之上，这部分企业能够在资本市场上获得更多更雄厚的资本支持，有利于企业的发展壮大，突破资金短缺的瓶颈，因此，除了给中小企业发展提供广阔的融资渠道，它也对各国资本市场的良性运转和资源的优化配置起到了强有力的调配作用。因而，创业板市场在各国的资本市场中占据着不可小觑的一席之地。尽管我国的资本市场已经走过了20年的风风雨雨，但相对于世界上其他资本市场而言，还是非常稚嫩的，尤其是我国的创业板市场。早在1998年，我国就开始拟建创业板市场，但是由于各项原因，一再搁置，可以说，我国创业板市场的推出经历的过程是十分繁复和曲折的。经过了10年的筹备建设，怀揣着人们的热切期盼，终于在2009年10月30日，正式在我国深圳证券交易所挂牌交易。很多学者把创业板市场正式开板的这一历史性举措，称作为是我国证券市场发展过程中一个新的飞跃。我们计划打造一个公平、公正、透明交易的创业板市场，能够为我国多层次资本市场的建立提供巨大推动作用，有利于我国自主创新战略的实施，推动我国经济结构的转型升级，加速实现十二五规划纲要。同时，创业板市场的推出，还有利于我国从国际金融危机中抽身，一定程度上减轻金融危机对我国各项产业的消极影响，刺激经济增长速度。因此，创业板的诞生，是我国证券资本市场必然会经历的一步。2.2主板市场主板市场，或称“一板市场”，通常情况下，一国或一地区的大部分证券业务都是在其主板市场进行操作的。主板市场是创业板市场建立的先决条件，是先于创业板市场产生的，一国如果计划打造多层次、完善的资本市场体系，那么必须重视主板的领导性地位。主板市场的波动，往往能够十分直观的反应出一国经济的波动，多被称为“国民经济的晴雨表” 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页。主板市场对企业上市提出的条件十分严苛，入门门槛较高，如对企业的资产负债情况、公司治理结构、股本构成、盈利能力等都有严格要求。因此，在主板市场上进行发行交易的企业，大都是规模大、运营稳定、盈利能力强的成熟型企业。一般情况下，在提及一国主板市场时，即意味着指代该国主要的证券交易所，如当提及美国的主板市场时，即默认为指全美证券交易所。我国大陆地区的主板市场主要包括上交所和深交所。1990年12月，由于受到我国各类新兴证券在市场上不断增大的流通需求的影响，我国先后成立了上交所、深交所。上交所和深交所的成立，标志着中国资本市场从此扬帆起航，开始了漫长的探索和建设的道路。从1990年至今，我国主板市场发展已有20个年头，主板市场的发展，促使新中国资本市场从无到有，从小到大，为资本市场的不断完善作出了非常大的贡献。同时，在改革开放过程中，也为中国经济的不断腾飞提供了强大的资本支持。上海证券交易所作为我国主板市场的主要代表，发展至今，市场规模已十分庞大，具有较强的市场流动性和稳定性，以及科学的定价能力。因此，具有很强的市场代表性。在上交所的上市企业中，我国国民经济的全部支柱产业被基本覆盖在内。所以，也有很多人把上海证券交易所称为我国“国民经济的晴雨表”。考虑到上海证券交易所在我国主板市场上的代表性地位，因此本文在以下的分析过程中，选取上证指数作为研究对象。上证指数，是上海证券综合指数的简称，交易代码为000001。上证指数由上海证券交易所编制而成，于1991年7月15日开始正式发布的。它是将上交所挂牌上市的全部股票作为计算范围，以发行量为权数，经过加权计算之后的综合股价指数付振华.我国股票市场统一指数问题研究.山东教育学院学报.2006(04)。因此，上证指数能够较为明显的反映上海证券交易市场、乃至整个中国资本市场的大体走势，在用于研究主板市场的相关问题时，具有很强的影响力和代表性意义。2协整理论介绍高铁梅.计量经济分析方法与建模Eviews应用及实例.清华大学出版社.2006(1)3.1协整的定义协整的基本定义，第一次提及是在1981年Granger的研究当中，之后，经过全球众多计量经济学家的共同努力，协整关系理论得到不断的丰富和发展，并开始在经济学、金融学等领域得到广泛的应用。 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页协整分析的前提是变量非平稳。当涉及分析多个非平稳时间变量序列相互之间关系的问题时，如果这多个非平稳时间变量序列构造的线性组合所形成的变量，是平稳的，那么我们就定义这几个非平稳时间变量序列之间具有协整关系。换言之，当我们讨论的多个非平稳时间变量序列都有等同的单整阶数，并且存在某种线性组合能够使组合形成的变量序列降低其单整阶数，那么就可以把这几个时间变量序列之间的关系定义为很显著的协整关系。因此，假定两个变量均为单整的，有且只有当它们存在相同的单整阶数时，它们才可能是协整的；而若是它们具有不同的单整阶数，那协整关系就不复存在。实际上，所谓的协整关系，可以简单解释为两个非平稳的时间序列变量之间，具有比较稳定的长期均衡关系。其中，有一类协整关系在检测中时常用到，即（d,d）阶协整，经济意义解释为：两个非平稳时间变量，尽管它们各自具有不同的长期运动规律，但是若它们之间为（d,d）阶协整，那么就可以说这两个变量相互之间具有长期的均衡关系。如今，在研究宏观经济计量问题时，协整关系理论已逐渐演变为分析多个非平稳经济变量之间数量关系的重要手段之一。尽管协整关系的定义，表面上看上去应该归类为统计学的范畴，但实际上，协整关系理论的经济意义也很丰富，它可以用来表示具有一定相关性的经济变量之间的长期稳定的关系。因此，协整关系理论在经济领域的实践意义十分广泛。3.2协整的检验方法3.2.1Engle-Granger协整分析方法在检验变量之间的协整关系时，有一个简单易用的方法，称之为EG检验，或EG两步法。1987年，由Engle和Granger正式提出并开始使用该方法分析计量学乃至经济学的某些问题。假设存在两个变量和，EG检验的步骤如下：第一步：估计回归方程，计算非均衡误差：协整关系检验的前提，要求两个变量，都是具有相同阶数的单整过程，用普通最小二乘法，估计一个变量对另外一个变量的回归估计方程，即为：（1）由公式（1），则回归系数的估计值由、来表示。从而，非均衡误差可以表示为：（2）第二步：对残差的单整性检验：残差的单整性检验仍然是利用ADF单位根检验进行判断，即（3）如果残差项不含有单位根，为0阶单整，即，那么可以认为、之间是协整的，即说明以上两个非平稳时间序列、之间是具有长期稳定的关系。 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页3.2.2Johansen协整分析方法以上提及的EG两步检验法，虽然方法简单，但是当变量相互间不仅有一个协整关系的时候，EG两步法就不再适用了。因此，在面对多个变量之间的协整关系分析时，我们就需要使用到Johansen协整分析法。在进行Johansen协整检验的过程中，最重要也是首要的一个步骤，就是要分析检验变量之间存在几个协整关系，即分析协整关系的个数。同时，协整向量的估计结果就也可以同时得到。从而，获得矩阵的各个元素，那么VECM系统的估计结果也就可以同时得出。3.3格兰杰因果关系检验格兰杰检验，其实质就是利用VAR模型进行的对系数的显著性检验。格兰杰因果关系检验是表示在VAR模型中，其中某一个变量，对其他相关的变量来说，能否用来提升预测能力，而不是我们从字面上理解的检验变量之间是否存在原因结果的关系。实际上Granger检验是为了检验某一个变量的全部滞后项，究竟是不是会对其他相关变量的当期值产生影响。假如y的条件分布（根据和的滞后值来决定）和条件密度（仅根据的滞后值决定）相同，即那么，可以认为对的格兰杰非因果性存在。Granger因果检验模型如下：那么格兰杰非因果性检验的零假设为：3.4误差修正模型（ECM）要想得到关于几个变量之间的确具有长期稳定关系的结论，那么必须首先经过检验，确定变量之间具有协整关系，并且当它们之间的这种长期稳定关系发生变动或偏离稳定值时，要求能够通过短期的动态过程来进行修正。这样能够对反应作出短期修调过程的机制，在每一组存在协整关系的时间变量序列中都存在，即称为误差修正机制。2实证分析与研究4.1变量的选取与数据的来源本文的目的是为了研究我国主板与创业板相互之间的长期协整关系，因此，选取了具有主板市场代表性的上证指数（SH）及创业板指（CYB）于 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页2010年6月1日至2012年3月30日时间段内的日收盘价，作为研究，共444组数据。数据来源是雅虎英文网站（http://www.yahoo.com/）。4.2对原始数据进行平稳性检验4.2.1Engle-Granger协整分析方法作散点图观察两者的平稳性令创业板指数与上证指数在选定时间内的日收盘价构成两个序列，CYB和SH，利用EVIEWS软件，根据这两个序列的数据，画出散点图，见图1。观察该图，可以发现，两个序列的走势基本一致，都有基本吻合的上升下降的波动趋势，因此，有理由认为长期的协整关系可能是存在于这两者之间的。但是，真正要确切证实这两者之间的长期协整关系，光根据散点图的模糊判断是不可取的。首先必须先找出CYB和SH两个序列的单整阶数，若两者都是一阶单整的，那么，协整关系之于这两个时间序列可能是存在的。而若是两个序列单整的阶数不一样，那么还应该利用差分的形式，把这两个序列转化成一阶单整序列。图1序列SH和CYB的散点图4.2.2CYB与SH的描述统计结果表1CYB与SH的描述统计结果CYBSH平均数932.23912643.206中位数930.50002648.720最大值1232.9803159.510最小值624.91002148.450标准差136.8264237.2708偏度-0.034325-0.043169峰度2.3265182.026324JB统计量8.47838417.67673P值0.0144190.000145初步研究CYB与SH的统计量结果，创业板指数与上证指数的日收盘价在研究时间内，上下波动，没有明显的上升或下降趋势。 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页其中，由平均数来看，创业板指数的日收盘价平均维持在932.24元左右的水平，上证指数的日收盘价维持在2643.21元左右的水平，可见上证指数的平均股价要高于创业板指数。从中位数看，在2010年6月1日至2012年3月30日间，创业板指日收盘价的中间日股价为930.50元，上证指数日收盘价的中间日股价为2648.72元，可见创业板指与上证指数在所选定时间段内的中间日股价与平均股价水平相近，两个指数的股价波动起伏不大。从最大最小值看，在选定时间段内，创业板指最高股价为1232.98元，最低股价为624.91元，上证指数的最高股价为3159.51元，最低股价为2148.45元，分别反应了两个指数的股价波动范围。由标准差来看，CYB与SH的标准差都比较大，但相对而言，CYB标准差比SH标准差小的多，因此可以说创业板指的日收盘价的离散程度较小，分布相对较集中。由偏度来看，CYB与SH都是负偏，由于CYB偏度较大，即说明创业板指日收盘价较均值的偏斜程度更大。从峰度值看，CYB峰度值大于SH，可见创业板指的日收盘价分布曲线相对正态分布曲线而言，更加陡峭。分析以上的统计量结果，可以发现，创业板指的日收盘价波动性小于上证指数日收盘价，且市值相对较低，这可能是由于创业板市场推出时间尚短，存在的不确定因素较多，与发展较成熟的主板市场相比力量薄弱，因此股价波动趋势小于主板市场。4.2.3对序列CYB和SH分别进行单位根检验由于创业板指数与上证指数的市场定位不同，使得两板市场中上市企业的运营规模、资金规模也有很大不同，因此，两板市场指数的收盘价会有一定差异。因此，在对这两个序列进行单位根检验时，需要将这两个序列的数据先取对数，而后进行ADF检验。利用EVIEWS软件，对序列lncyb和lnsh进行ADF检验。由于从散点图看，序列lncyb和lnsh并不具有明显的上升下降趋势，因此在做ADF单位根检验时，不带趋势项，并根据SC准则自动选择滞后阶数。检验结果如下表2：由检验结果可知，在1%，或5%，或10%的显著性水平下，序列lncyb、lnsh的ADF检验值均大于相应的临界值，因此，序列lncyb、lnsh都存在单位根，都是非平稳序列。表2原始序列的ADF检验结果变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值检验结果lncyb-2.177686-3.9831-3.4219-3.1334不平稳lnsh-2.050476-3.9831-3.4219-3.1334不平稳由于原始序列lncyb、lnsh都是不平稳的，因此对其进行一次差分后的ADF检验，结果如下表3：表3序列一次差分后的ADF检验结果变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值检验结果D(lncyb)-9.384351-3.9831-3.4219-3.1335平稳D(lnsh)-8.997776-3.9831-3.4219-3.1335平稳由表3结果可见，经过一次差分后，在1%、或5%、或 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页10%的显著性水平下，ADF的检验值均小于相应的临界值，因此，两个序列一阶差分以后在各个显著性水平下都不接受存在单位根的假设结论，也就是说，一阶差分后，两个对数序列都不再存在单位根，于是差分后，为平稳序列。而又因为lncyb和lnsh都是在一阶差分后不存在单位根，所以都是一阶单整序列，即I(1)过程。在满足了以上的单整过程之后，即可以对这两个单整序列间的协整关系进行进一步的检验，研究二者之间的长期的均衡关系究竟存在与否。4.3协整关系检验在对二者关系进行协整检验前，用普通最小二乘法，进行变量lncyb对lnsh的估计，利用EVIEWS得到如下OLS的回归结果，如图2：DependentVariable:LNCYBMethod:LeastSquaresDate:05/08/12Time:17:20Sample(adjusted):1444Includedobservations:444afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-3.4993060.381379-9.1753980.0000LNSH1.3111020.04842227.076750.0000R-squared0.623878Meandependentvar6.826523AdjustedR-squared0.623027S.D.dependentvar0.150277S.E.ofregression0.092267Akaikeinfocriterion-1.923756Sumsquaredresid3.762872Schwarzcriterion-1.905306Loglikelihood429.0738F-statistic733.1505Durbin-Watsonstat0.023890Prob(F-statistic)0.000000图2模型的OLS回归结果由图2中的OLS回归结果，可以得到如下回归方程：以上回归方程中，由于=0.623878，修正的可决系数为=0.623027，说明模型的线性关系较明显，线性拟合度较好。又因为P值接近于0，说明模型估计的参数显著，所以模型估计中的系数是可以接受的。t检验：分别针对，根据给定显著性水平，由t分布表得自由度为的临界值。由以上回归估计方程可知，与、对应的统计量为-9.175398，27.07675，其绝对值均大于，说明在显著性水平下，分别都应该拒绝 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页，也即，解释变量LNSH对被解释变量LNCYB有显著影响。在以上回归估计方程的基础上，于是可以得到残差序列，然后进一步对残差序列的平稳性进行检验。首先，利用EVIEWS，画出残差序列的散点图，如下图3：图3残差序列散点图然后，对残差序列也同样执行ADF检验，检验结果如下表4：表4残差序列单位根检验结果变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界值检验结果-2.679998-2.5703-1.9402-1.6160平稳从残差序列的散点图看，各个变量都是围绕着0附近上下波动，可以初步判断是是平稳的。从表4残差序列ADF检验结果来看，在1%、或5%、或10%的显著性水平下，ADF检验值均小于相应的临界值，因此，残差序列是平稳的，不存在单位根，即为I(0)序列。又因为lncyb和lnsh都是一阶单整序列，所以，二者之间存在（1,1）协整关系。4.4建立误差修正模型即使通过平稳性检验，证明两个变量相互之间的确是有长期均衡的协整关系，然则在短期内，由于受突发事件等的影响，仍然可能会出现非均衡的状况。因此，就需要建立误差修正（ECM）模型，来纠正短期的失衡。利用差分序列{DLNCYB}关于{DLNSH}以及前期误差序列进行OLS回归，建立如下误差修正模型：其中，利用EVIEWS软件，得出关于模型参数的估计结果，如下图4：DependentVariable:D(LNCYB) 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页Method:LeastSquaresDate:05/08/12Time:17:26Sample(adjusted):2444Includedobservations:443afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.D(LNSH)1.1556060.05313021.750600.0000RESID01(-1)-0.0120560.007284-1.6550020.0986R-squared0.519571Meandependentvar-0.000814AdjustedR-squared0.518482S.D.dependentvar0.020323S.E.ofregression0.014102Akaikeinfocriterion-5.680463Sumsquaredresid0.087703Schwarzcriterion-5.661982Loglikelihood1260.223Durbin-Watsonstat1.584198图4ECM模型估计结果根据以上结果，ECM模型可以表示如下：根据以上模型分析，由于=0.519571，修正的可决系数=0.518482，说明该误差修正模型对样本的线性拟合度较好。根据估计结果，残差项前的系数为-0.0121，t检验统计量为-1.655002，但是当显著性水平设定为10%的情况下，残差项对应的P值=0.0986，接近于0，因此残差项前的系数可以接受。模型拟合度较好。从回归系数的绝对值大小上，还可以发现上证指数的当期波动对创业板指数的当期波动的调整幅度很大，当上证指数的日收盘价每增加1元，则会使创业板指数的日收盘价相应增加1.1556元，上期误差对当期创业板指数日收盘价的当期波动调整不大，单位调整比例只有-0.0121。4.5格兰杰因果关系检验在得出了序列lncyb和lnsh之间存在长期协整关系的基础上，在EVIEWS中，对序列lncyb和lnsh取1~4阶的滞后期进行格兰杰因果关系的检验，具体检验结果如下表5：表5格兰杰因果关系检验结果滞后期零假设F统计量P值决策1LNSHdoesnotGrangerCauseLNCYB2.159990.14236接受LNCYBdoesnotGrangerCauseLNSH0.398660.52811接受2LNSHdoesnotGrangerCauseLNCYB3.417280.03368拒绝LNCYBdoesnotGrangerCauseLNSH0.207060.81305接受续表5 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页3LNSHdoesnotGrangerCauseLNCYB4.380520.00472拒绝LNCYBdoesnotGrangerCauseLNSH1.062480.36478接受4LNSHdoesnotGrangerCauseLNCYB4.014420.0033拒绝LNCYBdoesnotGrangerCauseLNSH0.891440.46892接受在给定的显著性水平下，即，当F统计量相对应的P值小于显著性水平0.05时，作出拒绝原假设的结论，而反之，则接受原假设。由此，从上表能够发现，若是滞后期设定为1，上证指数不是创业板指数的格兰杰原因，另一方面，创业板指数也不是上证指数的格兰杰原因，即主板与创业板市场相互间不影响。在设定滞后期为2~4期的情况之下，上证指数是创业板指数的格兰杰原因，创业板指数不是上证指数的格兰杰原因，即可以认为主板市场的震荡能够影响到创业板市场的波动，而创业板市场的波动反作用于主板市场的效果甚微。从而，又一次可以说明，我国推出创业板市场的这一举措，并不会带来主板市场的过度反应，对主板市场鲜有影响。4.6实证结果分析经过了以上的实证分析，可以得出以下结论：第一，从ADF检验结果看，创业板指数与上证指数都是一阶单整序列，即说明以创业板指数与上证指数的日收盘价构成的时间序列变量都是非平稳的，含有单位根。第二，从协整关系的检验结果看，变量lncyb与lnsh之间是协整的，具有长期协整关系，即说明创业板指数与上证指数之间的长期均衡关系是存在的。第三，在确定了两个变量之间存在长期协整关系后，即建立了如下的ECM模型：分析以上方程检验结果可以发现，方程显著线性相关参数检验结果表明上证指数当期震荡对创业板指数的当期波动具有显著性的影响，但当期波动受到上期误差带来的影响就十分微小了。2010年6月1日至2012年3月30日间，我国创业板指数日收盘价对数序列{lncybt}和上证指数日收盘价对数序列{lnsht}都是非平稳的，当对二者分别进行一阶差分后，都不再含有单位根，其一阶差分了以后生成的序列都是平稳的，并且都是一阶单整，进行OLS回归后，残差序列在所列出的显著性检测水平下也都是平稳的。因此，可以确认以上二者之间的 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页协整关系，进而构建起误差修正模型，以修正短期的波动。从ECM模型可以看出：上证指数日收盘价的当期波动对创业板指数日收盘价的当期波动具有显著影响，而上期误差对当期波动的影响并不显著。另外，从回归系数的绝对值大小上，还可以发现上证指数的当期波动对创业板指数的当期波动的调整幅度很大，当上证指数的日收盘价每增加1元，则会使创业板指数的日收盘价相应增加1.1556元，上期误差对当期创业板指数日收盘价的当期波动调整不大，单位调整比例只有-0.0121。又因为当出现偏离长期均衡的情况时，调节力度可以由前述模型的系数反映出来，所以根据-0.0121的系数估计值，一旦短期的波动与长期均衡的状态出现偏离情形，则使得非均衡走向还原到均衡状态的速度为1.21%。第四，由前述格兰杰因果性的实证检验结果，在滞后期为1的情况之下，创业板指数与上证指数之间互不影响，但随着滞后期不断增加，可以发现上证指数是创业板指数的格兰杰原因，但创业板指数却非上证的格兰杰原因。即可以认为主板市场的震荡能够影响到创业板市场的起伏波动，而创业板市场的波动反作用于主板时则影响甚微，创业板市场并不会给主板市场造成重大打击。 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页结论自创业板市场推出以来，很多人担心创业板的推出可能会让主板市场“受到伤害”。为了找出我国创业板市场与主板市场间的影响关系，本文以创业板指数与上证指数的日收盘价为研究对象，用金融计量学的相关理论，对两板市场之间的关系进行实证分析。发现我国创业板市场与主板市场之间有(1,1)协整，存在长期协整关系，但在短期表现不显著。同时，根据格兰杰因果检验结果，创业板市场的推出并不会对主板市场产生多大的冲击，相反，主板市场一旦出现风吹草动，却会给创业板市场带来很大影响。观察全球各发达资本市场，创业板与主板市场相互间的长期协整关系仅仅是很微弱的，甚至可以将这样的微弱关系忽略。而我国的两板市场相互间的协整关系是长期而又均衡的。这大致是由于我国两板市场之间并没有真正独立开来，还存在着千丝万缕的联系。这也是我国资本市场还不够成熟、不够完善的一个表现。在国际证券市场上，发展的比较好的几个创业板市场，如美国纳斯达克等，它们皆为相当独立的板块，几乎是完完全全独立于主板市场而存在的，拥有专门的交易系统、组织架构、监管机制等，具有相对独立的运营模式。从以往经验来看，只有独立于主板市场之外的创业板市场，才能真正有效地发挥作用，否则如果是作为主板市场的附属品，那么很难得到长远的发展，也不能达到当初设立的目的。那些独立于主板市场的创业板市场，由于准入门槛相对较低，因此在为一国中小型企业融资方面提供了切实有效的解决途径，直接刺激了一国的资本市场的成熟完善，为该国经济发展做出了很大贡献。而在我国，由于两板市场面对相同的市场环境和运行机制，因此短期来看，创业板市场只是主板市场的补充，甚至在很多方面更像是主板市场的复制品，所以不可避免地存在长期稳定的均衡关系，而这样的关系如果无法及时改变，不仅无法令创业板的作用有效发挥出来，还会危及到主板市场的长期发展，将阻碍我国多层次的、健全的资本市场体系的建立，削弱我国资本市场的稳健性。因此，我国应该在创业板市场的建设过程中，借鉴国外的成功经验，不断有意识地将创业板市场从主板市场中分离出来，构建两个独立的系统，打破两板市场相互间的长期协整关系，进一步完善我国的资本市场。 淮海工学院二〇一二届本科毕业论文第17页共17页参考文献[1]　周少甫，潘娜．香港创业板市场与主板市场的动态相关性分析[J]．统计与决策，2004（11）：34-36.[2]　冉茂盛，胡国鹏，王波．股价指数与经济增长之间协整关系的实证分析[J]．重庆大学学报，2005（4）：157-159.[3]于春红．浅析创业板市场[J].黑龙江社会科学，2005(5)：66-68.[4]　吴世农，潘越.香港红筹股、H股与内地股市的协整关系和引导关系研究[J]．管理学报，2005(3)：190-199.[5]　彭少琴．我国建立多层次资本市场对策研究[D].北京：首都经济贸易大学，2005:1-31.[6]　潘婷，潘淑娟，文忠桥，黄华继．我国中小企业板市场与主板市场的运行特征比较——基于市场指数的实证分析[J].金融经济，2006（9）：:118-119.[7]　张成思．金融计量学[M]．大连：东北财经大学出版社，2008：158-186.[8]　金聪，寿志敏.创业板，不会让主板市场很受伤[J].中国商界，2009(8):47-48.[9]　陆珩瑱，马颖灏.中国内地、香港与美国股票市场的长期协整关系研究[J].价值工程，2010(3):38-39.[10]张琳琬，张路宁.创业板与沪深主板市场联动效应的实证研究[J].现代商贸工业，2010(20)：188-189.[11]王建飞，双星，李晓欢，智月莹．我国创业板市场和主板市场动态相关性的实证分析[J].中国商界，2010（5）：7-9.[12]张阁.我国创业板对主板市场的影响分析及发展创业板市场的建议[J].2010(2)：32-36.[13]何娇娇．四地股票市场协整关系的实证研究[J]．经济师，2010（7）：88-90.[14]汤建．创业板市场与主板市场之间的波动性关系研究[J]．中国集体经济，2011（1）：104.[15]景新．内地和香港股市协整关系的实证研究[D].北京：对外经济贸易大学，2010：1-17.[16]夏京文，万颜燕.创业板与主板互动关系的实证分析[J].经济观察，2011(8):98-99.[17]吕文红．深圳创业板指波动性的实证研究[J]．辽宁工业大学学报，2011(8)：134-136. 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