文/張宇宸（河北金融學(xué)院）

一、研究背景

現(xiàn)如今全球金融市場之間相互關(guān)聯(lián)性越來越明顯，中美日金融市場波動可能會影響到全球投資者的信心，從而使金融市場具有一定相關(guān)性，產(chǎn)生或同向或反向的影響。吳世農(nóng)（2005），羅旋（2006），石建勛（2011）對A股與H股市場之間是否存在影響及影響效果進(jìn)行研究。羅旋（2006）認(rèn)為兩地股市存在著因果關(guān)系但不存在協(xié)整關(guān)系。而吳世農(nóng)（2005）認(rèn)為兩地股市存在協(xié)整關(guān)系。石建勛（2011）則認(rèn)為在金融危機(jī)后兩地股市的協(xié)整關(guān)系發(fā)生了變化。丁振輝（2013）研究發(fā)現(xiàn)A股對H股市場的影響更大。全球疫情減緩了全球化經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同樣也會影響全球金融市場之間的關(guān)聯(lián)性。同時這一影響也會對恒生指數(shù)期貨與其他市場指數(shù)的影響關(guān)系發(fā)生變化。楊雪萊（2012）研究發(fā)現(xiàn)在危機(jī)期間中國和美國金融市場聯(lián)動性增強(qiáng)。在全球市場化進(jìn)程受阻、美聯(lián)儲不斷實(shí)行量化寬松政策、疫情對全球貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)造成巨大沖擊等一系列因素的影響下，全球指數(shù)對恒生指數(shù)期貨的影響如何變化有待研究。因?yàn)檠芯繃H間指數(shù)的互相影響及作用效果，不但可以對相關(guān)投資者提供指導(dǎo)，同時也可以為全球經(jīng)濟(jì)影響提供一定借鑒價值。香港金融市場作為中國較為特殊金融市場，在經(jīng)濟(jì)方面受到中國大陸經(jīng)濟(jì)政策變化的影響，同時也會受到大陸居民生活消費(fèi)的影響。這些影響的混合效果足以對香港金融市場產(chǎn)生不可忽視的作用。港幣以美元為抵押物發(fā)行，在匯率方面受到美元匯率的影響，使得兩種貨幣有十分強(qiáng)的關(guān)系。香港以港幣作為計(jì)價單位，天然受到美元匯率波動的影響，其金融市場同樣會受到美國金融市場的影響。加上香港市場開放的金融環(huán)境，是外國資本進(jìn)入中國的入口。美國金融市場對香港金融市場有較為明顯的影響。日本作為亞洲的發(fā)達(dá)國家，其貿(mào)易活動，金融市場對亞太區(qū)域金融影響較大，同樣會對香港金融市場產(chǎn)生一定影響。本文利用收盤價數(shù)據(jù)分析恒生指數(shù)期貨受到中美日三國指數(shù)影響的情況，探討三大金融市場對中國香港金融市場的影響程度，并通過數(shù)據(jù)分析，判斷是否能夠通過國際指數(shù)變化來指導(dǎo)在恒生指數(shù)期貨上的投資。

二、數(shù)據(jù)選擇與處理

要研究中美日金融市場對恒生指數(shù)期貨的影響，需要選取這三國具有代表性的指數(shù)進(jìn)行分析。中國市場指數(shù)選擇覆蓋范圍較大的上證指數(shù)，美國市場指數(shù)選擇覆蓋互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)公司較多的納斯達(dá)克指數(shù)，日本市場指數(shù)則選擇最為經(jīng)典的日經(jīng)225指數(shù)。數(shù)據(jù)時間段選取從2017年6月8日到2020年12月20日共三年6個月的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于東方財富CHOICE數(shù)據(jù)終端。

不同區(qū)域、國家的金融市場會受到地區(qū)所在時區(qū)不同，交易所規(guī)定的每天開市、閉市的時間不相同以及各國節(jié)假日的不同等一系列因素的影響，且市場間影響可能具有遲滯性，而可能會遲滯一段時間。所以選取數(shù)據(jù)時采用各指數(shù)的日數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)，而不是以5分鐘等更短周期的數(shù)據(jù)來研究恒生指數(shù)期貨受到國際指數(shù)的影響?？紤]到恒生指數(shù)期貨是一個帶杠桿的保證金交易，每日指數(shù)波動劇烈。如果國際金融市場對恒生指數(shù)期貨的影響在同一天的交易中沒能反映出來，考慮到在下一個交易日又會受到新的價格變化的影響，可以忽略上一交易日其他市場對恒生指數(shù)的影響，所以也不選擇比日數(shù)據(jù)更長周期的數(shù)據(jù)，因?yàn)椴煌瑓^(qū)域、國家金融市場因?yàn)楣?jié)假日或特殊原因開市的日期也有所不同。為了真實(shí)反映國際指數(shù)與恒生指數(shù)期貨的關(guān)聯(lián)性，在處理數(shù)據(jù)時將幾個市場同一天開市的數(shù)據(jù)保留，剔除其他數(shù)據(jù)，減少噪聲數(shù)據(jù)干擾。

三、研究方法

關(guān)聯(lián)性分析包含多種分析方式，本文采用相關(guān)系數(shù)方法對指數(shù)市場進(jìn)行相關(guān)性分析，簡單判斷指數(shù)市場間的相關(guān)性。并使用回歸分析來研究數(shù)據(jù)之間的關(guān)聯(lián)性。再使用ADF檢驗(yàn)，判斷序列是否具有單位根，原假設(shè)是否被拒絕，從而判斷相關(guān)系數(shù)是否可信，時間序列是否平穩(wěn)。

待分析相關(guān)性的兩個數(shù)據(jù)序列，在進(jìn)行相關(guān)性分析之前，通常假設(shè)兩列數(shù)據(jù)之間沒有相關(guān)性，避免影響最終結(jié)果判斷。在進(jìn)行相關(guān)性分析之后，能夠獲得兩個量化指標(biāo)：相關(guān)系數(shù)和顯著性檢驗(yàn)概率。檢驗(yàn)概率值反映了沒有相關(guān)性的可能性。在95%的置信度下，若數(shù)值小于0.05，則否定了原假設(shè)，兩個數(shù)據(jù)序列不相關(guān)。通過這一方法就可以判斷兩個序列數(shù)據(jù)的相關(guān)程度及可信度。相關(guān)系數(shù)的符號說明數(shù)據(jù)之間是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)，這一方法無法判斷各因素影響的因果關(guān)系，同時本文的研究目的也不需要對因素因果關(guān)系進(jìn)行研究，只需對影響的顯著性及可信度進(jìn)行判斷。

本文通過回歸分析法，將其他市場的指數(shù)數(shù)據(jù)作為自變量，香港恒生指數(shù)作為因變量進(jìn)行分析。從理論上來說，每組變量在進(jìn)行回歸分析之后，都能產(chǎn)生不少于一個的回歸方程。通過計(jì)算得出系數(shù)，并將計(jì)算所得數(shù)據(jù)帶入回歸方程后才能得出結(jié)果，還必須考察回歸方程的有效性，只有有效的回歸方程，才有用來指導(dǎo)因變量在自變量影響下變化的數(shù)值。使用有效的回歸方程，人們可以將自變量數(shù)據(jù)代入方程，計(jì)算出想要知道的因變量值，從而可以實(shí)現(xiàn)預(yù)測、分析、指導(dǎo)等。在回歸分析中，評價回歸方程的質(zhì)量非常重要，借助高質(zhì)量的回歸方程式，可以保證研究活動的科學(xué)性和有效性。反之，如果回歸方程的質(zhì)量很差，則可能做出完全錯誤的預(yù)測、分析、指導(dǎo)。

將上證指數(shù)、納斯達(dá)克指數(shù)、日經(jīng)225指數(shù)、恒生指數(shù)期貨數(shù)據(jù)計(jì)算出兩兩相關(guān)系數(shù)，可以簡單表明這些數(shù)據(jù)之間相關(guān)密切程度。以恒生指數(shù)期貨作為因變量，上證指數(shù)、納斯達(dá)克指數(shù)、日經(jīng)225指數(shù)作為自變量進(jìn)行回歸分析，可以知道這三個指數(shù)能夠解釋多少恒生指數(shù)期貨的變動。

ADF檢驗(yàn)置信度設(shè)置為95%

零假設(shè)：上證指數(shù)與恒生指數(shù)期貨相關(guān)系數(shù)為0

納斯達(dá)克指數(shù)與恒生指數(shù)期貨相關(guān)系數(shù)為0

日經(jīng)225指數(shù)與恒生指數(shù)期貨相關(guān)系數(shù)為0

如果p值大于0.05則不能拒絕零假設(shè)，如果p值小于等于0.05則可以拒絕零假設(shè)。

通過回歸方程找到恒生指數(shù)期貨與上證指數(shù)、納斯達(dá)克指數(shù)、日經(jīng)225指數(shù)的關(guān)系。

四、實(shí)證研究

（一）相關(guān)系數(shù)分析

表1數(shù)據(jù)表明恒生指數(shù)期貨其他三個市場的指數(shù)都有一定的相關(guān)性。從圖中數(shù)據(jù)可知納斯達(dá)克指數(shù)期貨與恒生指數(shù)期貨的相關(guān)系數(shù)為-0.4252，為負(fù)相關(guān)；日經(jīng)指數(shù)與恒生指數(shù)期貨的相關(guān)系數(shù)為0.1835，為正相關(guān)；上證指數(shù)與恒生指數(shù)期貨的相關(guān)系數(shù)為0.3117，為正相關(guān)。雖然上表數(shù)據(jù)可以得知其他三個市場指數(shù)對恒生指數(shù)期貨具有一定影響，但系數(shù)不夠大，不能判斷有明顯影響。

（二）回歸分析

將恒生指數(shù)期貨日收盤價格以Y表示，美國納斯達(dá)克指數(shù)日收盤價以N表示，中國上證指數(shù)日收盤價以S表示，日本日經(jīng)指數(shù)以J表示，構(gòu)建回歸方程。

其中a、b、c、d為未知系數(shù)。

使用四個市場的日收盤價進(jìn)行回歸分析。

表2數(shù)據(jù)中，R2數(shù)值表明在回歸分析中該回歸方程能夠解釋恒生指數(shù)期貨變化的99.74%的數(shù)據(jù)，R2大于70%就表明擬合度足夠高該回歸方程具有指導(dǎo)意義，表中R2數(shù)據(jù)達(dá)到了99%說明該回歸方程基本能解釋在數(shù)據(jù)采集時間段的所有因變量恒生指數(shù)期貨的變動。

表2 回歸分析結(jié)果

（三）方差分析

表3數(shù)據(jù)F值為99493.1201，Significant F為0＜0.05，表明該回歸方程在95%的置信度下否定原假設(shè)恒生指數(shù)期貨不能由本文選取的其他三個金融市場指數(shù)解釋其價格變化。這說明了恒生指數(shù)期貨的價格變化完全可以由其他三個指數(shù)市場來解釋。

表3 方差分析

（四）ADF檢驗(yàn)

表4數(shù)據(jù)中納斯達(dá)克指數(shù)的t值-35.6352明顯小于-2，且p值為0＜0.05，表明在95%置信度下該序列中沒有單位根，即其序列是平穩(wěn)的。拒絕了零假設(shè)即納斯達(dá)克指數(shù)與恒生指數(shù)期貨不相關(guān)，表明了納斯達(dá)克指數(shù)與恒生指數(shù)期貨相關(guān)。

表4 ADF檢驗(yàn)

表4數(shù)據(jù)中日經(jīng)225指數(shù)t值41.8545明顯大于2，且p值為0＜0.05，表明在95%置信度下該序列中沒有單位根，即其序列是平穩(wěn)的。拒絕了零假設(shè)即日經(jīng)225指數(shù)與恒生指數(shù)期貨不相關(guān)，表明了日經(jīng)225指數(shù)與恒生指數(shù)期貨相關(guān)。

表4數(shù)據(jù)中上證指數(shù)t值20.2677明顯大于2，且p值為0＜0.05，表明在95%置信度下該序列中沒有單位根，即其序列是平穩(wěn)的。拒絕了零假設(shè)即上證指數(shù)與恒生指數(shù)期貨不相關(guān)，而表明上證指數(shù)與恒生指數(shù)期貨相關(guān)。

從系數(shù)一欄可以得知各指數(shù)與恒生指數(shù)期貨之間的變動關(guān)系。納斯達(dá)克指數(shù)系數(shù)一欄為-1.4355，這一數(shù)據(jù)表明當(dāng)納斯達(dá)克指數(shù)變動1個點(diǎn)的時候會導(dǎo)致恒生指數(shù)期貨產(chǎn)生1.4355個點(diǎn)的反向變動。日經(jīng)225指數(shù)系數(shù)一欄為1.2761，這一數(shù)據(jù)表明日經(jīng)225字?jǐn)?shù)變動1個點(diǎn)會導(dǎo)致恒生指數(shù)期貨產(chǎn)生1.2761個點(diǎn)的同向變動。上證指數(shù)系數(shù)一欄為3.5935，這一數(shù)據(jù)表明上證指數(shù)變動1個點(diǎn)會導(dǎo)致恒生指數(shù)期貨產(chǎn)生3.5935個點(diǎn)的同向變動。

五、結(jié)論

綜上，該回歸方程能夠解釋數(shù)據(jù)占比達(dá)到了99.74%，是個非常高的水準(zhǔn)。這可能是數(shù)據(jù)選擇時間段導(dǎo)致的，在這段時間國際上發(fā)生了很多具有全球影響力的事件，導(dǎo)致全球金融市場關(guān)聯(lián)性增大。尤其是香港金融市場與其他金融市場的關(guān)聯(lián)性增大，導(dǎo)致了恒生指數(shù)期貨與上證指數(shù)、納斯達(dá)克指數(shù)、日經(jīng)225指數(shù)之間的關(guān)聯(lián)性增大了。得到的回歸方程時間序列平穩(wěn)，沒有單位根。故從2017年6月8日到2020年12月20日之間的日收盤數(shù)據(jù)能夠很好地擬合由上證指數(shù)、納斯達(dá)克指數(shù)、日經(jīng)225指數(shù)作為因變量，系數(shù)分別為3.5935、-1.4355、1.2761的回歸方程。

按照回歸分析得到的數(shù)據(jù)，可以知道美國的納斯達(dá)克指數(shù)上漲會給目標(biāo)指數(shù)期貨帶來下降的影響，即負(fù)相關(guān)。而日經(jīng)225指數(shù)與上證指數(shù)會對目標(biāo)指數(shù)期貨帶來相同方向變動的影響。在實(shí)際交易中利用不同金融市場的開市時間，根據(jù)開盤后日經(jīng)225指數(shù)、納斯達(dá)克指數(shù)、上證指數(shù)的表現(xiàn)可以作為交易恒生指數(shù)期貨的指導(dǎo)。分析結(jié)果是由三個自變量組成，所以在實(shí)際運(yùn)用時需要綜合考慮三個市場的變動。如果納斯達(dá)克指數(shù)下跌，上證指數(shù)、日經(jīng)225指數(shù)上漲，該回歸方程可以直接預(yù)測恒生指數(shù)期貨會上漲。但如果納斯達(dá)克指數(shù)、上證指數(shù)、日經(jīng)225指數(shù)同時上漲就需要使用各指數(shù)上漲點(diǎn)數(shù)乘各指數(shù)相關(guān)系數(shù)求和來預(yù)測恒生指數(shù)期貨到底是上漲還是下跌。

金融市場風(fēng)云變幻，現(xiàn)在的高相關(guān)聯(lián)性不代表未來一直如此。金融市場間的關(guān)系可能會隨著時間發(fā)展，受到國家政策，突發(fā)性國際事件的影響產(chǎn)生劇烈變化。本文采用最近三年多的數(shù)據(jù)來進(jìn)行分析，具有一定時效性。利用歷史數(shù)據(jù)得到的回歸方程只是對歷史數(shù)據(jù)關(guān)系的分析，對未來的恒生指數(shù)期貨交易具有一定指導(dǎo)意義，但未來金融市場還有很大的不確定性，不能完全依賴這個回歸方程。尤其是近一年全球疫情對于全球經(jīng)濟(jì)、金融市場的影響很大，而這段時間的數(shù)據(jù)在本文選取的數(shù)據(jù)中占有較大比重。對于未來全球市場可能的變化需要不斷納入新的數(shù)據(jù)，調(diào)整回歸方程的系數(shù)來應(yīng)對金融市場關(guān)聯(lián)性的變化。甚至當(dāng)全球金融市場發(fā)生劇烈變化時，回歸分析中部分指數(shù)的p值可能會大于0.05，不能拒絕零假設(shè)。即不能否定該指數(shù)與恒生指數(shù)期貨的相關(guān)系數(shù)為0，這時該指數(shù)對于恒生指數(shù)期貨的交易沒有任何指導(dǎo)作用。