中国股票市场的渐进有效性研究

中国股票市场的渐进有效性研究

*

张 兵

(南京大学管理科学与工程研究院 210093)

李晓明

(新西兰Massey 大学商务系)

内容提要:本文研究了中国股市是否弱式有效。不同于传统的检验方法,本文的实证分析运用了特别适合于转轨经济体中新兴股市的渐进有效性检验,该方法采用时变系数的AR(2)自回归模型,同时考虑到/波动集群0的异方差影响,更能清晰地反映出市场有效性的动态演进过程。加之分年度检验的结果,我们有把握认定中国股市从1997年开始呈现弱式有效。

关键词:市场有效性 鞅过程 渐进有效性检验 弱式有效

* 本文系5经济研究6编辑部、北京大学光华管理学院和武汉大学高级研究中心2002年11月联合举办的第二届/中国青年经济学者论坛0入选论文的修改稿,作者感谢与会专家提出的有益评论和匿名审稿人的建设性修改意见。

目前国内已有一些研究股市有效性的文献,但是结论却不尽相同。俞乔(1994)对中国股市有效性研究做了开创性的工作,他运用规范的经济计量分析方法,对截止到1994年4月底的样本数据进行了收益率的序列相关检验、游程检验和非参量性检验,结论是中国股市是非有效的。吴世农(1996)研究了深沪两市1992年6月至1993年12月20种股票的日收益率,结果表明20种股票日收益率的时间序列不存在显著的系统变动趋势,但他认为不能以此定论中国股市弱式有效。张思奇、马刚、冉华(2000)将上证A 股指数样本空间分为两个子样本(19921112)19951319和199513110)199816130),运用ARMA -ARCH -M 模型研究,发现其日收益率序列基本满足白噪声性质(尤其在第二阶段),但作者认为这只说明当前收益与过去信息之间不存在简单的线性关系,并没有排除其它非线性关系,仅以此推断市场已经达到弱式有效过于主观。张亦春、周颖刚(2001)运用广义谱域分析,得出的结论是中国股市未达到弱式有效。

我们认为有必要梳理现有的研究成果:首先,市场有效性理论是金融经济学研究中的核心理论,是现代金融投资理论(如C APM 、APT 理论)的基础。如果推翻了该理论,那么就面临着重新构筑资产定价模型等问题。其次,以上学者们的研究结论不一致,原因可能是方法上的,也可能是理论上的。第三,有些学者强调我国股市独特的个性和发展的不成熟,认为在此情形下运用成熟股市的检验方法只具有参考意义,因此特别需要能够适用于转轨经济体中新兴股市的有效性研究方法。最后,市场有效性理论是政府股市监管和投资者实践的理论依据,得出尽可能科学、准确的结论具有重大的应用价值。本文安排如下:首先讨论市场有效性实证研究方法,并提出渐进有效性检验方法。不同于传统的检验方法,渐进有效性研究方法可以准确地刻画出市场有效性的演进轨迹,反映出股票市场从无效到弱式有效的动态过程。其次给出我们的分年度检验和渐进有效性研究的实证结果。最后是简短的评论。

一、市场有效性的研究方法

要使有效市场假说可以检验,就必须明确刻画出价格序列的形成过程。绝大多数学者运用预期收益模型描述均衡价格的形成过程,Fama(1970)给出了如下的模型来定义有效市场假说:

张 兵、李晓明:中国股票市场的渐进有效性研究

E(p j,t+1|5t)=11+E(r j,t+1|5t)2p j,t(1)

式中E是期望符号,p j,t是证券j在t时刻的价格,p j,t+1是其在t+1时刻的价格,r j,t+1是收益率, r j,t+1=(p j,t+1-p j,t)P p j,t;5t是在时刻t的信息集。

令X j,t+1=p j,t+1-E(p j,t+1|5t)(2)于是有:E(X j,t+1|5t)=0(3)定义序列{X j,t}是基于信息集{5t}上的/公平博弈0(fair ga me)。

用预期收益模型来表示市场均衡条件以及在信息集5t上形成均衡期望收益有着重要的实证含义,它排除了基于信息集5t上的交易系统可以获得超过均衡收益的利润。因此,价格充分反映了可以获得的信息,隐含着交易过程是一个/公平博弈0,在这个意义上,市场是有效的。在(1)式中,如果对于所有的t和5t存在着以下关系:

E(p j,t+1|5t)\p j,t或E(r j,t+1|5t)\0(4)那么,就认为价格序列{p j,t}遵从基于信息集{5t}的下鞅过程。这意味着下一时刻t+1的股价,将大于或者等于t时刻的股价。特别地,如果:

E(r j,t+1|5t)=0(5)那么,价格序列{p j,t}是个鞅过程。因此,公平博弈是鞅的差分。在(3)式中,鞅差分序列表明给定信息集5t,条件期望收益为0。有效市场假说实际上是鞅假定。

在实证研究中,一类重要的检验是针对随机游走的。随机游走模型假定价格序列的改变量相互独立,且具有相同的分布,其分布可表示为:

f(r j,t+1|5t)=f(r j,t+1)(6)在我国股市有效性的实证研究中,一些作者因为股票价格不符合随机游走,所以得出市场无效的结论。我们认为将随机游走检验等同于市场弱式有效检验是认识上的偏差,正如Leroy(1973)证实,理性预期均衡的价格(收益)序列甚至不遵循鞅过程,而随机游走过程仅是鞅过程的特例。随机游走过程与鞅过程相比,限制条件更多:首先,鞅过程只要求残差项不相关;而在随机游走过程中则要求不具有任何的依赖性。其次,鞅过程不要求高阶矩(如方差)统计上独立。如果股票价格是个鞅过程,股票价格不可预测,但是股价变化的条件方差是可以从过去的方差中预测的(如ARC H过程);但如果股票价格是随机游走过程,那么时变性的条件方差是不允许的。显然,随机游走过程隐含着鞅假定,但反之并不成立(除非收益率序列是一个高斯过程)。因此对随机游走假说的偏离并不能证明市场是无效的,满足随机游走假说只能看作是市场是弱式有效的充分条件。

市场有效性问题基本上是一个实证问题,Fama(1965)指出;检验某一时间序列是否遵循鞅过程的最直接方法是测试其序列相关性,如Box-Pierce Q统计量、方差比检验。这些检验验证对于所有k>0,cov(r t,r t+1)是否等于0,如果cov(r t,r t+k)X0,则存在着推翻市场有效性的证据。有效市场假说推论,如果股票价格遵循鞅过程,那么股价收益率的滞后各阶均不相关,所以运用这些检验是合适的(洪永淼,2002)。计算序列相关系数公式为:

Q(k)=Cov(r t,r t+k)

Var(r t)Var(r t+k)=

Cov(r t,r t+k)

Var(r t)

(7)

1970年B ox和Pierce提出Q统计量,对所有序列相关系数全部为0的联合假设进行检验:

Q m=T6m k=1Q2(k)(8)式中:T为样本数据个数,m为最大滞后阶数。在零假设之下,^Q(k)渐近于正态分布,因而Q m 的渐近分布为V2m分布。通过序列相关系数的平方和,Q统计量可以用来对序列相关系数在任何

2003年第1期

方向和任一阶的偏离进行刻画。

在对有效性检验的非参数检验方法中,游程1检验是常见的一种,游程检验可以克服序列相关检验易受极端值影响,而且受到有限的方差是否存在这一问题困扰的缺陷。如果价格变化是随机的,那么实际游程数目应与预期数目相同。在随机游走假设下,当样本容量很大时,总游程Q 服从正态分布。构造统计量Z :

1 股票价格连续性地单向上升或下降的过程被称为一个游程。

o 其中,E (Q )为总游程的期望值,R Q 为总游程的标准差。E (Q )和R Q 的计算公式是:E (Q )=

N +2N 1N 2

N

,R Q =2N 1N 2(2N 1N 2-N )

N 2(N -1)

式中,N 是股价变动的总天数,N 1是股价上升的天数,N 2是股价下降的天数。

? 莫斯科股票市场1991年8月正式开始交易,布达佩斯、华沙股市也是在20世纪90年代初期建立,这些转转经济体中的股票市场与中国股市有很多相似之处。

Z =

Q -E (Q )R Q

o

(9)

如果市场是弱式有效,那么Z 服从标准正态分布。如果实证得出的统计量Z 大于临界值,那么股市不具有弱式有效性。

目前普遍认为随着时间的变化,金融资产收益的方差不是固定不变的,特别是在短时期内尤其如此。假如由于异方差的影响,一个随机游走的假设被拒绝,那么这个检验就没有多大意义。Lo 和Mac Kinlay(1988)提出的方差比检验较好地解决了这一问题。该检验认为,如果时间序列呈现随机游走,那么资产两个时期的连续复合收益r t (2)=r t +r t -1的方差与一时期连续复合收益r t 的方差之比为2,q 期的方差应是1期的q 倍,即:

Var [r t (q )]P Var (r t )=q

(10)

Lo 和MacKinlay(1988)证明,方差比检验比序列相关检验和游程检验都更有效。方差比检验为:VR =

Var [r t (q )]q *

Var (r t )

(11)

在收益率分别是同方差和异方差假设下,方差比的标准正态统计量的具体表述见Lo 和Mac K -inlay(1988)。在进行方差比检验时,需要对多时期的方差进行估计,估计的精度和检验的功效与样本量有关。当方差比检验中的q 增大时,用通常的估计方法就只有[T P q ]个样本(T 为样本量数量)。为了增加检验的功效,本文实证部分使用重叠样本的估计方法。

以上的文献均是在西方成熟的股市研究中得出的。但Laurence(1986)、Hall(1997)等在研究俄罗斯及东欧股市(布达佩斯、华沙股市)?时发现,对于新兴的或转轨中的股票市场,市场早期无效会对整个时期的检验带来偏差,由于基期的强烈影响,可能会错误地推断出整个市场是无效的,而这将会掩盖市场有效性的动态演进。Cornelius(1994)指出,在刚刚建立的股市中,市场各参与方的行为不符合市场有效范式,市场无效是必然的,因此需要新的检验方法。Hall(1997)提出了如下的渐进有效性检验法:r t =B 0t +

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p i =1

B it r t -i +e t (12)

我们注意到在(12)式中,系数B it 是随时间而改变的(具有时间下标t ),通过考察自回归系数随时间的变化情况,我们可以观察到市场有效性的动态演进。比如,市场初期B 0t 、B 1t 、B 2t 很可能显著异于0,但是如果我们发现B 1t 、B 2t 逐渐向0收效,那么就可以认为市场的预测能力消失了,基于过去的信息无法预测将来,我们就可以有把握地判定市场趋向有效。Rockinger 和Urga(2000)进一步考虑到股市收益数据中普遍存在的异方差现象对结果的可能影响,异方差很可能造成虚假的回归

张 兵、李晓明:中国股票市场的渐进有效性研究

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系数显著的现象,而使研究者做出拒绝市场有效性的错误结论。我们实证中运用的方程组形式为:

r t=B0t+6p i=1B it r t-i+e t,e t~N(0,h t)(13)

B i,t=B i,t-i+u i,t,u i,t~N(0,R2i)(14)

h t=C0+C1e2t-1+C2e2t-1D t-1+C3h t-1(15)

D t-1=1,如果e t-1<0;否则为0。

(13)式是自回归模型,这是量测方程(measure ment equation),e t是误差项,其均值为0,条件方差为h t,(14)式和(15)式是状态方程(state equation),由这三个方程组成的方程组是标准的状态空间模型,运用卡尔曼(Kalman)滤波技术可以得到以上方程组的各项系数估计,以及B0t、B1t、B2t的动态演进过程。(14)式设定随时间变化的自回归系数遵循随机游走过程,以此描绘自回归系数的动态演进。(15)式是TARC H模型,加入虚拟变量是考虑到股市波动常存在杠杆效应1,市场有效意味着B it=0,而B it向0收敛的过程反映着市场有效性的提升。渐进有效性研究不是将市场有效性视作一成不变的(股市不是刚建立时就有效,但也不是一直无效),而是设法发现其动态的演进规律,这正是该方法的独特优势。

研究中数据的选择对研究结论影响很大。一些学者研究中数据样本的起点选择在1993年以前,由于基期选择较早,而当时市场有效性很差,这种市场初期的差别将强烈影响以后各期,即使较长的样本也很难弥补。例如,在进行游程检验时,在1992年以前价格经常单方向上涨,这必然造成游程数较少,从而提高了游程数与标准正态分布的差别,这样市场初期造成的游程数目过少会始终影响以后有效性的检验,使检验通不过。而克服这一弊端的有效途径是分年度检验和渐进有效性检验,同时更能够发现市场有效性的演化趋势。目前的股市已发展到一定的规模与层次,提供了更多的样本,在技术上能够满足更多的计量模型的需要。以下本文将运用最广泛的样本空间,规范的计量手段,分别运用分年度检验和渐进有效性检验进行实证研究。

二、实证检验结果

我们采用综合指数日收盘价的对数收益率进行分析,令p t为t时刻的收盘价,对数收益率定义为:r t=ln(p t P p t-1)*100。综合指数是价值加权指数,对反映全体股票整体运行状况具有很好的代表性,一直是中国股市最有影响力的指数。综合指数数据始于市场成立时,截止于2001年9月28日。同时我们选取了388只沪市上市公司股票,各股数据截止于1998年年底,由于上市日不同,各股数据起点不同。指数和个股数据均来源于Datastream数据库。由于我国上海和深圳两个市场极具共性,本文将主要给出上海市场的研究结果。本文的实证将首先综合运用序列相关、游程检验、方差比检验等方法进行分年度检验,然后进行渐进有效性研究,以图检验市场的动态有效性。各种检验方法的综合运用可以有效克服单一方法的局限,并得出更可靠的一般结论。

11序列相关检验和游程检验的实证结果

表1是上海综合指数收益率的序列相关检验和游程检验结果。从中可以看出,1991)1995年Q(3)至少在5%显著性水平上显著地异于0,1996年Q(3)在10%水平上显著地异于0,从1997年起,Q(3)与0在统计上已没有区别(1999年是个例外,Q3数值很大,这是5119行情的强烈影响所致)。再从游程检验Z统计值为看,1996年以后各年Z的绝对值均不具有统计显著性,(Z的绝对

1杠杆效应是指市场对不同性质的消息,引起的价格波动是不同的,通常坏消息对股价波动的冲击更大。在TARCH模型中好消息对条件方差的影响为C1,坏消息的影响为C1+C2。若C2X0,说明好坏消息的影响不对称;若C2>0,我们认为有杠杆效应的存在。

值小于临界值)。据此可以认为,上海股市从1997年开始已经呈现出明显的弱式有效。我们对深圳综合指数收益的分析得到同样的结果。除了1991年,各年度收益率的标准差逐渐减小,这说明经历了早期的大起大落,市场波动趋于缓和。

表1上海综合指数收益率的序列相关检验和游程检验

年度数目Q1Q2Q3Q(3)均值(%)标准差(%)游程检验Z值1991254017570164201604352(01000)0132301655-11106(0100) 19922550115801076010157197(01047)01379610-4143(01000) 1993257-01045010200115671039(01031)01025831371144(0115) 1994253-01057011080107851439(01043)-01099741511274(01203) 199525101019-01115-0125420114(0100)-0106121971171(01088) 19962470105101035011546131(01098)012021701120(01228) 1997243-01115-01023-010213157(0131)01112120104(01968) 199824601094-01072-01013153(0132)-010*******-0168(01493) 1999239-01026-010890121713162(01003)010731176-01842(0140) 20002370108301057-010683156(01312)011761137-0162(01536) 2001179-01002-01049-010510192(0182)-01091113-0166(01502)

注:表中,Q

1、Q

2

、Q

3

分别是滞后1、2、3期的序列相关系数。Q(3)为测试所有序列相关系数全部为0的联合假设的统计量。

2001年数据至9月28日。括号中数字为显著性水平。

为了深入研究,我们对截止到1998年底上市的上海A股(共388只)做出收益率的序列相关检验,表2是拒绝日收益率序列滞后各阶相关系数以及Q统计量为0的假设的数目和比例的结果。

Fama(1965)指出,/虽然滞后1期有11个(共30个)序列相关系数的数值两倍于其标准差,但所有样本的序列相关系数的绝对值都很小,最大仅01123。0法玛所指的拒绝比例,36136%(11P30),现在或多或少地成为判断股票市场是否弱式有效的标准。如果以此作为评判标准,上海股市个股收益率均低于该标准(滞后1期最大的拒绝比例是910%,远低于36136%)。据此我们可以认为总体而言,各股在1998年底时已经是弱式有效了。

21方差比检验结果

我们把上证综合指数周收益率样本分成两组,从1991年1月2日至1996年12月13日的样本为一组,从1996年12月24日至2001年7月8日的样本为另一组,时期q的长度选取为2、4、8、16,由于样本为周收益率,所以时期长度q分别代表2周、4周、8周、16周间隔。上证指数收益率的方差比检验统计量的计算结果见表3。

我们看到,在不考虑异方差的情况下,第一阶段的VR(2)、VR(4)、VR(8)、VR(16)统计量在5%显著性水平上,拒绝市场弱式有效的原假设;而在第二阶段统计量已经不显著,VR均十分接近于1。在考虑到异方差的情况下,结果与此类似。方差比检验清晰地反映出市场从1997年开始达到了弱式有效。

31渐进有效性检验结果

现在我们进行渐进有效性检验,这可以更清晰地刻画出市场有效性的动态演进过程。我们运用(13)、(14)、(15)三式组成的模型,研究中令P=2,方程组为自回归系数随时间而变(time varying)的AR(2)-TARCH模型,这需要运用到卡尔曼(Kalman)滤波技术(Harvey,1987),(13)式作为基本方程,而(14)、(15)式作为状态空间方程,(15)式的系数通过在收敛时的最大对数似然方法求出。这些运算是在TSP415软件下实现的,我们只报告出上海股市的结果,其数据的时间跨度与第三部分相同。表4是方程组的系数估计。

张兵、李晓明:中国股票市场的渐进有效性研究

表2上海股票市场个股拒绝序列相关系数为0的数目和比例

滞后期12345678910Q统计量拒绝日收益率假设的数目和比例(共388只个股)

拒绝的股票数目

355037173611623375431110

拒绝的股票比例(%)

9101219915414913291651991513198102814

拒绝周收益率假设的数目和比例(共388只个股)

拒绝的股票数目

1741191427371557262147

拒绝的股票比例(%)

414101641931661991531414176175141211

拒绝月收益率假设的数目和比例(共302只个股)

拒绝的股票数目

26129712101229542357

拒绝的股票比例(%)

81331821921231831231991317137141813注:表中/拒绝0是指拒绝各个滞后期的序列相关系数为0的假设。拒绝日收益率假设的最大比例是滞后6期的2916%,拒绝滞后1)10期序列相关系数联合为0的假设的Q统计值的最大比例是2814%。

表3上证综合指数周收益分阶段VR(q)统计量检验结果

样本期样本数

VR(q)

24816

91101102)9611211331011119*11266*11368*11379*

96112124)01171823601964019551102901934

注:统计量标记*表明在显著性水平为5%的检验下是显著的。

表4方程组(13)、(14)、(15)的系数估计

B00B10B20R0R1R2C0C1C2C3系数0116401319011850100301005010040102901588-0134301809

t检验01931113401862317114157-1113482184表4中,B00、B10、B20值较大,显示出上海市场开始建立时无效,股指收益率可预测性很高,R0、R1、R2是(14)式误差项u i,t的标准差,而(15)式系数C1-C3均统计显著,显示存在着GARC H效应,值得注意的是C2<0,这说明上海股市存在着/反0杠杆效应,即与一般的杠杆效应所描述的坏消息对市场冲击更大的现象相反,上海市场中好消息对市场的冲击大于坏消息的冲击,现存文献中很少发现这种现象,这显示出上海市场较明显的乐观的投资情绪,也可能与上海市场缺乏做空与退市机制有关。

图1至图3是由方程组得到的上海市场随时间而发生改变的(时变的)自回归系数B0t、B 1t、B2t 的变动轨迹,中间的曲线是时变的系数值曲线,上下两条曲线是系数值的95%的置信区间。B0t曲线在1992年5月之前一直显著为正,但在当年5月21日放开股价之后,B0t变动剧烈,置信区间陡然放大。而到了1997年年初,B0t变动趋于稳定。B0t在(13)式中是漂移项,B0t的系数一般均大于0,这说明上海市场在总体上保持着牛市的格局。

B1t、B2t分别是时变的滞后一阶和二阶自回归系数,我们同样发现市场早期B1t、B2t显著异于0,这显示出基于历史信息可做出预测,市场早期是无效的,而这种预测能力逐渐减弱,到了1996年年底(图中的1996年12月)B1t和B2t的变动趋于收敛,置信区间也逐渐走窄,其偏离的绝对值再也没

2003年第1期

图1 上海股市B 0t

及其置信区间的变动轨迹

图2 上海股市收益率的一阶自回归系数B 1t

及其置信区间的变动轨迹

图3 上海股市收益率的二阶自回归系数B 2t 及其置信区间的变动轨迹

有超过0105,波动幅度减弱,到了2000年B 1t 和B 2t 几乎全部收敛于0。这说明从1997年起基于历史的信息不再具有预测作用,B 1t 和B 2t 收敛于0,充分显示着市场有效性的提高。张 兵、李晓明:中国股票市场的渐进有效性研究

三、简短的评论

市场有效性理论近30年来受到了很多挑战,首先是星期效应、小公司效应等异常现象的发现,其次是行为金融学理论的发展,而关于市场非线性的研究也对有效性理论发起了冲击。Fama (1998)也对来自行为金融的批评作了反驳,他指出在有效市场中将会有各种各样的情形存在,既会有价格对信息的过度反应,也会有反应不足的情况。如果过度反应与反应不足两者出现的频率大致接近,则该市场仍为有效的。而实证研究证实了这两种情形出现的概率非常相近。同时,推翻市场有效性理论,必须具体规定一个与其对立的假设作为检验的基础。行为金融理论很难做到这一点,因此不能推翻有效性理论。我们认为,市场有效性理论反映了金融学家梦寐以求的理想状态,现实中虽然存在着异象,但所反映的是实现状态对理想状态的偏离,挑战并不能从根本上否定市场有效性理论;并且该理论提供了研究问题的参照系,或者说是基准(benchmark)。

渐进有效性检验法运用时变系数的自回归模型,同时克服了/波动集群0的异方差的干扰,可以动态地刻画股市有效性的演进,具备很强的功效,尤其适合于转轨经济体中的新兴股市的有效性检验。加之分年度检验的结论,我们可以有把握地判定中国股市1997年已经是弱式有效。随着我国股市规模的扩大、流动性的提高、股市基础设施的完善、投资者的逐渐成熟以及政府监管水平的提高,股票市场逐渐收敛于弱式有效。

基于渐进有效性研究的结论,我们可以对中国股市的发展阶段做出划分,至少可以以1997年为界,划分为两个不同的阶段:1997年之前市场无效,1997年之后市场呈现出弱式有效。经过这样的划分,可以使我们更加细致、准确地理解股市的总体运动规律。例如由于中国股市发展变化很大,在对股市波动研究时,总体样本的波动并不能代表各个子样本的波动情况。如果以1997年为界分组研究,将得到更加符合实际的结论,并且避免了在量化分析中样本区间和数据选取缺乏依据和一致性。

我们的研究的政策含义在于,政策管理模式应当尽量摆脱在/规范0和/发展0两极之间来回游移而对市场不断造成震荡(虽然逐渐减小),应该让市场充分发挥其自适应与自恢复机制;监管的重点应放在保护投资者利益,健全和完善信息披露制度,保证投资者对信息的公平获取权,惩处利用内幕信息、内幕交易、虚假陈述等获利的行为,促使信息在股票市场上充分、迅速、准确、对称地流动。同时应鼓励建立一些证券信息中心,使得投资者能够及时、低成本地获得信息。此外,有效性研究的结论意味着投资者只有立足于基本面分析,而无法依靠技术分析获得长期、稳定的超额收益。所以政策上应约束以/技术分析0为主要内容的股评,而应鼓励价值挖掘型的投资咨询,以更好地培养理性投资观念。总之,为提高股票市场有效性做出努力。

参考文献

洪永淼,2002:5金融计量的新近发展6,5经济学(季刊)6第2期。

刘树成、沈沛主编,2000:5中国资本市场前沿理论研究文集6,社会科学文献出版社。

吴世农,1996:5我国证券市场效率的分析6,5经济研究6第4期。

徐龙炳、陆蓉,2001:5有效市场理论的前沿研究6,5财经研究6第8期。

俞乔,1994:5市场有效、周期异常与股价波动6,5经济研究6第9期。

张思齐、马刚、冉华,2000:5股票市场风险、收益与市场效率:ARMA-ARCH-M模型6,5世界经济6第5期。

张亦春、周颖刚,2001:5中国股市弱式有效吗?6,5金融研究6第3期。

Ca mpbell,J.Y.,A.W.Lo and A.C.Mac Ki nlay,1997,The Econometrics of Financi al Markets,Princeton Uni versity Press,Princeton,New Jers ey.

Cornelius,P.K.,1994,/A Note on the Informati on Efficiency of Emerging Stock Markets0,We ltwirtsc haftlic hes Arc hiv,24,820)828.

Emers on,R,Hall S G and Zale wska-M i tura A,1997,/Evol ving M arket Efficiency wi th an Application to s ome Bul garian Shares,0Economic s o f Planning,30,75)90.(下转87页)

Jones,P.&J.Hudson,1998,The Role of Poli tical Parti es.Public Choice Vol.94:175)l89.

Keohane,Robert,1984.After Hegemony,Pri nceton,Pri nceton Univers ity Press.

Lake,Davi d.1996.Anarchy hierarchy,and the variety of internati onal relations.International Organization Vol.50(Winter):1)33.

)))l999.Entangling relati ons.Princeton:Princeton Uni versity Pres s.

Moe,Terry,1984,The Ne w Economics of Organization.American Journal of Political Science,Vol.28:739)777.

)))1990,Poli tical Ins ti tutions.J ournal of Law,Economics,and Organiz ation,Vol.6:2l3)253.

Mullef Dennis,1986.Rational Egois m Versus Adaptive Egois m as Fundamental Postulate for a Desc riptive Theory of Human Rehavior.Public Choice Vol.51:3)23.

)))2001,Public choice after50years,Bruno Frey after60.KY LOS Vol.54:343)354.

McCubbi ns,M.,R.Noll&Barry Weingast.1987.Adminis trati ve Procedures as Ins truments of Poli tical Control,J ournal of La w Economics, and Organization Vol.3:243)277.

)))1989,Structure and Process,Politics and Policy.Virgini a Law Review Vol.75:431)482.

Niskanen,W.A.1971.Bureaucracy and Repres entati ve G overnment.Chicago:Aldine Atherton.

North Douglass C.1981.Struc ture and Change in Economic Hi story.Ne w York:W.W.Norton.

)))l990,A Trans action Cost Theory of Poli tics.Journal of Theoretical Politics Vol.2:355)367.

Patas hnik,Eric.1996.The contractual nature of budgeting.Policy Science Vol.29:189)2l2.

)))200l,Putti ng Trust in the US Budget,Cambridge:Cambri dge Univers ity Press.

Sandler T odd&Jon Cauley,1977,The Design of Supranational Struc tures.Lnternati onal Studies Quarterl y Vol.21,N o.2(June):251)276.

Vira, B.1997.The political Coase theore m.J ournal of Economic Is sue Vol.X LI:761)779.

Weingas t,Barry1984,The Congres siona-l bureaucratic System:A principal agent pers pecti ve.Public Choice Vol.44:147)l9l.

)))M.Moran.1983.Bureaucratic Discreti on or Congressional Control?,Journal of Political Econo my Vol.91:765)800.

)))&Marshall Willi am.l988.The Indus trial Organi zati on of Congress,Journal of Poli tical Economy Vol.91,No.1:l32)l63.

Weber,Katja,2000,Hierarchy Amids t Anarchy,New York:State Universi ty of Ne w York Press.

Williamson,Oli ver E,1985,The Ec onomic Ins ti tutions of Capitalism,Ne w York:Free Press.

)))1999,Public and Private Bureaucracy.,Journal of Law,Economics,and Organiz ati on Vol.l5:306)342.

Wils on,Jams,1989,Bureaucracy;New York:Basic Book,Inc.

Wi ttman,Donald,1991,Nati ons and states,Mergers and Acquisi ti ons;Disolutions and Di vorce.AEA Papers and Proceedings Vol.81,No.2.

(责任编辑:黎明)(校对:子璇)

(上接61页)

Harvey,A.C.,1987,/Appliciati ons of the Kal man Filter in Econometrics0,i n T.F.Be wley(ed.),Advances in econometrics:fifth world on-gress,Econome tric Societ y Monograph N.13,Cambridge Uni versity Pres s.

Laurence.M.1986,/Weak Form Efficiency in the Kuala Lumpur and Singapore Stoc k Markets0,Journal o f Banking and Finance,10,431)445.

Li Xiaoming,2001,/China.s Evolving Market Efficiency Reconsidered:The Kal man Fi lter Anal ysis0,Massey Uni versity Working Paper.

Lo,A.W.and A.C.MacKinlay,1988,/Stock Market Prices Do Not Follow Random Walks:Evidence from a Si mple Spcificati on Tes t,0Re view o f Financial Studies,41)66.

Fama,Eugene F.,1965,/The Behavior of Stock-Market Prices0,Journal o f Busine ss,38,34)105.

Fama,E.F.,1970,/Efficient Capital M arkets:A Review of Theory and Empirical Work0,Journal o f Finance,25(2),283)417.

Fama,E.F.,1998,/Market Efficienc y,Long-term Returns,and Behavi oral Fi nance0,Journal o f Financial Economic s,49(Septermber),283)306.

Roc kinger,M.and G.Urga,1998,/A Ti me Varying Para meter Model to Test for Predictability and Integrati on i n Stock Markets of Transi ti on Economies0,D.P.N.09)98,Centre for Economic Forecasting,London Business School.

Roc kinger,M.and G.Urga,2000,/The Evol ution of Stocks in Transi ti on Economics0,Journal o f Com parative Ec onomics,28(3),456)472.

Stephen F.LeRoy,1989,/Efficient Capital Markets and Martingales0,Journal o f Economic Lite rature,27,1583)1621.

William F.Sharpe,Gordon J.Ale xander and Jeffy V.Bailey,1999,Inves tments(6th edition),Prentice-Hall,Inc.

Zale wska-Mitura,A.and S.Hall,1998,/Exami ning the Fi rs t Stages of Market Preformance:A Test for Evolving M arket Efficiency0,D.P.N.

11)98,London Busi ness School Working Paper.

(责任编辑:晓喻)(校对:林)

An Evolving Market Efficiency Test On Chinese Stock Market

Zhang Bing&Li Xiaoming

(Nanjing University;Massey Universi ty,New Zealand)

The paper puts forward a new method to detect changes of weak form efficiency in Chinese stock market)evolving market efficien-cy tes t,which is very suitable for emerging markets i n transi tion economies.Our test involves a system consisting of a ti me-varying AR(2)model and an asymmetric TARC H equation.Together with the findings of year-by-year tes t,we confirm that Chinese s tock market has been weak form efficiency since1997.

Key Words:Evolving market efficiency;Market efficiency;Martingale;Weak form efficiency

JEL Classification:C320,E440,G140

South Imitation,Entrepreneurship and Long Run Growth

Zhuang Ziyin

(Wuhan University)

This paper develops a dynamic endogenous growth model in the framework of South-North trade system,where the southern i mi tative entrepreneurs i s the key factor of economic growth.Further more,we emphasize the effects of degree of intellectual property on the southern i mitation.In our model,the economies wi th more entrepreneurs have faster growth rates than those economies with less en-trepreneurs.This paper.s policy i mplication is apparent,the policies which affect amount and activi ties of entrepreneur,and relative institu tional environment,will have effects on growth rates.

Key Words:South Imitation;Entrepreneurship;Long Run Growth

JEL Classification:O120,F470,J410

The High Equilibrium Trap)))The Needham Paradox Revisited

Yao Yang

(CCE R,Peking University)

This paper studies the Needham Paradox in a dynamic general eq uilibrium model.It shows that the drastic difference between the population-resource endowments of China and Western Europe is the key factor that drives the civilization diversification between those two reg i ons.This theory is consis ten t with Mark Elvin.s-high equilibriu m trap.theory.However,it improves on Elvin.s theo-ry by correcting its inconsistencies and identifying two key factors,scale economies in the industrial sector and Malthusian popula-ti on growth.they are necessary to created the-high equilibrium trap..

Key Words:The Needham Paradox;dynamic general equilibrium model;economic growth

JEL Classification:N150,O110

Transaction Cost Politics:the State and future

Ma Jun

(Zhongshan University)

Since the1980s,Transaction Cost Economics(TCE)has been applied to poli tical issues.Transaction Cost Politics(TCP)has been appeared.TCP has greatly helped to correct weaknesses of former rational choice political models,at the core of which lies public choice theory.Despite the growth of this body of literature,no critical and complete review has been conducted on them even in En-glish academy.Therefore,i t is very useful for us to first review thi s body of li terature in Chinese academy,which would help to en-hance studies of political science and transaction cost economics in China.this paper first reviews major studies and their findi ngs in TCP.Next,thi s paper addresses why TCE can be applied to politics.Finally,this paper discusses problems TCP is facing and fu ture research areas in TCP.

Key Words:Transaction Cost;politics;insti tutional analysis

JEL Classification:D230,D720,D730,D780,D790