1、PAGE 30 編號：類別：中國A股與股的市場分割性檢驗* 本文將發表于2002年第4期目錄市場分割研究理論述評A、B股市場分割的實證檢驗設計實證檢驗的過程及結果分析結論內容提要本文以布萊克版CAPM作為理論模型，修正國外先進的市場分割檢驗模式，運用較復雜的計量經濟估計方法對我國A、B股市場的一體化(或分割性)進行實證研究。實證結果表明，中國A、B股市場在很大程度上是一體化的。關鍵詞：分割性 一體化 CAPM一、市場分割研究理論述評股票市場分割（Market Segmentation）檢驗是對兩個或多個市場的股票價格是否遵循統一的定價模式進行假設檢驗。實證結論支持統一定價假設則稱市場是一體化(

2、integration)的，否則稱市場是分割的。所謂統一的定價，指的是這樣一種情況，即投資者在不同市場上投資于相似的金融工具，獲得的經風險調整后的預期收益率是相等的。國外文獻對股票市場分割研究的論述頗豐，自本世紀70年代就有了有關這方面的研究。早期的研究是試圖通過兩個市場指數之間的相關關系來區分兩個市場是一體化的還是分割的；但Adler & Dumas(1975,1983)，Solnik(1974b)的研究表明，市場指數之間的協方差不能證明市場是一體化還是分割的。Solnik (1977) 就國際資本市場是一體化還是分割的問題進行了論述，并且對市場分割的檢驗作了理論探討，闡述了對國際市場的一體

3、化或分割性進行實證檢驗的困難。他認為，對市場分割的有效檢驗方法似乎應該是先假定一種引起市場分割的不完美的市場型態，然后去研究這種型態對投資組合最優化和資產定價的特定影響。Stehle (1977) 以Sharpe-Lintner CAPM模型為基礎，假定投資者具有對數效用函數，推導出了檢驗市場分割與市場一體化假設的兩類模型。然后，運用上述模型，以美國紐約股票交易所上市的股票月度數據為樣本，檢驗美國市場與包括比利時、加拿大、法國、德國、意大利、日本、荷蘭、瑞士、英國和美國在內的世界股票市場之間分割或一體化的關系，結果發現美國市場與世界市場之間既拒絕分割也拒絕一體化。Stehle首次以CAPM模型

4、為基礎對市場分割與一體化檢驗方法進行革新，使市場分割性研究由以前分析指數相關性向前推進了一大步，為后來學者的同類研究提供方法論指導。其不足之處是對市場的假設要么是完全分割要么是完全一體化，沒有在模型中設置一種中間情況，即中等程度的分割。Vihang Errunza 和Etienne Losq(1985) 檢驗了世界資本市場的“中等程度的市場分割”(mild segmentation)假定。他們按照Solnik(1977) 建議，引進了一種不完美的市場型態中等程度的市場分割，這種型態假定有一批投資者由于政府的限制不能交易某些證券構成的證券子集 (a subset of securities)，而

5、其他的投資者可以不受限制地投資于任何證券，于是這一證券子集就擁有一個“超額的”(super)風險溢價。在中等程度市場分割的假定下，Vihang Errunza 和Etienne Losq首先推導出一個定價模式，接著在定價模式的基礎上演繹出檢驗模式，然后利用從美國隨機選取的股票以及九個非發達國家中選取的具有大交易量的股票19761980年的月收益率數據作為樣本進行實證檢驗，檢驗結果沒有與中等程度市場分割假定相違背，因此可以認為中等程度的市場分割得到支持。 Errunza 和Etienne Losq首次在市場分割性研究中假設中等程度分割情況，而在此之前研究的要么是完全分割，要么是完全一體化。但是這

6、種方法要求選取的樣本股的交易要非常活躍成交量要大，這樣就限制了該方法的適用性。Philippe Jorion 與 Eduardo Schwartz(1986) 采用CAPM模型研究股票市場指數的分割問題，他們認為，如果市場是一體化的，則世界市場指數具有均值方差有效性（mean-variance efficient），這樣，只有被CAPM定價過的風險才是相對世界市場指數的系統風險，另一方面，完全分割的市場就意味著只有國內因素，即國內系統風險才進入資產定價模型。他們以CAPM為理論模型，采用類似于Stehle (1977) 推導出來的檢驗模式，運用極大似然估計方法，考察了加拿大股票市場與整個北美市

7、場一體化還是分割的問題。Jorion 和Schwartz利用19681982年多倫多股票交易所上市的749只股票的月收益率（選取樣本時要求每只股票月觀察值達60個以上）及整個北美股票市場指數進行實證檢驗，結果發現市場一體化假設遭到拒絕，而市場分割假定通過假設檢驗。其后，他們進一步將樣本分為兩個子樣本，一個包括同時在加拿大與美國上市的股票（即交叉上市），另一個不包括交叉上市的股票，實證結果表明兩個子樣本都拒絕市場一體化假定，從而說明兩個市場是分割的。Jorion和Schwartz的檢驗，在理論模式上沿襲前人的成果，檢驗模式在Stehle的方法上有所推進，尤其改進了對交易不活躍股票的Beta系數的

8、估計，其結論為后人研究提供對比基礎。Mustafa N. Gultekin, N. Bulent Gultekin 和 Alessandro Penati (1989) 運用多因素資產定價模型 (Multi-factor Asset Pricing Model)，利用日本1977.1.11984.12.31股票周收益率數據，研究了日本與美國股票市場的一體化問題。1980年12月日本頒布了外匯外貿管理法，完全取消資本管制。他們分別以該法頒布之前的四年及之后的四年作為子樣本研究兩個國家的資產定價模式，結果發現在該法頒布之前的四年內日本與美國股票市場的風險定價是不同的，而在該法頒布之后的四年內風險定

9、價相同。這就說明兩國的股票市場一體化程度隨著市場自由化的深化而增強，進而表明市場分割是由政府的資本管制政策引起的。Gultekin, Gultekin 和Penati首次在市場分割研究領域中采用多因素模型，豐富了市場分割研究的方法論；但是這一方法有一個最根本的缺陷，就是納入模型的因素的選取帶有較大主觀性，這勢必影響研究結論的可靠性。Usha R. Mittoo(1992) 運用了CAPM與多因素資產定價兩種模式，重新檢驗了19771986年期間（這一期間相對沒有資本管制）加拿大與美國股票市場分割性。在這兩種模式下，檢驗結果顯示這一時期兩國股票市場的一體化程度不斷加強：1977-1981年兩個市

10、場是分割的，與Jorion和Schwartz(1986) 對1968-1982年兩個市場的檢驗結論相似；而1982-1986年則支持市場一體化假定。此外，他們運用多因素資產定價模式，考察了加拿大上市公司在美國交易所或NASDAQ交叉上市的股票及沒有在美國上市只在加拿大本土上市的股票，檢驗結果表明交叉上市的股票滿足一體化假定，而沒有交叉上市的股票更傾向于市場分割假定。Mittoo采用CAPM模型進行檢驗時，其方法與Jorion 和 Schwartz (1986) 相類；采用多因素定價模型檢驗的方法與Gultekin, Gultekin 和Penati (1989) 相似。他的突出貢獻是分別采用兩

11、種模式檢驗同樣兩個市場的分割性，這樣就檢查了這兩個模式進行市場分割檢驗的效果大小，結果發現這兩種方法的檢驗力很相近，多因素模式檢驗力稍強些，但是多因素方法有我們前文提到過的因素選取有主觀性的缺陷。John Y. Campbell 和 Yasushi Hamao (1992) 運用實證研究方法，提供了美國與日本的長期資本市場一體化的證據。他們利用美國與日本的證券組合的每月超過美國國庫券（Treasury bill）利率的超額收益率的可預見性來研究兩個國家的長期資本市場的一體化問題。在19711990年期間，兩個國家可采用相似的變量（包括股息價格比和利率）來預測超額收益。此外，在80年代，采用美國

12、的這些變量有助于預測日本股票的超額收益，這就說明兩個國家的預期超額收益是同向變動的，從而表明兩個國家的長期資本市場趨向一體化。Campbell和Hamao為市場分割提供了一個新的檢驗方法，但這一方法只適用于該文研究的這種特殊案例中，其推廣有很大難度。國內研究情況：從公開發表的文獻看，國內在這方面的研究目前還是空白，從而本文的研究沒有前人的研究可供參考，啟迪思維；盡管有國外的相關文獻可供參考，但畢竟國外的市場與我國股票市場有著巨大的差別，所以本文對我國股票市場分割研究在國內的該領域研究算是開一個頭，不免有差錯及考慮不周之處。由于多因素模型因素之選取帶有主觀性，本文不予采用，而是采用CAPM作為理

13、論模式，然后對Stehle(1977)最先推導出來，Jorin和Schwartz (1986)以及Mittoo (1992) 用于檢驗一國股票市場與全球市場之間分割性的檢驗模式進行綜合、整理與修正，移植到我國國內A、B股市場之間的分割性檢驗，同時對估計方法與估計過程進行改進。二、A、B股市場分割的實證檢驗設計下文先進行B股市場與整個股票市場之間的一體化(分割性)檢驗。(一) 樣本選取為了比較不同時期市場一體化或分割性的變化，我們選取兩個不同的樣本期進行研究。第一個樣本：取1994年1月15日前上市的B股為樣本股，以1994.1.2000.6.的交易收盤價為研究對象。這樣的樣本股上海有20只，深

14、圳有19只，其上市公司都是雙重掛牌(dual listing)公司。在檢驗過程中，分別以間隔雙周及一個月的收益率計算，用以比較計算間隔期之不同對檢驗結果的影響。第二個樣本：取1997年6月30日前上市的B股為樣本股，以1997.7.2000.6.的交易收盤價為研究對象。這樣的樣本股上海有41只，其中只發行B股而無A股的公司有5家；深圳有47只，其中只發行B股而無A股的公司有9家。由于樣本期短，而估計至少需要六十個收益率觀察值，所以以間隔雙周的收益率計算。(二) 檢驗模式的選擇與調整注釋：注釋： 市場一體化（分割）檢驗模式最早由Stehle (1977) 推導出來，后經Jorion和Schwar

15、tz(1986)以及Mittoo(1992)改造，運用于加拿大證券市場與世界證券市場之間的一體化檢驗。本文將他們的檢驗模式加以修正，用于中國國內B股市場與整個股票市場之間的一體化（分割）性檢驗。參見：Stehle, 1977, an Empirical Test of the Alternative Hypotheses of National and International Pricing of Risky Assets; Jorion and Schwartz,1986, Integration vs. Segmentation in the Canadian Stock Market

16、; Mittoo, 1992, Additional Evidence on Integration in the Canadian Stock Market。下面采用CAPM作為理論模式，接著對Stehle(1977)最先推導出來，Jorin和Schwartz (1986)以及Mittoo (1992) 用于檢驗一國股票市場與全球市場之間分割性的檢驗模式進行綜合、整理與修正，然后移植到我國國內A、B股市場之間的分割性檢驗。給定Black的CAPM模型：(1)式中，為資產的期望收益率，為無風險收益率，為零-資產收益率與無風險收益率之差，為市場組合收益率。如果A、B股市場一體化，則綜合市場指數具

17、有均值-方差有效性，即股票定價完全由綜合市場組合收益率決定，B股指數收益率不進入資產定價模型，也就是相對于B股市場組合收益率的系統風險對資產定價沒有任何解釋力，但是，很顯然不能通過一個對的單元回歸來加以檢驗，因為B股市場組合收益率與綜合市場組合收益率正相關，而對兩個市場組合收益率的多元回歸則會由于存在多重共線性而無法進行。因此，我們必須將B股市場組合收益率中與綜合市場組合收益率不相關的部分分離出來，我們取B股指數收益率代表B股市場組合收益率，取綜合指數收益率代表綜合市場組合收益率，這樣通過作B股指數收益率對綜合指數收益率的投影就可將不相關部分分離出來。(2)為回歸殘差項，其含義是B股指數收益率

18、中與綜合指數收益率無關的那一部分，。于是市場一體化的檢驗模式為(3)式中，為股票的期望收益率，為無風險收益率，、為常數，為相對于綜合市場指數收益率的系統風險，為相對于殘差的系統風險。如果市場完全一體化，則。一只股票的風險收益率可分為三部分：第一部分與綜合市場收益率完全相關，第二部分與殘差完全相關，第三部分與這兩個因素都無關。于是有：(4)式中，于是有：(5)將式(3)代入式(5)，且由式(1)可得，于是有(6)檢驗市場一體化，就是檢驗式(6)中是否成立。對于市場分割檢驗模式的推導與上述市場一體化檢驗模式的推導過程相似，只需將各公式中變量上標或下標與的位置互換即可。于是，對于市場分割只需檢驗在式

19、(7)中，是否成立。(7)(三) 估計方法的推導與選擇第一步，將樣本股按或排序后分組。分別采用式(8)(11)估計樣本股相對綜合指數收益率與B股指數收益率的系統風險與。由于B股交易比較不活躍( infrequent trading)，為了減少交易不活躍股票的系統風險度量誤差，我們采用Dimson(1979)提出來的方法 使用Dimson方法估計的誤差減少，參見：Dimson, 1979, Risk Measurement When Shares Are Subject to Infreqent Trading.，估計滯后兩期、滯后一期、同期、提前一期，然后將它們加總，得到。 使用Dimson方

20、法估計的誤差減少，參見：Dimson, 1979, Risk Measurement When Shares Are Subject to Infreqent Trading.(8)(9)(10)(11)采用兩種方法分組：先按大小排序，將樣本股等分為組，再對每組股票按大小排序，每組等分為小組，這樣共得到個組，每組有只股票。：先按大小排序，將樣本股等分為組，再對每組股票按大小排序，每組等分為小組，這樣共得到個組，每組有只股票。計算各組的平均收益率：(12)i=1, 2, , N是第個投資組合在時刻的收益率，表示組合中所有股票在時刻的收益率之和。第二步，求殘差序列。(13)采用普通最小二乘法（OL

21、S）對(13)進行估計，得到殘差第三步，求股票組合相對綜合指數收益率與B股指數收益率的系統風險、。(14)i=1, 2, , N(15)(16)對方程組(14)采用普通最小二乘法（OLS）進行估計 在Gibbons的多元回歸模型（MVRM）中對式（14）的估計采用OLS分別對每個方程進行估計。參見：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.，求出及，（k=-2, -1, 0, 1），然后根據式(15)與式(16) 在Gibbons的多元回歸模型（MVRM）中對式（14）的估計采用OL

22、S分別對每個方程進行估計。參見：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.第四步，求出的初始估計值對式(14)兩邊求期望，再與式(3)比較可得：(17)使用從方程組(14)回歸中得到的個殘差序列，計算這些方程的同期協方差陣的估計量，然后運用廣義最小二乘法（GLS）對式(17)進行回歸分析，估計出： Black, Jensen和Scholes(1972)曾采用普通最小二乘法估計。參見：Black, F., Black, Jensen和Scholes(1972)曾采用普通最小二乘法估計。

23、參見：Black, F., M. C. Jensen and M. Scholes, 1972, the Capital Asset Pricing Model: Some Empirical Finding.式中，、采用式(14)估計所得估計值，是元素為1的階向量。第五步，求出的初始估計值由(3)知道以前面估計出來的、作為已知值，運用面板數據(Panel-data)采用最小二乘法（OLS）擬合回歸方程：(19)1，2，; 1, 2, , 可得的初始值。第六步，估計的最終值由式(6)知：(20)這是一個非線性方程，我們采用泰勒級數展開式（Taylor series expansion）將非線性

24、因子與線性化 Gobbins(1982)在將Black版的CAPM的非線性限制線性化時也是采用泰勒級數展開式。參見：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.，以 Gobbins(1982)在將Black版的CAPM的非線性限制線性化時也是采用泰勒級數展開式。參見：Gibbons, M. R., 1982, Multivariate Tests of Financial Models: A New Approach.(21)(22)將式(21)與式(22)代入式(20)可得線性化后的

25、方程：(23)對式(23)采用系統估計法似無關回歸(SUR)方法進行回歸，可估計出系數、與，查看回歸系數的T統計檢驗值判斷它的統計顯著性。市場分割檢驗的實證估計方法與上述方法類似。從估計方法與估計過程看，本文主要做了以下改進：一是對交易不活躍的B股個股的系統風險的估計采用Dimson (1979) 的方法以減少估計誤差；二是對初值的估計采用廣義最小二乘法以提高估計精度；三是對非線性因子與進行線性化以便進行回歸估計；四是引入系統估計法SUR對式（23）進行估計，以提高估計精度。三、實證檢驗的過程及結果分析(一) 估計過程變量取值 上海B股指數采用上證B股指數(代碼1a003)，上海綜合指數采用上

26、證指數（代碼1a001）；深圳B股指數采用深成B股（代碼2a03），深圳綜合指數采用深圳成份指數（代碼2a01）。以B股指數為參照系，綜合指數取與之對應交易日的數據，B股個股以B股指數交易日為參照，指數有交易B股無交易的，補充個股收盤價（取停牌前一天的收盤價代替），然后采用對指數數據直接求收益率，對個股價格復權后再求收益率。無風險收益率取央行公布的個人儲蓄三個月定期存款利率。上交所市場一體化（分割性）檢驗1樣本為1994年1月15日前上市的B股股票，以及同期價格指數與無風險收益率，樣本期為1994.12000.6，采用月收益率計算系統風險。我們從20只滿足條件的股票中選取了16只作為樣本股，計

27、算出與；然后先按()大小將16只股票等分為2組，接著對每組按()大小再等分為2小組，這樣得到4個股票組合，每個組合包括4只股票，求得每個組合78期收益率。接下來就按前述估計方法依步估計。2樣本為1994年1月15日前上市的B股股票，樣本期為1994.12000.6，采用雙周收益率計算系統風險。選取與上同樣的16只股票作為樣本，分組方法也相同，因為收益率計算間隔變短，于是求得162期收益率。3樣本為1997年6月30日前上市的B股股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計算系統風險。從41只滿足條件的股票中選取36只作為樣本股，計算出與；然后先按()大小將36只股票等分為3組，接著

28、對每組按()大小再等分為3個小組，這樣得到9個股票組合，每個組合包括4只股票；再求得每個組合74期收益率。接下來就按前述估計方法依步估計。4樣本為1997年6月30日前上市僅發行B股的公司股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計算系統風險。這樣的股票共有5只，對其不進行分組，直接進行一體化(分割)性 檢驗。深交所市場一體化（分割性）檢驗1樣本為1994年1月15日前上市的B股股票，樣本期為1994.12000.6，采用月收益率計算系統風險。從19只滿足條件的股票中選取16只股票作為樣本，分組方式與上交所第1種情形相同，每個組合的收益率也是78期。2樣本為1994年1月15日前上

29、市的B股股票，樣本期為1994.12000.6，采用雙周收益率計算系統風險。與第1種情形相同，只是每個組合的收益率期數增加為161期。3樣本為1997年6月30日前上市的B股股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計算系統風險。從47只滿足條件的股票中選取45只作為樣本，計算出與；然后先按()大小將45只股票等分為3組，接著對每組按()大小再等分為3個小組，這樣得到9個股票組合，每個組合包括5只股票；再求得每個組合73期收益率。接下來就按前述估計方法依步估計。4樣本為1997年6月30日前上市僅發行B股的公司股票，樣本期為1997.62000.6，采用雙周收益率計算系統風險。滿足

30、條件的股票共有9只，不對其分組，直接依估計方法進行一體化(分割)性檢驗。(二) 實證結果分析按上述估計方法進行實證分析，我們得到的實證結果如表1與表2所示。從上交所的情況看，采用月收益率計算系統風險進行檢驗的結果表明，1994年1月以前上市的B股在1994-2000年間與整個股市具有較強的一體化。如表1所示，的估計值都是不顯著的，所以我們不能拒絕B股與整個股市的一體化；但的估計值在排序方式下在5%顯著性水平下顯著，在排序方式下在1%顯著性水平下顯著，所以我們拒絕B股與整個股市之間的分割性原假設。在采用雙周收益率進行檢驗時，發現1994年1月以前上市的B股在1994-2000年間與整個股市之間的

31、一體化是不穩定的，對排序方式敏感。在排序方式下，既不能拒絕一體化假設也不能拒絕分割性假設，因為表1中的實證結果表明，、的估計值都不顯著；但在排序方式下，既拒絕完全一體化也拒絕完全分割，的估計值在5%的顯著性水平下顯著，而的估計值在1%顯著性水平下顯著。表1 上海交易所市場一體化(分割性)檢驗結果樣本樣本期收益率間隔期排序方式一體化檢驗分割性檢驗1994年前上市的雙重掛牌公司19942000一個月-0.0318(-2.67)-0.0091(-0.80)-0.0333(-2.35)0.0514*(1.95)-0.0128(-0.88)-0.0149(-1.11)-0.0427(2.43)0.055

32、3*(3.41)19942000雙 周-0.0330(-3.77)-0.0053(-0.58)-0.0475(-4.25)0.0034(0.21)-0.0116(-0.99)-0.0272*(-2.40)-0.1408(-9.55)-0.1322*(-7.33)1997年7月前上市的雙重掛牌公司19972000雙 周-0.0045(-0.75)-0.0030(-0.80)0.0348(4.13)-0.0530*(-5.79)-0.0104(-1.86)0.0002(0.0396)-0.0021(-0.28)-0.0374*(-3.51)僅發行B股的公司19972000雙 周無排序0.0340(

33、0.77)-0.0276(-1.07)-0.0536(-2.68)0.0016(0.17)一體化檢驗的零假設為，分割性檢驗的零假設為*表示在顯著性水平為1%時拒絕零假設； *表示在顯著性水平為5%時拒絕零假設； *在顯著性水平為10%時拒絕零假設。1997年7月以前上市的B股在1997-2000年6月期間的一體化較強。從表1中的結果可知，無論采用哪種方式排序，的估計值都不顯著，所以我們不能拒絕一體化假設；而的估計值都在1%的顯著性水平下顯著，因此我們拒絕分割性假設。只發行B股的公司的檢驗結果表明，既不能拒絕一體化假設也不能拒絕分割性假設，因為、的估計值都不顯著。綜上所述，采用月收益率的一體化強

34、于采用雙周收益率；19972000年期間B股與整個股市的一體化比19942000年期間強，這表明隨著時間的推移一體化有加強之趨勢；雙重上市公司B股與整個股市的一體化強于只發行B股的公司。表2 深圳交易所A、B股市場一體化(分割性)檢驗結果樣本樣本期收益率間隔期排序方式一體化檢驗分割性檢驗1994年前上市的雙重掛牌公司19942000一個月-0.0357(-0.86)0.0113(0.31)-0.0405(-1.01)-0.0044(-0.19)-0.0336(-0.99)0.0061(0.31)-0.0264(-0.67)0.0067(0.35)19942000雙 周-0.0359(-2.68

35、)-0.0014(-0.19)-0.1193(-4.79)0.1642*(6.58)-0.0278(-2.46)-0.0039(-0.59)-0.1128(-4.35)0.1387*(5.98)1997年7月前上市的雙重掛牌公司19972000雙 周-0.0227(-4.62)-0.0052(-0.54)0.0025(0.31)0.0691*(7.39)-0.0210(-4.07)-0.0004(-0.05)-0.021(-0.28)-0.0374*(-3.51)僅發行B股的公司19972000雙 周無排序0.0120(0.65)0.0669*(4.88)-0.0259(-2.20)-0.00

36、23(-0.26)一體化檢驗的零假設為，分割性檢驗的零假設為*表示在顯著性水平為1%時拒絕零假設； *表示在顯著性水平為5%時拒絕零假設； *在顯著性水平為10%時拒絕零假設。從深交所的情況看，與上交所不同，采用雙周收益率比采用月收益率的一體化強。如表2所示，采用月收益率進行檢驗，1994年1月以前上市的B股在1994-2000年間與整個股市既不能拒絕完全一體化也不能拒絕分割性假設。因為從表2中的回歸結果可以發現，無論是采用還是排序，與的估計值都是統計不顯著。當采用雙周收益率進行分割性檢驗時，在兩種排序方式下，與的估計值都在1%顯著性水平下顯著，這樣我們就可以拒絕分割性原假設；而采用雙周收益率

37、進行一體化檢驗時，在兩種排序方式下，與的估計值都不顯著，故不能拒絕一體化原假設。采用雙周收益率對1997年7月以前上市的B股在19972000年6月期間的一體化進行檢驗，我們發現，無論采用哪種方式排序，與的估計值都不顯著，如表2所示，所以我們不能拒絕一體化假設；而進行分割性檢驗時，與的估計值都在1%的顯著性水平下顯著，因此我們拒絕分割性假設，從而認為1997年7月前上市的B股在19972000年期間具有較強的一體化。只發行B股的公司的檢驗結果表明，拒絕一體化假設但不能拒絕分割性假設，如表2所示，的估計值在1%的顯著性水平下統計顯著，而的估計值不顯著。綜上所述，采用月收益率的一體化弱于采用雙周收

38、益率；采用雙周收益率檢驗，1994-2000，19972000年期間B股與整個股市的一體化都較強；雙重上市公司B股與整個股市的一體化強于只發行B股的公司，只發行B股的公司拒絕一體化假設。四、結論從上面實證結果分析可知，上海與深圳兩個交易所B股與整個股市具有較強程度的一體化，但是一體化對計算收益率的間隔期敏感，因此我們不能得出B股與整個股市完全一體化的結論，尤其是只發行B股的公司與整個股市的一體化程度更差些。但盡管如此，實證結果表明，的估計值顯著非零的次數遠多于，這就是說更傾向于拒絕分割性假設。這樣，我們認為，總的看來，B股市場與整個股市在相當程度上是一體化的，由于A股市場是構成整個股市的最主要

39、部分，因此B股與A股一體化程度較高，盡管這樣一個結果與我們的直覺可能很不一樣的。參考文獻：Alexander, Gorgon J., Cheol S. Eun, and S. Janakiramanan, 1987, Asset Pricing and Dual Listing on Foreign Capital Markets: A Note, Journal of Finance 42, 151-158Bekaert, Geert, and Campbell Harvey, 1995, Time Varying World Market Integration, Journal of F

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