基于VAR模型的深证综指、上证综指联动关系的统
一、选取样本数据进行初步分析
为了尽量扩大样本容量以减小结论误差，本文选取上证综合指数和深证综合指数1998年1月9日至2013年4月3日的周收盘数据作为研究样本，样本容量共计756个。本文的主要数据来源为RESET数据库、中国统计年鉴。
深证综指和上证指数序列总体来说有类似于随机游走过程的形式，都呈非平稳趋势；两者具有大致相同的趋势和变化规律，说明两者可能存在协整关系，为下面的实证研究奠定了基础。
二、深证综指和上证综指的实证分析
（一）向量自回归（VAR）的分析
选取滞后项为2阶VAR模型，得到了如下所示的表达式：
SH=1.095570292*SH（-1）-0.09218134902*SH（-2）-0.0633736844*SZ（-1）+0.03637563877*SZ（-2）+12.38387443 R2=0.990754 F=20063.88
SZ=0.0723343635*SH（-1）-0.06874755005*SH（-2）+0.8834168177*SZ（-1）+0.1035886871*SZ（-2）+1.909446276 R2=0.991572 F=22030.62
两个序列的R2都达到99%，具有较高的拟合优度，F统计值远大于临界值，从经济统计计量模型角度看模型较为成功。
（二）格兰杰因果检验
1.单位根检验。对SZ、SH作ADF检验，SZ、SH的ADF检验值均大于临界值，序列SZ和SH均是非平稳的，分别对其差分后得到差分序列DSA、DSB进行分析，差分后SZ序列的ADF检验值为-16.71570，SH序列的ADF检验值为-12.70133，均小于临界值.则SZ、SH都是一阶单整序列，即SZ～I（1）、SH～I（1），有可能存在协整关系。
2.格兰杰因果检验。对于SH不是导致SZ变化的原因假设，F统计量为4.74573；对于SZ不是导致SH变化的原因假设，F统计量为0.76125，即在10%的显著性水平下，它们之间存在单项格兰杰因果的关系，上证综指是引起深圳综指变化的原因。
（三）协整检验和误差修正模型
经过单位根检验，得到SZ和SH序列都是一阶单整序列，满足协整关系检验的前提，进行协整回归结果为：SZ=-25.5213+ 0.3332*SH
（-1.9289） （57.9273） R2=0.8165 DW=0.0125
但协整检验结果显示，ADF值为-1.606，在10%显著性水平下仍大于临界值，残差序列非平稳，SZ和SH序列不存在协整关系。无法建立误差修正模型反映上证指数短期波动和偏离长期均衡对深证综指短期波动的影响力度.
（四）脉冲响应函数和预测方差分解分析
1.脉冲响应函数。上证综指对其自身的冲击处在比较高的水平，并且从第二期开始一直处于相对平稳的状态；深圳综指对自身的冲击处于较低的正向状态且冲击作用不断缓慢爬行下降。深圳综指对上证综指的冲击较小，几乎没有，第四期之后产生微小负向作用的影响，可能是由于信息传递滞后等因素造成；反之，上证综指对深证综指的冲击一直处于较明显的状态，二期后处于相对较高水平的平稳状态，也就是说深证综指被上证综指冲击后，一直处于比较明显的状态。总之，上证综指对其自身的冲击比较高，而对深圳综合指数的影响比较小。深圳综指对自身的冲击较低，而对上证综指的影响效果较大。
2.预测方差分解分析。随着推测期的推移，深证综指收盘价预测方差中由自身扰动所引起的部分的百分比微小上升变化，而由上证综指所引起的部分的百分比微小下降。上证综指收盘价预测方差中由自身扰动所引起的部分的百分比缓慢上升，而由深证综指所引起的部分的百分比缓慢下降。
三、主要结论及政策建议
通过对深证综合指数和上证综合指数的实证分析得到如下结论：
第一，沪、深两市对共同的外部信息（如经济环境、交易制度、政策因素等）的反应大体上是一致的，这反映了我国股市总体的良好运作。
第二，面对同质性很高的外部环境，受相同大环境和大变化的影响，两者互相的影响程度很高。
第三，由于两市的上市公司、投资主体等存在着差别，导致两市对共同外部信息的反应虽然大体一致，内部产生和需要消化的信息存在细微差别。
第四，脉冲响应分析中，上证综指对其自身的冲击比较高，而对深圳综合指数的影响比较小。深圳综指对自身的冲击较低，而对上证综指的影响效果较大。这与现实中的一些情况可能存在一些矛盾之处。
第五，通过对预测方差的分解分析表明，随着推测期的推移，各综指收盘价预测方差中由自身扰动所引起的部分的百分比呈上升趋势，而由对方所引起的部分的百分比呈下降趋势。
总之，构造健康、成熟、结构合理的证券市场是国民经济快速发展的需要，政府应采取措施加强对证券市场及上市公司的积极引导和有效监管，以促进中国证券市场良性成长，促进中国经济的健康发展。
参考文献
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