中国投资者视角下中印股市动态相关性研究
发布时间：2021-08-24 18:36
近几年来,国际金融市场逐步完善和开放,中国投资者可以在全球范围内投资各类金融产品,各类市场参与者面临着不同的机遇和挑战。对于个人和机构投资者来说,完善和开放的金融市场使其能够布局全球市场,从而起到分散风险、提高收益的作用;对于政府来说,进一步的开放使得风险监管尤为重要。在2013年,习近平总书记提出的“新丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路经济带”（统称为“一带一路倡议”）,这为中国与各国一起提供了新的发展机遇。其中,印度就像中国一样,都是金砖国家中的主要经济体,也是新兴国家中的佼佼者,具有较大的发展潜力。因此,印度股市是国内投资者可以选择的良好标的。本文选择印度股市作为研究对象,首先对印度经济历史数据进行全面分析,根据历年GDP趋势及增速、股市市值占GDP总量比值、与中国历史数据比较,判断印度的整体经济发展态势是否良好;其次,根据印度孟买500指数与中国上证综指的动态相关性,判断印度股市与中国股市的联动关系,判断是否有利于我国国内投资者分散金融风险、提高收益,同时向政府监管部门提出市场管理的一些意见和建议。本文主要借助描述性统计、相关系数、平稳性检验、格兰杰因果检验、脉冲响应函数...
【文章来源】：上海外国语大学上海市 211工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：53 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
研究框架
其中 是观测值， 是样本平均。偏度的计算公式为： =1 ( )其中 是观测值， 是样本平均值，s 是样本标准差，T 是样本容量。当数据为对称分布时，偏度为零，如正态分布。若某时间序列分布的上尾部比下尾部密集，则偏度就是正的；反之，就是负的。峰度公式表示为：S =1 ( )其中 表示观测值， 表示样本平均值，s 表示样本标准差，T 表示样本容量。正态分布的峰度值始终是 3。如果某时间序列分布的尾部比正态分布的尾部厚，即存在尖峰肥尾现象，则它的峰度值就超过 3。根据股市对齐的收益率序列画出中国与印度股市的收益率序列的时序图，详见图 6-1 和图 6-2。从图中可以看出波动均是阶段性的、“群聚”的，在一定程度上体现了股票市场的周期性，更加体现分散风险的重要性。
图 6-2：孟买 500 指数收益时序图T1、T2 两阶段中国上证指数与印度孟买 500 指数的收益率序列的描述性计相关结果分别见表 6-1 和表 6-2。表 6-1：T1 收益序列描述性统计分析样本 均值 中位数最大值最小值标准差偏度 峰度 J-B上证1214 -2.89e-4 1.74e-4 0.047 -0.070 0.013 -0.378 5.554358.9(0.00孟买1214 4.870e-4 9.56e-4 0.033 -0.041 0.011 -0.269 3.87853.6(0.00注：J-B 统计量是正态性检验统计量，括号内是相伴概率。
【参考文献】：
期刊论文
[1]基于DCC-GARCH模型对日本股票市场与国际市场波动溢出效应分析[J]. 王皓. 现代日本经济. 2016(05)
[2]基于DCC-GARCH模型的新兴市场金融传染效应检验[J]. 刘慧悦. 统计与决策. 2016(12)
[3]CAFTA对中国和东盟六国双边贸易的影响研究[J]. 赵金龙,赵明哲. 财贸经济. 2015(12)
[4]经济政策不确定性和股票收益的联动性——基于子样本滚动窗口估计法的研究[J]. 王晓娟,郭守亭,岳晓. 学习与实践. 2015(05)
[5]越南股票市场联动性研究—基于GRANGER因果关系检验-GARCH模型实证分析[J]. 杜垂安,任达. 安徽工业大学学报(自然科学版). 2015(01)
[6]中国—东盟合作关系中政治与经济影响因素测度[J]. 范祚军,张宏杨. 经济研究参考. 2014(59)
[7]区域贸易和区域金融一体化研究——以中国-东盟为例[J]. 麻昌港. 商业时代. 2014(16)
[8]中日韩股票市场的联动性研究——基于DCC-GARCH模型的实证分析[J]. 高猛,郭沛. 价格理论与实践. 2012(08)
[9]中国与美国股票市场动态相关性——基于2007～2010年样本的实证检验[J]. 蒋彧,裴平. 经济管理. 2012(03)
[10]沪深港股市动态联动性研究——基于三元VAR-GJR-GARCH-DCC的新证据[J]. 鲁旭,赵迎迎. 经济评论. 2012(01)
博士论文
[1]中国经济政策不确定性下的股票市场和国债市场间相关性研究[D]. 高汝召.南京大学 2016
硕士论文
[1]中国与亚洲各主要新兴市场股市联动性研究[D]. 尹乙骁.西南交通大学 2015
[2]我国股票市场波动与宏观经济相关性研究[D]. 张立娜.天津财经大学 2015
本文编号：3360510
【文章来源】：上海外国语大学上海市 211工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：53 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
研究框架
其中 是观测值， 是样本平均。偏度的计算公式为： =1 ( )其中 是观测值， 是样本平均值，s 是样本标准差，T 是样本容量。当数据为对称分布时，偏度为零，如正态分布。若某时间序列分布的上尾部比下尾部密集，则偏度就是正的；反之，就是负的。峰度公式表示为：S =1 ( )其中 表示观测值， 表示样本平均值，s 表示样本标准差，T 表示样本容量。正态分布的峰度值始终是 3。如果某时间序列分布的尾部比正态分布的尾部厚，即存在尖峰肥尾现象，则它的峰度值就超过 3。根据股市对齐的收益率序列画出中国与印度股市的收益率序列的时序图，详见图 6-1 和图 6-2。从图中可以看出波动均是阶段性的、“群聚”的，在一定程度上体现了股票市场的周期性，更加体现分散风险的重要性。
图 6-2：孟买 500 指数收益时序图T1、T2 两阶段中国上证指数与印度孟买 500 指数的收益率序列的描述性计相关结果分别见表 6-1 和表 6-2。表 6-1：T1 收益序列描述性统计分析样本 均值 中位数最大值最小值标准差偏度 峰度 J-B上证1214 -2.89e-4 1.74e-4 0.047 -0.070 0.013 -0.378 5.554358.9(0.00孟买1214 4.870e-4 9.56e-4 0.033 -0.041 0.011 -0.269 3.87853.6(0.00注：J-B 统计量是正态性检验统计量，括号内是相伴概率。
【参考文献】：
期刊论文
[1]基于DCC-GARCH模型对日本股票市场与国际市场波动溢出效应分析[J]. 王皓. 现代日本经济. 2016(05)
[2]基于DCC-GARCH模型的新兴市场金融传染效应检验[J]. 刘慧悦. 统计与决策. 2016(12)
[3]CAFTA对中国和东盟六国双边贸易的影响研究[J]. 赵金龙,赵明哲. 财贸经济. 2015(12)
[4]经济政策不确定性和股票收益的联动性——基于子样本滚动窗口估计法的研究[J]. 王晓娟,郭守亭,岳晓. 学习与实践. 2015(05)
[5]越南股票市场联动性研究—基于GRANGER因果关系检验-GARCH模型实证分析[J]. 杜垂安,任达. 安徽工业大学学报(自然科学版). 2015(01)
[6]中国—东盟合作关系中政治与经济影响因素测度[J]. 范祚军,张宏杨. 经济研究参考. 2014(59)
[7]区域贸易和区域金融一体化研究——以中国-东盟为例[J]. 麻昌港. 商业时代. 2014(16)
[8]中日韩股票市场的联动性研究——基于DCC-GARCH模型的实证分析[J]. 高猛,郭沛. 价格理论与实践. 2012(08)
[9]中国与美国股票市场动态相关性——基于2007～2010年样本的实证检验[J]. 蒋彧,裴平. 经济管理. 2012(03)
[10]沪深港股市动态联动性研究——基于三元VAR-GJR-GARCH-DCC的新证据[J]. 鲁旭,赵迎迎. 经济评论. 2012(01)
博士论文
[1]中国经济政策不确定性下的股票市场和国债市场间相关性研究[D]. 高汝召.南京大学 2016
硕士论文
[1]中国与亚洲各主要新兴市场股市联动性研究[D]. 尹乙骁.西南交通大学 2015
[2]我国股票市场波动与宏观经济相关性研究[D]. 张立娜.天津财经大学 2015
本文编号：3360510
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