中国股票市场弱有效性的在种统计检验

维普资讯 http://www.cqvip.com 廿卞悖旖＾谴　（一）检验方法　■■困　中国股票市场弱有效性的三种统计检验　胡金焱　摘要：关于中国股票市场是否达到了弱有效，国内理论界运用序列自相关栓验和游程栓　验方法进行过实证考察，本文则认为，在上述检验前首先应当对股票市场是否符合随机游　走模型进行检验。为此，本文分剐运用上述三种方法对中国股票市场的弱有效性进行了分　阶段的实证研究，研究结果表明，沪深股市在第一阶段都未达到弱有效，而在第二阶段都　达到了弱有效，在第三阶段基本都达到了弱有效，从总体上看，中国股票市场是在朝着弱　有效的方向发展。　关键词：股票市场弱有效性统计检验　一、本文的检验方法与数据处理　自１９６５年尤金・法玛（Ｅｕｇｅｎｅ　Ｆａｍａ，１９６５）和哈里・罗伯茨（Ｈａｒｒｙ　Ｒｏｂｅｒｔｓ，１９６７）提　出弱有效市场（Ｔｈｅ　ｗｅａｋ　ｆｏｒｍ　ｏｆｅｆｉｆｃｉｅｎｔ　ｍａｒｋｅｔ）、半强有效市场（Ｔｈｅ　ｓｅｍｉ—ｓｔｒｏｎｇ　ｆｏｒｍ　ｏｆ　ｅｆｉｆｃｉｅｎｔｍａｒｋｅｔ）和强有效市场（Ｔｈｅ　ｓｒｔｏｎｇ　ｆｏｒｍ　ｏｆｅｆｉｆｃｉｅｎｔｍａｒｋｅｔ）三种不同效率证券市场　的“有效市场假说”（Ｅｆｉｆｃｉｅｎｔｍａｒｋｅｔｈｙｐｏｔｈｅｓｉｓ）之后，西方学者关于市场有效性的实证　研究就没有间断过，特别是关于市场弱有效性的研究文献更可谓汗牛充栋。　按照“弱有效市场”定义，如果在一个股票市场上，所有价格都能充分反映价格　历史序列中包含的全部信息，即所有历史信息都能在目前市场价格中得到充分反映，　不存在任何未被利用的套利机会，则称这一市场为弱有效市场。　因此，一个达到弱效率的股票市场应当符合“随机游走”（ｒａｎｄｏｍ　ｗａｌｋ）的随机过　程。如果我们以Ｐ、尸分别表示ｔ日、ｔ－１目的股票收盘价格指数，并取其对数形式，　Ｐ，＝ＩｎＰｔ　Ｐｆ＿ｌ＝Ｉｎ　Ｐｔ１那么，弱有效的股票市场应当符合下列随机游走模型　Ｐｆ　Ｐ卜１＋ｓｆ　其中，｛ｓ，｝为独立同分布，　Ｅ（ｓ，）＝０，Ｄ（ｓ，）＝Ｅ（ｓ　）＝　＜∞。　中国股票市场发展起来后，理论界也对中国股票市场是否达到弱有效性进行了实　证检验，代表性的文献如吴世农（１９９４；ｌ９９６）、俞乔（１９９４），宋颂兴和金伟根（１９９５），　高鸿桢（１９９６），史代敏、杜丹青（１９９７），叶青、易丹辉、田今朝（１９９９），周文、李友爱　（１９９９），李学、刘建民、靳云，￣Ｅ（２００１）等。　上述学者关于中国股票市场弱有效性的检验方法基本包括两种，一是对误差项｛ｓ，｝　序列进行相关性检验，考察是否存在序列自相关，如果序列自相关存在，则否定中国　股票市场达到了弱有效，如果序列自相关不存在，则认为中国股票市场达到了弱有　效；二是进行游程检验（ｒｕｎｓ　ｔｅｓｔ），考察股票市场能否通过该项检验，并据此判断中国　山东大学经济学院教授，邮政编码：２５０１００，Ｅ—ｍａｉｌ：ｈｘｗ０８３ｌ＠ｓｉｎａ．ｃｏｍ。　维普资讯 http://www.cqvip.com ＷｏＲＬＤ　ＥＣｏＮｏＭＩＣ　Ｆ０ＲＵＭ　股票市场是否达到了弱有效性。　本文认为，检验股票市场是否具备弱有效性，首先应当根据弱有效市场定义，对　随机游走模型　Ｐｔ一１＋８ｔ进行检验，考察股票市场是否符合这一随机过程；其次再　对尾项　ｒ｝进行自相关检验，这是因为，在随机游走模型ｐｒ　Ｐｔ一１＋８ｔ中，我们是假　定　，｝符合独立同分布，且　（ｓ，）＝０，Ｄ（ｅ，）＝　）＝　＜∞，这是一个严格的白　噪声假设。但是，实际的股价时间序列是否白噪声过程，尚需通过统计检验才能做出　结论：再次，可以通过游程检验，进一步检验股票市场是否达到弱有效。　为此，本文将对中国股票市场分别进行上述三个方面的统计检验。其中随机游走　模型检验将采用迪基福勒检验方法；白噪声检验采用Ｂｏｘ和Ｐｉｅｒｃｅ的Ｑ检验方法。　（二）数据处理　本文以上证指数、深圳成分指数作为研究对象，总样本区间上海为１９９０年１２￣Ｊ　１９日（开始交易日）至２００１年１２￣Ｊ　３１日，深圳为１９９１年４月３日（开始交易日）至２００１年１２月　３１日，以日收盘股价指数为依据进行统计分析。总样本容量若２７００个左右。　中国股票市场交易规则发生过两次变化，一次是１９９２年５月２Ｏ日宣布放开股价，一次是１９９６年１２￣Ｊ　１６日宣布对股价实行涨跌幅限制，由于股价涨跌幅度是否受限，会直　接影响股票市场价格走势，为此，本文将沪深股市的总样本区间分为三个阶段分别进　行检验：第一阶段从开始交易日至１９９２年５月１９日；第二阶段为１９９２年５月２０日至　１９９６年ｌ２月１５日；第三阶段为１９９６年１２月１６日至２００１年ｌ２月３１日。　本文所有数据均从中国财经信息￣（ｈｔｔｐ：／／ｃｆｉ．ｎｅｔ．ｃｎ）慧眼股市分析系统下载，并进行　数据格式转换。使用统计软件为Ｅｖｉｅｗｓ３．１版。　二、中国股票市场弱有效性的迪基福勒检验　（一）统计模型　迪基一福勒检验是由Ｄ．Ａ．Ｄｉｃｋｅｙ和Ｗ．Ａ．Ｆｕｌｌｅｒ在２Ｏ世纪７Ｏ年代和８Ｏ年代的一系列文　章中建立起来的一种单位根检验方法，简称ＤＦ检验。　图ｌａ上海股市价格走势（上证指数）　图ｌｂ深圳股市价格走势（成分指数）　（１９９０．１２．１９－２００１．１２．３１１　（１９９１．４．３－２００１．１２．３１１　卞　：苎　—盈一　维普资讯 http://www.cqvip.com ＿＇Ｆ馆ｌ肴＾ｌ－　●＿２皿ＯＯ２Ｗ　胡金焱中国股票市场弱有效性的三种统计检验　本文在应用ＤＦ方法前，首先对沪深股市股票价格指数走势图进行观察，我们可以　观察到，沪深股市股价指数总体呈现出波动中的上升趋势。如图ｌａ、ｂ。鉴如此，本文　以不带常数项的模型　Ｐｆ　ＰＰ卜１＋ｓｆ　＾尺　２　作为数据生成过程，但以一个带常数项的模型　＝　Ｐｆ　＋ＰＰ卜ｌ＋ｓｆ　∑　，　作为估计模型。　　—其中，｛ｓ，｝为独立同分布，　Ｅ（ｅ，）＝０，Ｄ（ｅ，）：Ｅ　）：（）－　＜ｏｏ。　一　对这一模型建立以下联合假设：　卜　、ｌ，　Ｈ０：Ｐ＝１，　＝０　Ｈｌ：ｐ＜１，　≠Ｏ　检验原假设Ｈ０：Ｐ＝１，　＝０是否成立。　根据ＤＦ检验方法，对原假设Ｈ０：Ｐ＝１，　＝０构造一个　统计量：　，＇甲Ｆ　＝～（尺　一尺　）（　一２）　　２　其中功样本量，　、　分别表示有限制和无限制的残差平方和：　＝∑（ｐ，－ｐ。Ｐ川）　在原假设下，　的极限存在，但不服从标准的Ｆ分布，必须使用Ｄｉｃｋｅｙ和Ｆｕｌｌｅｒ给　出的分布表。　在一定的显著性水平ｏｃ下，如果　值小于这一显著性水平下的临界值，则接受原　假设Ｈ０：Ｐ＝１，　＝０，表明｛Ｐ，｝服从随机游走过程；反之，如果　值大于临界值，　则原假设被拒绝，表明股票市场不服从随机游走过程。　（二）实证检验结果　首先，上海股票市场。　通过对上证指数的统计检验，三个阶段的统计结果如下。　１．第一阶段：１９９０年ｌ２月１９日．１９９２年５月１９日　估计模型为：　Ｐ，＝一Ｏ．０２２１３＋１．００５１５ｐ　一ｌ　（０．００５８８）（０．００ｌｌ　１）　Ｔ＝３５９，Ｒ　＝０．０３５１９，Ｒ　＝０．０３３８４，　＝７．１２１０　维普资讯 http://www.cqvip.com Ｗ０ＲＬＤ　ＥＣ０ＮＯＭＩＣ　ＦＯＲＵＭ　根据ＤＦ统计表，在样本容量为３５９，ｃ【＝０．０１的显著性水平下，临界值约为６．４９，　由于实际ＦＴ值７．１２１０＞６．４９，拒绝了原假设Ｈｏ：Ｐ＝ｌ，ａ＝０，未通过ＤＦ检验，从而表　明第一阶段股票市场不符合随机游走过程。　２．第二阶段：１９９２年５月２０日一１９９６年１２月１５日　估计模型为：　Ｐ，＝０．０８２３５＋０．９８７６６ｐｆ＿ｌ　（Ｏ．Ｏ３　１４０）（Ｏ．００４７３）　：ｌ　１５４，　：０．１４４３７，　：０．１３１６４，ＦＴ＝３．４３９８　根据ＤＦ统计表，在样本容量为１１５４，Ｏ【＝０．０１的显著性水平下临界值约为６．４３，由　于实际　值３．４３９８＜６．４３，接受了原假－￣３ｔＨｏ：Ｐ＝ｌ，ａ＝０，从而通过了ＤＦ检验，表明　第二阶段股票市场符合随机游走过程。　３．第三阶段：１９９６年１２月１６日一２００１年１２月３１日　估计模型为：　Ｐ，＝０．０２６３９＋０．９９６４４ｐｆ＿ｌ　（Ｏ．０　１　５０２）（Ｏ．００２０６）　Ｔ：１２０２，　：０．３５０７０，　：０．３４９８０．ＦＴ：１．５４３７　根据ＤＦ统计表，在样本容量为１２０２，Ｏ【＝０．０１的显著性水平下临界值约为６．４３，由　于实际　值１￣５４３７＜６．４３，接受了原假设Ｈｏ：Ｐ＝ｌ，ａ＝０，通过了ＤＦ检验，从而也表　明第三阶段股票市场符合随机游走过程。　其次，深圳股票市场。　通过对深圳成分指数的统计检验，三个阶段的统计结果如下。　１．第一阶段：１９９１年４月３日１９９２年５月１９日　估计模型为：　Ｐ，＝－０．０６２１７＋１．００９７２ｐ，一ｌ　（Ｏ．０３　１９６）（Ｏ．００４７５）　Ｔ：３２６，　：０．３８０５４，　：０．３７６１３，　：１．８９９４　根据ＤＦ统计表，在样本容量为３２６，Ｏ【＝Ｏ．０１的显著性水平下临界值约为６．４９，由　于实际　值１．８９９４＜６．４９，接受了原假设　ｏ：Ｐ＝ｌ，ａ＝０，通过７Ｉ）Ｆ检验，表明第一　阶段股票市场符合随机游走过程。　２．第二阶段：１９９２年５月２０日一１９９６年１２月１５日　估计模型为：　＿卞储灞＾谴　’ｉ。　维普资讯 http://www.cqvip.com －＿２阿００２ｌｌ￣　胡金焱中国股票市场弱有效性的三种统计检验　Ｐ，＝Ｏ．００８５３＋Ｏ．９９８９　１ｐｆ＿１　（０．０　１　６４８）（０．００２２０）　Ｔ＝ｌｌ４３，Ｒ　＝０．９５８５９，尺　＝０．９５８３６，ＦＴ＝０．１３６９　根据ＤＦ统计表，在样本容量为１１４３，０【＝０．０１的显著性水平下临界值约为６．４３，由　于实际　值０．１３６９＜６．４３，接受了原假设Ｈ０：Ｐ＝１，　＝０，通过了ＤＦ检验，表明第二　阶段股票市场也符合随机游走过程。　３．第三阶段：１９９６年１２月１６日一２００１年１２月３１日　估计模型为：　Ｐ，＝Ｏ．０４９０６＋Ｏ．９９４０７ｐｆ＿ｌ　（０．０２７０　１）（０．００３２６）　Ｔ＝１２０３，Ｒ　＝０．４３９２５，Ｒ　＝０．４３８０４。ＦＴ＝１．６５８８　根据ＤＦ统计表，在样本容量为１２０３，仅　０．０１的显著性水平下临界值约为６．４３，由　于实际　值１．６５８８＜６．４３，接受了原假设Ｈｏ：Ｐ＝１，　＝０，也同样通过了ＤＦ检验，表　明第三阶段股票市场也符合随机游走过程。　（三）统计结论　根据ＤＦ检验，我们发现，上海股票市场除第一阶段不符合随机游走过程之外，其　他两个阶段都通过了ＤＦ检验；而深圳股票市场三个阶段全部通过了ＤＦ检验。然而，我　们并不能根据这一统计结果就非常放心地认为深圳股票市场一直就是弱有效市场，上　海股票市场自第二阶段以来也达到了弱有效市场。因为，如前所述，在这里，我们是　假设　，｝符合独立同分布，且　，）＝０，Ｄ（ｅ，）＝ｒ４ｅ　）＝　＜∞的严格白噪声过程。　因此，我们有必要进一步对股票价格时间序列进行自相关检验，看其是否白噪声序　列。只有股票价格同时通过了ＤＦ检验和白噪声检验，我们才可以基本认为股票市场达　到了弱效率。　三、中国股票市场弱有效性的白噪声检验　（一）统计模型　如果股票价格变动是随机的过程，符合随机游走模型Ｐ，＝ＰＨ＋ｓ，，那么，股价　变动的误差项应当不存在序列自相关，即符合白噪声过程。我们以　ｒｔ＝Ｐｆ—Ｐ卜ｌ，ｔ＝１，２，…　表示收益率，则　Ｓｆ　这意味着，如果“随机游走”成立，随机过程｛ｒｔ｝应当是一白噪声序列，有　Ｅ　，）＝０，ＣｏＶ（ｓ　，ｓ，）＝Ｅ（ｓ　，ｓ，）＝Ｏ（ｓ　’ｆ），Ｄ（ｅ，）＝　（ｓｆ２）：　２。　维普资讯 http://www.cqvip.com ＷｏＲＬＤ　ＥＣｏＮ０ＭＩＣ　Ｆ０ＲＵＭ　我们用　ｐ（ｋ）＝Ｃｏｖ（ｒｓ，　）／Ｄ（ｒ￣）　表示ｋ阶自相关系数，在　为平稳序列的情况下，ｐ（　）与ｔ无关，用样本　…・，　可以给出ｐ（ｋ）的估计量ｐ（　）：　７＇一七　∑（　一弓）（　＋　～　）　（　）＝　—　———一　∑（　一弓）　ｒ＝ｌ　其中　１　７＇　＝　１∑　。　ｒ＝ｔ　我们需要检验的是：对于所有的ｋ＞０，全部自相关系数ｐ（　）同时为ｏ。如果检验　通过，则随机过程就是白噪声，从而股价波动符合随机游走过程。　为了检验所有ｋ＞０的自相关系数ｐ（　）都为Ｏ的联合假设，我们采用Ｂｏｘ和Ｐｉｅｒｃｅ的　Ｑ统计量。其定义为：　Ｑ（　）＝　∑Ｐ　（　为滞后长度）　七＝ｌ　在大样本中，Ｑ（ｋ）统计量近似地遵循　个自由度的　分布。　我们以“随机过程　为白噪声”为原假设，根据显著性水平ｄ和自由度　，从　‘　分布表中查出相应的　‘　值，并与计算的Ｑ（ｋ）值相比较，当Ｑ（ｋ）　（ｋ）时，统计　不显著，肯定原假设，即在（１一ｏ【）的置信水平上接受　由白噪声生成，从而接受股价波　动符合随机游走过程假设；相反，当Ｑ（ｋ）　（ｋ）时，统计显著，拒绝原假设，从而　也拒绝股价波动符合随机游走过程的假设。　（二）实证检验结果　首先，上海股票市场。　通过对上证指数的统计检验，三个阶段的统计结果如下。　１．第一阶段：１９９０年ｌ２月１９日一１９９２年５月１９日　我们分别取滞后期ｋ＝６，１２，１８，２４，３０，统计结果为：　Ｔ＝３５８，　Ｑ（６）＝３７８．８５，Ｑ（１２）＝４８７．０２，Ｑ（１８）＝４９５．６８，　Ｑ（２４）＝４９５．８６，Ｑ（３Ｏ）＝４９８．２８　廿卞侍满＾泣　”　维普资讯 http://www.cqvip.com 卞仕麟　泣　ｔＯＯｔ■４ｍ　■圜　胡金焱中国股票市场弱有效性的三种统计检验　在ｃ【：０．０１的显著性水平下，　Ｚｏｚ．０。（ｋ）分别为　ｚｇｌ０】（６）＝１６．８１，　０ｌ（１２）＝２６．２２，　ｉ０ｌ（１８）＝３４．８１，　ｌ０】（２４）＝４２．９８，　０ｌ（３０）＝５０．８９　所有的Ｑ统计量都远大于临界值，都是高度显著的。因此，第一阶段股票市场没有　通过白噪声检验，从而拒绝了股价波动符合随机游走假设。　２．第二阶段：ｌ９９２年５月２０日．１９９６年ｌ２月ｌ５日　在滞后期ｋ＝６，１２，１８，２４，３０的情况下，统计结果为：　Ｔ＝ｌ１５３．　Ｑ（６）＝６．２３，Ｑ（１２）＝１３．２３，Ｑ（１８）＝１７．４５，　Ｑ（２４）＝２１．９５．Ｑ（３Ｏ）＝２７．５６　所有的Ｑ统计量都小于临界值，都不显著。因此，第二阶段股票市场通过了白噪声　检验，符合随机游走假设。　３．第三阶段：ｌ９９６年ｌ２月ｌ６日．２００１年ｌ２月３１日　在滞后期ｋ＝６，１２，１８，２４，３０的情况下，统计结果为：　Ｔ＝１２０１，　Ｑ（６）＝１２．１１，Ｑ（１２）＝２５．３２，Ｑ（１８）＝３５．２３，　Ｑ（２４）＝４８．７３．Ｑ（３Ｏ）＝６６．７８　滞后６、１２期的Ｑ统计量小于临界值，不显著；但滞后ｌ８、２４、３０期的Ｑ统计量大　于临界值，统计显著。因此，我们对第三阶段股价是否存在序列自相关没有把握，不　能确定这一阶段股票市场符合白噪声过程。　其次，深圳股票市场。　通过对深圳成分指数的统计检验，三个阶段统计结果如下。　１．第一阶段：ｌ９９１年４月３日．１９９２年５月１９日　取滞后期ｋ＝６，１２，１　８，２４，３０，统计结果为：　Ｔ＝３２５，　Ｑ（６）＝１４．３６，０（１２）＝３４．８５，Ｑ（１８）＝３９．２５，　０（２４）＝５０．５７．０（３０）＝６７．３０　同样，在ｃ【＝０．Ｏｌ的显著性水平下，Ｚｏ．ｏ１分别为　ｊ０ｌ（６）＝１６．８１，　０ｌ（１２）＝２６．２２，　０ｌ（１　８）＝３４．８　ｌ，　；０ｌ（２４）＝４２．９８，　０ｌ（３０）＝５０．８９　因此，除滞后６期Ｑ统计量小于临界值外，滞后ｌ２、ｌ８、２４、３０期的Ｑ统计量都大　于临界值，统计显著。因此，可以认为，第一阶段股票市场未能通过白噪声检验，拒　绝接受股价波动符合随机游走的假设。　维普资讯 http://www.cqvip.com ＷｏＲＬＤ　ＥＣｏＮｏＭＩＣ　ＦＯＲＵＭ　２．第二阶段：１９９２年５月２０日－１９９６年１２Ａ　ｌ５日　在滞后期ｋ＝６，１２，ｌ８，２４，３Ｏ的情况下，统计结果为：　Ｔ＝ｌ　１４２，　Ｑ（６）＝１９．２６，Ｑ（１２）＝２８．５６，Ｑ（１８）＝３０．２９，　Ｑ（２４）＝４１．２４，Ｑ（３０）＝４８．４８　滞后６、１２期的Ｑ统计量都略大于临界值，统计显著；但滞后ｌ８、２４、３０期的Ｑ统　计量都略小于ｌ临界值，统计不显著。因此，我们只能勉强地认为第二阶段股价序列通　过了白噪声检验，基本符合随机游走假设。　３．第三阶段：１９９６年１２Ａ　１６日－２００１年１２Ａ　３１日　在滞后期ｋ＝６，１２，ｌ８，２４，３０的情况下，统计结果为：　Ｔ＝１２０２，　Ｑ（６）＝ｌ３．１ｌ，Ｑ（１２）＝２３．０５，Ｑ（１８）＝３５．９７，　Ｑ（２４）＝４７・８３，Ｑ（３０）＝５８・００　滞后６、１２期的Ｑ统计量小于临界值，不显著；但滞后ｌ８、２４、３０期的Ｑ统计量大　于临界值，统计显著。因此，我们对第三阶段股价是否存在序列自相关没有把握，不　能确定这一阶段股票市场符合白噪声过程。　（三）统计结论　综合ＤＦ检验和白噪声检验，我们可以得出以下结论：　１．由于第一阶段上海股市同时都未能通过ＤＦ检验和白噪声检验，深圳股市虽然通　过了ＤＦ检验，但未能通过白噪声检验，因此，我们可以得出结论：无论上海股市还是　深圳股市，第一阶段都不符合随机游走，都未达到弱有效。　２．由于第二阶段上海股市同时通过了ＤＦ检验和白噪声检验，深圳股市通过了　ＤＦ检验，勉强通过了白噪声检验，因此，第二阶段上海股市符合随机游走，达到了弱　有效；深圳股市基本符合随机游走，达到弱效率。　３．由于第三阶段无论上海股市还是深圳股市虽然都通过了ＤＦ检验，但由于都不能　确定是否存在序列自相关，因此，不能完全肯定这一阶段两个市场符合随机游走从而　达到了弱有效。　四、中国股票市场弱有效性的游程检验　（一）统计模型　为了进一步考察中国股票市场的弱有效性，本文运用游程检验方法对这一问题做　进一步的实证考察。　游程检验是一种非参数检验方法。Ｍｏｏｄ（１９４０）首次对游程检验做了全面的分析。　在股票市场上，这一方法通常用于弱有效市场检验，法玛（１９６５）对这一检验方法做过详　细的论述。　游程检验的原假设为：股价指数涨跌的时间序列不存在明显的趋势，即股价指数　涨跌是随机的，相继结果之间相互独立。　一个游程被定义为股票价格保持同一符号的一个不问断序列；游程的长度即游程　＿●仕．；夤＾ｌｌ　’”　维普资讯 http://www.cqvip.com 廿卞悖街＾ｆＩ　ｚｏｏｚ簟●■　■■田　胡金焱中国股票市场弱有效性的三种统计检验　的个数。例如，从下面的加减号变化序列中我们可以看到，游程长度为ｌ２个。　股价指数每日变化情况不外乎３种情况：上涨、持平和下跌。我们以Ⅳ表示股价指　数变动序列的天数，即样本总容量，以Ｊ７ｖ表示股价上涨和持平的天数，Ｊ７ｖ表示股价下　跌的天数，Ｎ＝Ｎ＋Ｊ７ｖ则；Ｉ）ｌｆ，ｍ表示实际游程个数。　根据法玛给出的公式，游程期望值和标准差可以分别表述为：　Ｅ（　）：—２Ｎ１Ｎ２—＋１　在大样本的情况下，构造统计量　…　，　一　Ｉｍ　Ｊ　厶一——　Ｕ瑚　”‘　Ｚ渐近地服从Ｎ（Ｏ，１）分布。在一定的显著性水平０【下，如果ｌＺ　ｌ值不大于临界值，　则接受原假设，表明股价指数序列通过了游程检验，股价指数波动没有明显的趋势。　否则，如果ｌＺｌ值大于临界值，则拒绝原假设，游程检验不能通过，表明股价指数波动　存在潜在的趋势性。　（二）实证检验结果　首先，上海股票市场。　通过对上证指数的统计检验，三个阶段的统计结果如下。　１．第一阶段：１９９０年１２ｆ］１９日一１９９２年５月２０日　Ｎ＝３５９，Ｎ１＝２５４，Ｎ２＝１０５，ｍ＝４５　Ｅ（　）＝１４９．５８，　＝７．８３，Ｚ＝一１３．３６　在０【＝０．０１的显著性水平下，标准正态分布的临界值为２．５８，由于ｌ　Ｚ　ｌ＞２．５８，统计　显著，因此，游程检验未能通过，说明第一阶段股价指数波动序列存在趋势性。　２．第二阶段：１９９２年５月２１日．１９９６年１２ｆ］１５日　Ｎ＝１　１５２，Ｎ　＝５４１，Ｎ，＝６１　１，ｍ＝６１２　Ｅ（　）＝５７４．８７，　＝１６．９Ｏ，Ｚ＝２．２０　在０【：０．０１的显著性水平下，由于ｌＺ　ｌ＜２．５８，接受原假设，因此，游程检验通过，　表明第二阶段股价指数波动序列符合随机性假设，股价涨跌不存在明显的趋势性。　３．第三阶段：１９９６年１２ｆ］１６日．２００１年１２ｆ］３１日　Ｎ＝１２０１，Ｎ１＝６３４，Ｎ，＝５６７，ｍ＝５７０　Ｅ（　）＝５９９．６３，　＝１７．２７，Ｚ＝一１．７２　同样，在０【＝０．０１的显著性水平下，ｌＺｌ＜２．５８，接受原假设，游程检验通过，表明　第三阶段股价指数波动序列符合随机性假设，股价涨跌不存在明显的趋势性。　维普资讯 http://www.cqvip.com Ｗ０ＲＬＤ　ＥＣ０Ｎ０ＭＩＣ　ＦＯＲＵＭ　其次，深圳股票市场。　通过对深圳成分指数的统计检验，三个阶段的统计结果如下。　１．第一阶段：１９９１年４月３日－１９９２年５月２０日　Ｎ＝３２６，Ｎ　＝ｌ３５，Ｎ，＝ｌ９ｌ，ｍ＝９５　Ｅ（ｍ）＝１５９．１９，　＝８．７５，Ｚ＝一７．３４　在Ｏ【＝０．０１的显著性水平下，由于ｌＺ　ｌ＞２．５８，统计显著，游程检验未通过，说明第　一阶段股价指数波动序列存在趋势性。　２．第二阶段：１９９２年５月２１日－１９９６年ｌ２月１５日　Ｎ＝ｌ　１４１，Ｎ　＝５３ｌ，Ｎ，＝６ｌ０，ｍ＝５５４　（　）＝５６８．７６，　＝１６．８０，Ｚ＝一０．８８　在Ｏ【＝０．０１的显著性水平下，由于ｌＺ　ｌ＜２．５８，接受原假设，因此，游程检验通过，　表明第二阶段股价指数波动序列符合随机性假设，股价涨跌不存在明显的趋势性。　３．第三阶段：１９９６年ｌ２月１６日－２００１年ｌ２月３１日　Ｎ＝ｌ２０２，Ｎ　＝６００，Ｎ，＝６０２，ｍ＝６０６（　）＝６０２．００，　＝１７．３３，Ｚ＝０．２３　同样，在ｃ【：０．０１的显著性水平下，ＪＺ｝＜２．５８，接受原假设，游程检验通过，表明　第三阶段股价指数波动序列符合随机性假设，股价涨跌不存在明显的趋势性。　（三）统计结论　根据游程检验结果，对照ＤＦ检验和白噪声检验，本文对中国股票市场的弱有效性　做出以下判断和总体评价：　１．由于上海股市和深圳股市第一阶段都未通过游程检验，从而进一步佐证了前面　的结论：无论上海股市还是深圳股市，第一阶段都不符合随机性假设，都未达到弱效　率市场。　２．由于上海股市和深圳股市第二阶段都通过了游程检验，从而也进一步证实了前　面的结论，所以我们能够比较肯定地做出以下判断：第二阶段中国股市达到了弱有　效。　３．尽管前面的统计结果怀疑第三阶段两市股价序列可能存在一定的自相关，从而　不能完全肯定这一阶段市场是否达到了弱有效，但是，由于第三阶段无论上海还是深　圳股市都通过了游程检验，因此，我们可以认为两个市场在第三阶段基本达到了弱有　效。　４．中国股票市场从总体上在朝着弱有效市场的方向发展，但是，由于新兴市场的　不规范性，市场存在着过度投机、跟风（“羊群效应”）和庄家操纵等行为，股价波动经　常地表现出一定的趋势性，从而影响到市场有效性的实现。　参考文献：　Ｃａｍｐｂｅｌｌ　Ｊｏｈｎ　Ｙ，　Ｌｏ．Ａｎｄｒｅｗ．ａｎｄ　Ａ．Ｃｒａｉｇ　ＭａｃＫｉｎｌａｙ，１９９７，Ｔｈｅ　ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ　ｏｆｆｉｎａｎｃｉａｌ　ｍａｒｋｅｔｓ，　Ｐｒｉｎｃｅｔｏｎ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　Ｐｒｅｓｓ．　Ｆａｍａ，Ｅｕｇｅｎ，１９６５，”Ｔｈｅ　ｂｅｈａｖｉｏｒ　ｏｆｓｔｏｃｋ　ｍａｒｋｅｔ　ｐｒｉｃｅｓ，”Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓ．　廿卞傍Ｊ辑＾ｆｌ　●园Ｉ　维普资讯 http://www.cqvip.com ＿卞储漪＾ｔ－．■■—圈　胡金焱中国股票市场弱有效性的三种统计检验　Ｈａｒｒｙ　Ｒｏｂｅｒｔｓ，１　９６７，”Ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ　ｖｅｒｓｕｓ　ｃｌｉｎｉｃａｌ　ｐｒｅｄｉｃｔｉｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｓｔｏｃｋ　ｍａｒｋｅｔ，”Ｕｎｐｕｂｌｉｓｈｅｄ　ｍａｎｕｓｃｒｉｐｔ，　ＣＲＳＰ，Ｃｈｉｃａｇｏ：Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　ｏｆ　Ｃｈｉｃａｇｏ．　Ｍｏｏｄ．Ａ．，１　９４０，”Ｔｈｅ　ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ　ｔｈｅｏｒｙ　ｏｆ　ｒｕｎｓ，”Ａｎｎａ￣ｏｆＭａｔｈｅｍａｔｉｃｓ　Ｓｔａｔｕｔｅｓ，ＩＩ．　高鸿桢，１９９６，　《关于上海股市效率性的探讨》，　《厦门大学学报（哲社版）》，第４期。　（美）古扎拉蒂，２０００，　《计量经济学》，林少官等译，中国人民大学出版社。　李学、刘建民、靳云汇，２００１，　《中国证券市场有效性的游程栓验》，　《统计研究》，第１２期。　陆懋祖，１９９９，　《高等时间序列经济计量学》，上海人民出版社。　（美）罗伯特Ｓ．平狄克，丹尼尔Ｌ．鲁宾费尔德，１９９９，　《计量经济学模型与经济预测》，钱小军等　译，机械工业出版社。　史代敏、杜丹青，１９９７，　《沪深股票市场弱有效性的对比研究》，　《财经科学》，第６期。　宋颂兴、金伟根，１９９５，　《上海股市市场有效实证研究》，　《经济学家》，第４期。　吴世农，１９９４，　《上海股票市场效率的分析与评价》，　《投资研究》，第８期。　吴世农，１９９６，　《中国证券市场效率的分析》，　《经济研究》，第４期。　叶青、易丹辉、田今朝，１９９９《我国证券市场的放率分析》，　《预测》，第４期。　俞乔，１９９４，　《市场有效，周期异动与股价波动》，　《经济研究》，第９期。　周丈、李友爱，１９９９，　《收益率相关性、小公司效应与市场有效性对沪深股票市场的实证栓验》，　《经济科学》，第１期。