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1990年代以来，全球金融危机频发，每一次危机都对世界经济产生了巨大的影响，金融危机的范围也很广。危机也扩大了。因此，金融危机传染已成为国内外学者研究的新课题。国外许多学者利用金融危机传染理论分析了金融危机传染的存在和传播途径，取得了丰富的研究成果。 Calvo 和 Reinhart 也使用这种方法来测试墨西哥比索危机后的股市传染； Longin和Solnik运用多元极值理论的方法分析了金融危机的风险传染性； FrancescoCaram Azza、Luca Ricci 和 Ranil Salgado 研究了 1990 年代新兴市场金融危机的风险传染问题，并研究了金融市场相关性在风险传染中的作用。 ，通过应用横截面概率回归模型对41个新兴市场进行分析，发现金融市场之间的相关性对墨西哥危机、亚洲危机和俄罗斯危机产生了重要影响； Dobromi Serwa 和 Martin Bohl 就 1997 年至 2002 年间欧洲股市的七次重大金融冲击进行了危机蔓延的研究。本文就金融危机异方差调整对中国股市的传染性进行实证研究。李晓勇副教授、王伟红副教授（东华大学管理学院，上海 20 0 0 5１）◆CLC 编号：F 830 文献编号：A美国对中国的次级债，首先应用了分位数回归模型的变化点检测方法检测中国股市受到感染的具体时刻，并将危机分为危机前和危机后这一时刻。

实博体育注册最后，利用格兰杰因果关系和脉冲效应函数证明传染的存在以及传染的强度和持续时间。关键词：金融危机传染 分位数回归模型 格兰杰检验 对股市数据的脉冲效应函数进行拟合分析，研究结论主要包括：亚洲金融危机发生时的东南亚和东亚股市及发生后的联动相关性 风险主要通过金融市场在该地区传染。国内也有不少学者专注于金融危机传染性的研究。李小牧(200１）分析了金融危机的国际传染理论，认为金融危机风险传染有广义和狭义两个含义。定义一般应指金融危机在国家之间的传播和传播，包括金融危机的外溢是国内传染，也有单纯由外部原因造成的跨国传染。贸易中也有一个相关系数来区分金融市场的传染、相互依存和结构变化之间的关系。通过分析得出结论，发展中国家中东欧股市比西欧发达股市更容易受到金融传染；Setaputra建立了一类GARCH模型来分析亚洲金融危机前后东南亚国家与东亚国家的关系。原名《商业经济研究》) 2010. 非接触式传导开。

金融危机风险传染狭义是接触传播中国石油股票技术分析论文，是指在金融危机爆发之前、之中和之后，一些经济因素的变化导致其他因素的变化，最终导致一些因素的变化。方面或整体经济和金融方面。引发、扩大和缓解金融危机的跨国行动过程也称为溢出效应。冯云、吴崇峰（200２））基于引导互动理论检验了危机的传染性。金鸿飞构建了一个由一种无风险资产和多种风险资产组成的投资组合模型来解释货币危机。朱波、范方志（200５）在系统梳理金融危机理论和模型的基础上，认为银行间市场流动性危机的传染是危机传染的重要途径。孙晶晶（200） ７） 利用平稳性检验、格兰杰因果检验、协整检验和脉冲响应函数等，检验亚洲金融危机的传染性。其对市场相关性的影响是检验金融危机传染性的基础，将测度模型应用于美国次贷危机进行实证研究，结果表明该模型能更准确地测度金融危机风险传染的程度。李成和王建军（2009）分析了摩​​根士丹利MS C I指数的格兰杰因果检验和脉冲响应函数检验分析传染效应金融危机的影响，得出美国金融危机与各国之间存在单向关系的结论，受感染的国家也会对美国产生不利影响。感染。

理论模型（一） Quantile Regression Model 分位数回归（Quantile Regression）由 Koenker 和 Bassett 于 1978 年首次提出，提出回归量 X 与因变量的分位数之间的线性关系的估计方法Y.假设随机变量Y的概率分布为：F(y) = Prob (Y≤y)，y的τ分位数定义为满足F(y)≥τ的y的最小值，即q (τ) = in f{y: F(y) ≥τ}, 0 < τ < 1。 F(y) q(τ ) 的分位数可以通过最小化关于 ξ 的目标函数得到，即在式中，arg min ξ(·) 函数表示去掉函数最小值后的 ξ 值，ρτ(u ) = u(τ - I(u< ０）) 称为校验函数，即根据u的值符号进行非对称加权，研究这个最小化问题的一阶条件为：即F(ξ) = τ，即F(y)的第τ小数位数为的解决方案以上优化问题。假设解释变量 X 是一个 K × 1 维随机向量，{x1, x2...xn} 是它的 n 个实现，所以分裂点回归模型可以假设为 i = 1, 2...n ( １） 模型中，ui,τ为误差项，必须满足条件Qr(ui,τ|xi)=0，即在X=xi的τ分位数处中国石油股票技术分析论文，ui和τ均为0 ，因此，Y US S&P 500 指数 - 14.87637 - 3.470679 的 τ 条件分位数模型为 Qr(Y|X = x) = 分位数回归的变化点检测。

实博体育注册。过去爆发的金融危机，都是由具有精确时间点的特定事件触发的。例如，1997年7月，泰国政府放弃固定汇率制度，实行浮动汇率制度，引发了波及整个东南亚的金融危机。然而，美国金融危机是由次贷危机引发的。危机并没有迅速爆发中国石油股票技术分析论文，而是逐渐从资本市场蔓延到实体市场。具体时间没有权威说法。本文应用分位数回归变化点检测模型寻找危机爆发的具体时刻。此刻，危机分为危机前和危机后，前后检验传染效果。 Hrishnaiah and Miao(198８）总结了分位数回归变化点检测模型，假设只有一个变化点，那么分位数回归模型(１）可以转化为：和定义：这个定义是为了对变化点时间t0前后的两个方程分别应用分位数回归模型，将拟合后的残差相加，即为Vt。本文要求的危机爆发时刻是使t0在Vt达到最小值时，结果中可能有多个时刻使Vt达到最小值，则选择最早的时刻作为变化点时刻。（二）格兰杰因果检验判断一个变量的变化是否是一个原因另一个变量的变化是经济学中的通病。用过去的x来解释。

本文采用格兰杰因果检验证明金融危机传染效应的存在。在二维向量自回归模型中： (1) (2) 对于 (１） 公式，原假设为： α1=α2=α3=...=αq=0 对于 (２）原假设为：β1=β2=β3=...=β 分为以下几种情况进行讨论： 一、x是y从q=0变化的原因，即存在单向因果x 与 y 的关系。如果 (１） 式中 x 的系数估计值整体不为 0，则 (２） 式中 y 的系数估计值显着0 ，则称为 x 引起 y 变化的原因。第二，y 是 x 变化的原因，即 y 到 x 存在单向因果关系。如果 ( ２）公式中y系数的估计值整体不为0，（１）公式中的系数整体估计值显着为0，则称为由 y 引起的 x 变化的原因。（三） 脉冲响应函数 脉冲响应函数法是分析误差项发生变化或模型受到某种冲击时对系统的影响。本文采用脉冲响应函数计算金融危机的传染强度，上证综指临界值——13.90768-3.470679水平11%。综合指数 - 19.86572- 3.448363 美国标准普尔 500 指数 - 22.44625- 3.448363 级别 11% 临界值 Y 不是导致 X 的格兰杰原因 X 不是导致 Y 的格兰杰原因 Y 不是导致 X 的格兰杰原因 滞后 1F 统计 17 .53270 .1352112.61660 .9 4 0 55 概率 0 .0 0 0 0 40 .7 1340.000005 被拒绝 0 .39 14 结论 被拒绝 未被拒绝 2 未被拒绝 原因 X 不是导致 Y 的格兰杰原因。 Y 不是导致 X 的格兰杰原因. 滞后 1F 统计 0 .0 14 631.37 7 0 40 .0 4 8 110 .8 239 8 概率 0 .9 0 390 . 24 240 .9 5300 .4 4 0 6 结论 No Rejection No Rejection No Rejection No Rejection 57个贸易经济核心期刊的金融危机持续时间。

双变量VAR(２）模型：t = 1, 2, ……T, 其中ai, bi, ci, di是参数和扰动项。当ε1t变化时，不仅当前的Z- z 的值会立即发生变化，也会通过当前 Z 值的变化影响变量 Z 和 X 未来的值。脉冲响应函数可以捕捉到影响对感染国的影响，反映如何任何变量的扰动都会通过模型影响所有其他变量，最终传递给自己，因此，本文使用脉冲响应函数来检验美国金融危机对中国股市的传染强度和持续时间。实证分析（一） 数据描述 本文以金融危机期间标普500指数和上证综指的每日收盘价为样本，样本期为2007年1月1日至2010年3月25日）被选中。由于除数没有一致的时间危机前和危机后的分位数回归变化点检测方法用于找出危机的传染时间。 (二）分位数回归模型变化点检测本文研究这里是美国标普500指数回报与上证综指回报的关系。假设标普500指数回报为根据线性分位数回归模型，解释变量xi和上证指数的收益为yi，且必须满足条件ui和τ=0，因此可以得到模型：。

对得到的两个指数分位数模型进行变化点检测，根据变化点检测方法得到拟合结果图（见图１））。对数据进行定量分析，结合上图可以得出，变化点发生在2007年9月12日，此时美国次贷危机正在恶化。 2007年4月，美国第二大次级抵押贷款公司新世纪金融公司的破产，暴露了次级抵押贷款债券的风险，自2007年8月以来，美联储以向金融市场注资作为回应，但这次贷问题没有解决根本问题，导致次贷危机蔓延为美国金融危机。将数据分为危机前和危机后，然后应用格兰杰因果检验来证明传染的存在。 (三） Granger 因果检验 1. 单位根检验。在做Granger 因果检验之前，需要保证研究选取的财务数据是一个稳定的时间序列，避免出现“伪回归”现象。本文使用 ADF 来检验美国标准普尔指数和上证综指收益序列的平稳性。 表 １、 表 １、 2 年危机前后的 ADF 统计数据为小于1%的临界值，说明所选两国的时间序列数据拒绝了有单位根的假设，即原回归序列均为平稳序列，可应用于格兰杰因果检验. 2. 格兰杰因果检验。

对标普 500 指数和上证综指的收益进行了一阶和二阶滞后格兰杰因果检验。结果见表３、表4。从表3的结论可以得出结论，在危机前中国石油股票技术分析论文，美国标普指数并不是上证综指变动的格兰杰原因，不管它是滞后一个时期还是两个时期。格兰杰的理由，所以两国之间没有金融危机的传染。从表4的结论可以得出中国石油股票技术分析论文，在危机后期，美国标普指数1滞后期和2滞后期都是上证综指变动的格兰杰原因，但上证综指不是标准普尔指数的原因。因此，两国之间存在单向格兰杰因果关系，金融危机传染发生，传染方向是从美国到中国。测试结果也完全符合美国在世界经济中的主导地位。即使发生金融危机，中国仍然无法对美国经济产生影响。 （四）危机前期冲动反应函数，美标指数对自身一标准差新利率反应强烈，但持续时间不长，五五趋于缓和期；上证综指的影响也很强，第二期波幅最大，持续时间也很短。继新世纪金融公司之后，美国的贷方申请破产。2007年8月，美国第五大投资银行贝尔斯登宣布旗下两只基金破产，原因也是由于次级债危机后，美国标普股价也受到影响，波动较大。

危机后期，美国标普指数收益率强烈反映自身一标准差新利率，震荡多，久期由危机前的5期延长至11期。上证综指对美国标普指数冲击的反应发生突变，波动更加剧烈，出现多次震荡。传染给中国，而且传染性很强。结论 中美之间存在单向传染关系。金融危机发生在危机后期，从美国蔓延到中国。随着金融危机的进一步恶化，中国经济受到了严重影响。但在危机前后，美国经济并未受到中国的影响。这进一步凸显了美国经济的主导地位，但次贷危机的爆发给美国经济带来了沉重打击，而美国政府在危机爆发时没有采取根本性的措施，导致了金融危机。中国受美国金融危机影响的持续时间正在扩大。危机前没有传染，但脉冲响应图出现了剧烈振荡（见图２）），但到第5期结束。在危机后期，金融危机的传染已经发生了，传染也发生了。一直持续到第14期。持续时间的增加表明美国金融危机的加剧，越来越多的国家受到影响。这场危机已成为美国自大萧条以来最严重的金融危机。

实博体育注册美国金融危机对中国的影响正在增加。从脉冲响应图2可以看出，在危机初期，感染强度达到了0. 0018，大波动后没有大起大落，双方趋于稳定。这是因为美国政府在次贷危机爆发时出台了救助政策，但这些政策并没有治标不治本，也没有从根本上消除金融危机的根源。从脉冲响应（见图３））可以看出，在危机后期，传染强度达到最大值0.0052，大震荡后波动并未停止，伴随阴晴圆缺。全球经济一体化的快速发展、中国经济的开放以及中国加入世贸组织使中国与世界经济的关系更加紧密是传染强度急剧增加的主要原因。参考文献： 1.李小木。金融危机的国际传播：1990年代的理论与实践[M]．中国金融出版社，20012。冯云，吴崇峰。金融市场波动及其传播研究[M]．上海财经大学出版社，20023. 金鸿飞……