击，但这种冲击也没能持久。同时，迭代协整检验表明在B股开放前A、B股间确实不存在协整关系，而在B股开放后A、B股间存在一个协整关系。

（三）短期关系分析

由于B股开放前，SZA和SZB两个变量间不存在协整关系，它的均值方程如(6)式的VAR模型，B股开放后，SZA和SZB两个变量间存在一个协整关系，它的均值方程如(7)式的ECM模型。模型参数估计结果见表3。

观察表3中的均值方程可知：B股向境内居民开放前，深圳A股和B股的联系不强（厂12和r21都不显著），也就是说A股和B股互不为Granger因果；B股向境内居民开放后，深圳A股和B股存在长期协整关系，B股存在弱外生性（a。不显著），又因为是0阶的误差修整模型，因此，B股是A股的Granger原因，A股不是B股的Granger原因。

观察表3中的方差方程可知：B股向境内居民开放前和开放后，A股和B股的条件方差之间具有紧密联系(oc，，，a。。，b，，，b。。都是显著的)，A股和B股之间存在着双向的信息流动。

（四）时变的波动条件相关性分析

在表3中，我们报告了B股向境内居民开放前后的波动条件相关系数的平均值及其t值，从中可以看出，在B股向境内居民开放前和开放后，波动条件相关系数都显著不为零，这就是说，无论开放前还是开放后，深圳A股市场和B股市场的波动都是相关的。由此可进一步利用两个时期平均的波动条件的相关系数计算得到Taylor andTonk的统计量值为6 389，在任何常规的显著性水平下，统计是显著的。因此。可以认为B股向境内居民开放后比开放前波动的相关性具有显著性增强。

结论

本文首先运用协整和迭代协整分析技术，分析了深圳成份A指和成份B指之间的长期协整关系，结果表明：B股向境内投资者开放前，深圳A股和B股市场之间不存在协整关系，香港回归祖国对协整关系产生了积极的影响，但是这种影响没能持久；B股开放后，深圳A股和B股之间存在协整关系；我国证券市场向QFII开放对A、B股之间的长期协整关系产生了积极的冲击，但这种冲击也没能持久。

接下来，我们建立了VAR-GARCH模型，分析了深圳A股市场与B股市场之间的短期联系，结果表明：从均值的变动的联系来看，B股向境内居民开放前，深圳A股和B股的联系不强。从方差的联系来看，B股向境内居民开放前和开放后，A股和B股的条件方差之间有非常紧密的联系。

随后我们进一步分析了B股向境内居民开放前和开放后两个市场波动的相关性，结果表明：B股向境内居民开放前和开放后，两个市场波动都存在显著的相关性，而且开放后，两个市场波动的相关性显著加强。

综上，通过上述分析，我们可以得出如下结论：

从均值方面来说，本文得到了与吴文峰等学者相同的结论，即B股对内开放前，两市基本不存在信息流动，处于完全分割状态；B股市场开放后，两个市场间存在信息的单向流动，信息是从B股流向A股（这与流行的“境内投资者信息优势假说”不相符）。

从方差的联系来看，无论是B股向境内居民开放前和开放后，A股和B股的条件方差之间有着非常紧密的联系。它们的条件方差之间存在双向的信息流动，同时，它们之间有显著的条件流动相关性，而且，B股开放后它们之间的条件波动相关性有了显著提高。

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