王玉華++趙平

摘 要 在全球資本管制逐漸放松的條件下，國際資本流動不斷加快，對金融市場的影響也在增大。雖然我國對資本項目的管制并沒有完全放開，但仍然難以杜絕國際熱錢的流入。文章通過建立VAR模型實證分析了國際熱錢流動對我國股市波動的影響，研究發(fā)現(xiàn)，熱錢流動會引起我國股票價格指數(shù)的變動，但引起的波動幅度不大，熱錢流入規(guī)模與上證指數(shù)間不存在雙向的格蘭杰因果關系，股票市場的價格波動具有其自身規(guī)律性。

關鍵詞 國際熱錢；股市波動；VAR分析

[中圖分類號]F831.7；F832.51 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2017）05-0093-05

一、文獻綜述

經(jīng)過三十多年的改革開放，中國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就，中國也成為世界投資的熱點地區(qū)。隨著國際資本流動門檻的不斷降低，大量國際資本流入中國，其中一部分以投資、貿(mào)易等正常渠道進入，還有一部分則是以熱錢的方式進入。熱錢（Hot Money）又稱為國際游資，是指“在固定匯率制度下，資金持有者或者出于對貨幣預期貶值（或升值）的投機心理，或者受國際利率差收益明顯高于外匯風險的刺激，在國際上掀起大規(guī)模的短期資本流動，這類移動的短期資本通常被稱為國際游資?！?①由于熱錢的短期逐利性目標，其流動通常會對金融市場產(chǎn)生較大的影響。

許多國內(nèi)外學者從不同角度對國際熱錢流動問題進行了研究，國外學者的研究主要集中研究國外資本流入對流入國的宏觀經(jīng)濟影響方面，以及資本管制的有效性研究。如Kaminsky & Reinhart（1998）認為，金融危機爆發(fā)的更一般性原因是如熱錢流動等這些非宏觀經(jīng)濟基本面的隨機因素。以發(fā)展中國家為例， 大規(guī)模短期國際資本流出可能導致金融危機，而大規(guī)模短期國際資本流入又可能形成金融泡沫。Edison & Reinhart（2001）通過1997年泰國、1998年馬來西亞和1999年巴西三國的金融危機對比研究，分析了各種資本管制方式阻止熱錢流動的有效性。

國內(nèi)關于熱錢的研究主要集中在三個方面：熱錢流入途徑或渠道、熱錢流入量的估計方法、熱錢流入對國內(nèi)經(jīng)濟產(chǎn)生的影響，第三類研究又主要以研究對房地產(chǎn)市場和股票市場的影響居多。出于本文的研究重點考慮，本文將著重于評述熱錢流入對金融市場的影響類文獻。陳濤和王習農(nóng)（2003）認為，熱錢流入對我國貨幣政策的獨立性、利率政策與匯率政策的協(xié)調(diào)性以及貨幣政策中介目標的有效性都產(chǎn)生了一定的影響。梅鵬軍和裴平（2009）研究發(fā)現(xiàn)，外資潛入我國的規(guī)模較大，流動速度逐漸加快、反轉(zhuǎn)性強；外資潛入與國內(nèi)股票價格正相關，即外資潛入會推動國內(nèi)股價上漲；當外資潛入出現(xiàn)反轉(zhuǎn)時，則會引起國內(nèi)股價下跌。王擎和張恒（2010）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，國際熱錢與我國股市價格有一定的相關性，我國股價短期會影響國際熱錢的流入，而熱錢的流入會在較長時期內(nèi)影響我國股價。

也有研究認為，熱錢流入對我國股市影響不明顯，或者只在特定條件下才具有一定的影響。劉莉亞（2008）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，熱錢的流入顯著推動了中國住宅價格指數(shù)，尤其是豪華住宅的價格指數(shù)上升，住宅價格指數(shù)變化率的波動中有約20%是由于境外熱錢發(fā)生異動所致，但境外熱錢對股票指數(shù)變化的影響不具備統(tǒng)計顯著性。張誼浩和沈曉華（2008）研究了人民幣升值、股價上漲與熱錢流入之間的關系，熱錢流入中國的原因是人民幣升值和股價的上漲，但人民幣升值和上證綜合指數(shù)上漲的原因并不是熱錢流入。何靜和李村璞等（2011）用非線性模型分析了熱錢流入與我國股市的動態(tài)關系，研究結果表明，前二期股市市值下降較快或者上升較快時，熱錢對于股市市值的非線性影響就會顯現(xiàn)。

現(xiàn)有研究表明，國外熱錢與股市的關系研究因為資本市場管理體制上的差異，對我國研究該問題僅具有一定的參考價值。早期國內(nèi)學者對這一問題的研究多集中采用定性分析方法，后來逐漸有學者采用實證分析方法來探討這一問題。而且，熱錢流動對金融市場的影響的滯后效應也需要更多地考慮。因此，本文將運用向量自回歸模型來分析熱錢流入規(guī)模與我國股市價格變動間的動態(tài)關系，從而揭示熱錢對國內(nèi)金融市場的影響。

二、模型設計

（一）模型設定

為了研究熱錢與我國股市之間關系，我們構建了包括熱錢流入數(shù)量以及上證指數(shù)兩個內(nèi)生變量的VAR模型。運用向量自回歸模型能夠較方便地預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析系統(tǒng)中隨機擾動項對經(jīng)濟變量的動態(tài)影響。VAR模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型（高鐵梅，2006）。VAR（p）模型的一般數(shù)學表達形式為：

yi=A1yt-1+A2yt-2+…Apyt-p+Bxt+εt t=1，2…T（1）

其中，yt是k維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變量向量，p為滯后階數(shù)，t為樣本個數(shù)。k×k維矩陣A1，…，Ap和k×d維矩陣B是要被估計的系數(shù)矩陣。εt是k維擾動向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關及不與等式右邊的變量相關，假設∑是εt的協(xié)方差矩陣，是一個k×k的正定矩陣。

（二）變量選擇及數(shù)據(jù)說明

本文樣本選取2008年1月至2015年12月的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局、商務部統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和“銳思”數(shù)據(jù)庫。

1.熱錢規(guī)模

基于數(shù)據(jù)的可得性與科學性，本文采用國家統(tǒng)計局所認可的對熱錢規(guī)模的估算方法，即熱錢規(guī)模（HM）=本月外匯增量-本月FDI-本月貿(mào)易順差，其中，本月外匯增量=本月外匯儲備總量-上月外匯儲備總量，本月貿(mào)易順差=本月出口額-本月進口額。②在實證分析部分，我們以HM表示熱錢流入數(shù)量。

2.滬深指數(shù)

本文選取上證指數(shù)來代表我國股市的運行狀況，主要是從“銳思”數(shù)據(jù)庫里面進行提取，由于數(shù)據(jù)庫的限制，只能導出上證指數(shù)每日收盤價的數(shù)據(jù)，而熱錢的數(shù)據(jù)是采取月度為周期測度的，所以需要通過計算每個月上證指數(shù)的收盤價的算術平均價作為上證指數(shù)變化的衡量標準。在實證分析部分，我們用SZ表示上證指數(shù)價格。

三、實證檢驗

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

時間序列平穩(wěn)通常是進行傳統(tǒng)時間序列分析的基礎，然而大部分金融和宏觀經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，運用非平穩(wěn)的序列數(shù)據(jù)進行實證研究容易產(chǎn)生偽回歸。因此，在進行時間序列分析前要先檢驗時間序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF檢驗方法來檢驗樣本數(shù)據(jù)HM和SZ的平穩(wěn)性，檢驗結果如表1所示。檢驗結果表明HM和SZ原始數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下均拒絕原假設，是不平穩(wěn)的，即含有單位根。但其一階差分數(shù)據(jù)D（HM）和D（SZ）是平穩(wěn)的，都是I（1）過程，即序列為一階單整。

（二）VAR模型的建立

滯后期的確定在VAR模型的建立過程中是一個非常重要的問題，模型的結果會因滯后期選擇的不同而截然不同。為得到VAR模型的最優(yōu)滯后期，在建立模型前，先對數(shù)據(jù)進行VAR滯后期的檢驗，檢驗結果如表2所示，在6個指標中有4個指標表明2期為最優(yōu)滯后期，因此建立VAR（2）模型。

為了進一步檢驗VAR（2）模型的穩(wěn)定性，從圖1可以看出VAR（2）的特征多項式中所有根均小于1，即所有特征根處在單位圓之內(nèi)，說明該VAR（2）模型是一個穩(wěn)定的系統(tǒng)。

（三）協(xié)整關系分析

由于HM和SZ均為I（1）過程，符合協(xié)整檢驗的要求。本文采用Johansen法對HM和SZ進行協(xié)整檢驗。

從表3的協(xié)整檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，當原假設r=0時，跡統(tǒng)計量37.88919大于5%臨界值29.79707，最大特征根統(tǒng)計量29.18591大于5%臨界值21.13162，故拒絕原假設，在熱錢流入規(guī)模與上證指數(shù)間存在一個長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

（四）Granger因果檢驗

變量是否都是平穩(wěn)的或者雖不平穩(wěn)但它們之間存在協(xié)整關系，決定了格蘭杰因果關系檢驗結果是否可信，從前文可知，熱錢流入規(guī)模與上證指數(shù)間存在協(xié)整關系，所以可以對這些變量進行格蘭杰因果關系檢驗。

從檢驗結果可知（見表4），由于P值過大，接受原假設，熱錢流入規(guī)模與上證指數(shù)間不存在雙向的格蘭杰因果關系，即熱錢的流入不是引起上證指數(shù)價格波動的格蘭杰原因，上證指數(shù)也不是引起熱錢流入規(guī)模變化的格蘭杰原因。

（五）脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)（Impulse Response Function，IRF）描述一個內(nèi)生變量對來自另一內(nèi)生變量的一個單位變動沖擊所產(chǎn)生的響應，提供系統(tǒng)受沖擊所產(chǎn)生響應的正負方向、調(diào)整時滯和穩(wěn)定過程等信息。接下來在VAR模型的基礎上，運用脈沖響應函數(shù)對熱錢流入規(guī)模與上證指數(shù)之間的關系進行動態(tài)分析。脈沖響應函數(shù)檢驗結果如圖2，圖2描述了上證指數(shù)對熱錢流入數(shù)量一個標準差正沖擊的動態(tài)響應，圖3顯示熱錢流入數(shù)量對上證指數(shù)一個標準差正沖擊的動態(tài)響應。

從圖2可以看出，熱錢流入數(shù)量擾動項對上證指數(shù)擾動項的沖擊為正值，即境外熱錢流入數(shù)量和上證指數(shù)變動呈現(xiàn)同方向的變動趨勢，在第2期達到峰值，隨后這種正向變動趨勢逐漸變?nèi)?。說明短期內(nèi)境外熱錢流入數(shù)量的波動會引起上證指數(shù)的一定波動，但之后這種波動會逐漸減弱。

圖3顯示，上證指數(shù)擾動項對境外熱錢擾動項的沖擊先是正值，在第3期降到負值，然后回升正值并在第4期達到最大值，隨后在第5期又降為負值，第6期開始一直呈現(xiàn)正向沖擊。說明由于上證指數(shù)的波動，導致熱錢的流入會出現(xiàn)負值，但整體上看境外熱錢會隨著我國股市的上漲而流入股票市場。

（六）方差分解

方差分解（variance decomposition）是通過分析每一結構沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性（高鐵梅，2006）。為了進一步分析國際熱錢流動規(guī)模的結構沖擊對股票價格指數(shù)變化的貢獻程度，接下來運用方差分解對熱錢流動規(guī)模對股票價格指數(shù)的貢獻程度進行分析，結果如表5所示。

從表5對上證指數(shù)的方差分解來看，上證指數(shù)的變動主要源于其自身慣性，貢獻度的變化表現(xiàn)為先較快下降后極緩慢上升趨勢，它對自身變化的貢獻度第1期為96.26%較快降至第2期的93.78%，隨后下降為第3期的93.4%，第4期開始緩慢回升，到第10期升至93.72%。國際熱錢流入對上證指數(shù)價格變化的貢獻度表現(xiàn)為先較快上升后極緩慢下降的趨勢，其貢獻度從第1 期的3.74%上升到第2 期的6.21%，第3期上升至6.59%，隨后緩慢下降，至第10期下降為6.27%。與上證指數(shù)對自身變化的貢獻度相比，熱錢流入規(guī)模對上證指數(shù)的貢獻度相對較小。

四、研究結論

本文通過建立VAR模型對國際熱錢流入規(guī)模與我國股市價格進行了協(xié)整關系分析、熱錢Granger因果檢驗、脈沖響應函數(shù)分析和方差分解等，得出結論如下：

（1）熱錢流入規(guī)模與上證指數(shù)間存在一個長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，即境外熱錢流入規(guī)模的變動會引起我國股票價格指數(shù)的變動，但引起的波動幅度不大，這應該是因為境外熱錢流入我國后，并沒有完全流入股市。

（2）熱錢流入規(guī)模與上證指數(shù)間不存在雙向的格蘭杰因果關系。熱錢流入規(guī)模的變化不是引起上證指數(shù)價格波動的格蘭杰原因，原因應該在于上證指數(shù)價格波動受多種因素影響，熱錢流入規(guī)模的變化主要在短期內(nèi)影響股市供求。

（3）通過脈沖響應函數(shù)檢驗，熱錢流入規(guī)模的變化在短期內(nèi)對上證指數(shù)價格產(chǎn)生較大影響，長期這種沖擊影響會逐漸減弱。這主要源于熱錢通過快進快出來獲取盈利的特點，導致它對上證指數(shù)價格的影響主要表現(xiàn)為短期沖擊比較明顯。

綜上所述，熱錢流入規(guī)模的變化會在短期內(nèi)引發(fā)或加劇國內(nèi)股市的波動，為使股市正常發(fā)揮其功效，避免股市異動引發(fā)國內(nèi)經(jīng)濟動蕩，相關部門應加強對熱錢流入的監(jiān)管，包括對國際資本流入渠道、投資方向和投資規(guī)模等方面的監(jiān)管，采取切實措施嚴格控制熱錢的流入規(guī)模，堵住熱錢流入的地下渠道，維持國內(nèi)金融市場穩(wěn)定。同時應該注意，股票市場的價格波動具有自身規(guī)律，受到多種因素的影響，不能一概將股票市場的價格波動完全歸咎于國際熱錢流動。

[注 釋]

① 約翰·伊特韋爾，默里·米爾蓋特，彼得·紐曼.新帕爾格雷夫經(jīng)濟學大辭典（第二卷E-J）.北京：經(jīng)濟科學出版社，1992，724。

② 對于熱錢規(guī)模存在不同的估算方法和爭議，例如，姚枝仲（2008）、張明和徐以升（2008）、蘇劍和童立（2011）等采用了不同的方法，得出了與官方數(shù)據(jù)不一致的規(guī)模。

[參考文獻]

[1] Kaminsky，G. I.，Reihart，C. M. Financial crises in Asia and Latin America： then and now[J]. American Economic Review，1998（88）：444-449.

[2] Edison，H.，Reinhart，C.M. Stopping hot money[J].Journal of Development Economics，2001（66）： 120-135.

[3] 高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模：EViews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.

[4] 何靜，李村璞，邱長溶.熱錢流入與我國股市動態(tài)關系的實證研究[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2011（11）：146-150.

[5] 劉莉亞.境外“熱錢”是否推動了股市、房市的上漲？——來自中國市場的證據(jù)[J].金融研究，2008（9）：48-70.

[6] 梅鵬軍，裴平.外資潛入及其對中國股市的沖擊——基于1994-2007年實際數(shù)據(jù)的分析[J].國際金融研究，2009 （3） ： 76-81.

[7] 蘇劍，童立.近年來我國熱錢流入規(guī)模的估算[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2011（11）：53-59.

[8] 王擎，張恒.國際熱錢與我國股價的關系[J].財經(jīng)科學，2010（10）：41-47.

[9] 姚枝仲.真實貿(mào)易順差，還是熱錢？[J].國際經(jīng)濟評論，2008（7-8）：28-31.

[10] 葉軍，何文忠.國際熱錢流動對中國A股市場的影響——基于1999-2009年月度數(shù)據(jù)的實證研究[J].上海立信會計學院學報，2011（3）：1-5.

[11] 張明，徐以升.全口徑測算中國當前的熱錢規(guī)模[J].當代亞太，2008（4）：126-142.

[12] 張誼浩，沈曉華.人民幣升值、股價上漲和熱錢流入關系的實證研究[J].金融研究，2008（11）： 87 -98.

[13] 趙平，王玉華.貿(mào)易項目下“熱錢”流入的動機、方式及對策研究[J].當代經(jīng)濟研究，2015（1）：68-72.