□李 玥

(山西經(jīng)濟管理干部學院,山西 太原 030024)

1 導論

隨著經(jīng)濟全球化不斷深入,經(jīng)濟自由化逐漸推廣,各國開放程度不斷加強,國際貿(mào)易發(fā)展迅速,匯率的變化對我國國民經(jīng)濟的影響越發(fā)明顯。匯率影響實體經(jīng)濟是顯而易見的,匯率是否會影響虛擬經(jīng)濟,介于兩個市場具有定價內(nèi)生性,匯率與股票指數(shù)之間又有什么關系,值得深入研究。經(jīng)歷了2016年年初4個交易日股票市場和外匯市場共振后和“811”匯改前后股票市場的劇烈波動,人們發(fā)現(xiàn)人民幣匯率和股價關系愈發(fā)緊密。從理論上看,匯率和股指作為宏觀經(jīng)濟中的重要數(shù)據(jù),聯(lián)系應該非常緊密,按照很多經(jīng)濟學者的觀點,寬松的貨幣政策必然導致本幣貶值,匯率與股市應該是同向變化關系,但結(jié)論是否如此還有待考證。本文將以eviews8.0作為研究工具,對兩者數(shù)據(jù)進行ADF平穩(wěn)性檢驗和Johansen協(xié)整檢驗,并通過格蘭杰因果檢驗對兩者關系進行實證研究。張兵等學者在我國2005年匯率改革后對股價與改革后的匯率進行研究,發(fā)現(xiàn)上證指數(shù)受到匯率的長期影響,兩者符合長期流量導向模型,在短期匯率對股票的價格影響則存在一定的時滯。在協(xié)整檢驗中他們還加入了宏觀經(jīng)濟變量,并且發(fā)現(xiàn)金融、石化、鋼鐵、房地產(chǎn)指數(shù)均與匯率存在長期協(xié)整關系。程海星等在2016年基于VAR模型研究了匯率對股市的傳遞效應,建立了兩變量的VAR模型并計算出脈沖響應函數(shù)和方差分解的結(jié)果,發(fā)現(xiàn)匯率波動對股市影響具有時變性特征,還發(fā)現(xiàn)匯率變化并非行業(yè)指數(shù)變換的原因。潘海峰則建立了非限制性向量自回歸模型分析股指聯(lián)動特征以及對人民幣匯率的影響,基于Granger因果檢驗和脈沖響應函數(shù)發(fā)現(xiàn)人民幣匯率和股指在金融危機前處于均衡關系,在金融危機中股指對人民幣存在單向因果關系。劉偉通過格蘭杰因果檢驗、方差分析、脈沖反應分析得出美日匯率波動是導致A股股價波動的直接原因。

2 數(shù)據(jù)來源

滬深300指數(shù)市值覆蓋率高,集中大量優(yōu)質(zhì)股票,作為中國證券市場創(chuàng)立多年第一個反映市場全貌的指數(shù),可以真實客觀反映A股指數(shù)運行狀況,被稱為滬深兩個股市整體價格走勢的“晴雨表”。本文選取2013年1月4日至2017年6月30日滬深300指數(shù)的每日收盤價作為樣本數(shù)據(jù),共1171個樣本,數(shù)據(jù)來源于大智慧股票分析軟件,以HS300表示。由于美元是主要的結(jié)算貨幣,本文以人民幣兌美元的匯率中間價作為衡量匯率的指標,選取了2003年1月4日至2017年6月30日人民幣兌美元匯率中間價共1171個數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于中國外匯管理局官網(wǎng),以RD表示。由于匯率和股價來源于不用市場,故需要對數(shù)據(jù)進行標準化處理,經(jīng)過標準化處理的數(shù)據(jù)和原始數(shù)據(jù)保持相同的波動趨勢。

本文以eviews8.0作為工具,利用標準化后的數(shù)據(jù)繪制時序圖(見圖1),從時序圖可以看出,從2013年到2014年HS300與RD存在著正相關關系,而從2014年起,HS300持續(xù)上漲而RD仍呈現(xiàn)平穩(wěn)下跌狀態(tài),2014年年底到2015年HS300與RD呈現(xiàn)完全相反走勢,之后又回歸正相關關系。滬深300與人民幣兌美元匯率究竟有著怎樣的關系,本文將繼續(xù)分析。

圖1 HS300與RD的時序圖

由于HS300和RD的時間序列可能存在異方差性,為消除方差性,本文在實證分析前對數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理,即LN(HS300),LN(RD)。本文用以下公式描述兩者的收益率:

Rit=(LNPi,t-LNPi,t-1)*100%

公式中的Pi,t表示HS300和RD在t天的價格,Rit代表HS300和RD在t天的對數(shù)化的收益率。

表1 樣本收益率的描述性統(tǒng)計

從樣本收益率的描述性統(tǒng)計中(見表1),能看到HS300和RD收益率的基本特征?？梢缘贸鰪?013年1月4日到2017年6月30日,滬深300指數(shù)和人民幣匯率的收益率均值大于0,匯率的標準差要小于滬深300股指的標準差,說明匯率的波動幅度較小,因為我國對匯率存在較嚴管制,對于市場信息并沒有股價敏感。根據(jù)偏度,R1存在左偏態(tài),左側(cè)尾部長。R2存在右偏態(tài),右側(cè)尾部長。峰度值則表明兩者均為尖峰厚尾分布,不存在正態(tài)分布且較容易出現(xiàn)極端情況。JB統(tǒng)計量則表明1%的顯著水平下,拒絕原假設,兩者收益率都不具備正態(tài)分布特征。

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

首先,本文要對高頻的時間序列做平穩(wěn)性檢驗,如果時間序列不平穩(wěn),將會出現(xiàn)虛假回歸問題。本文檢驗序列平穩(wěn)性的辦法是ADF檢驗,根據(jù)eviews8.0得出以下結(jié)果。

在1%和5%的置信水平下,LNHS300和LNRD序列的ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于臨界值的絕對值(見表2),接受原假設,表明原序列存在單位根。對LNHS300和LNRD序列進行一階差分再檢驗,發(fā)現(xiàn)ADF統(tǒng)計量的絕對值均大于1%、5%臨界值的絕對值,故拒絕原假設,序列平穩(wěn)。因此,本文認為滬深300股指和人民幣兌美元中間價的時間序列為一階單整序列,因此可以做協(xié)整檢驗。

表2 各變量的ADF檢驗結(jié)果

3.2 協(xié)整檢驗

盡管一些變量本身是不平穩(wěn)的,然而它們的線性組合卻可能具有平穩(wěn)性,此時我們需要運用協(xié)整檢驗來判斷。由于LNHS300和LNRD均為一階單整序列,滿足協(xié)整檢驗的條件。本文使用Johansen法。協(xié)整檢驗前,首先,需要確定合理的滯后階數(shù)。可以看出在LNHS300與LNRD構(gòu)造的無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)是5,所以本文確定LNHS300與LNRD協(xié)整關系最優(yōu)滯后期是4(見圖2)。

圖2 LNHS300與LNRD的最優(yōu)滯后階數(shù)

兩者協(xié)整檢驗結(jié)果如圖3,可以看出,統(tǒng)計量伴隨概率0.0102小于5%(見圖3),說明可以拒絕兩者不存在協(xié)整關系的假設,兩者存在有長期協(xié)整關系,協(xié)整方程為:LNHS300=-88.14625LNRD

圖3 LNHS300與LNRD的協(xié)整檢驗結(jié)果

3.3 格蘭杰因果檢驗

現(xiàn)在為了判斷滬深300指數(shù)和人民幣匯率的關系究竟是互為因果,還是滬深300指數(shù)引起人民幣匯率的變化,還是人民幣匯率對滬深300指數(shù)有所影響,因此,本文采取格蘭杰因果檢驗對二者關系進行檢驗。

可以得出在5%的顯著水平下,,LNRD是LNHS300的格蘭杰原因。而LNRD不是LNHS300的格蘭杰原因(見表3)。R1和R2在10%的顯著水平下存在單向的格蘭杰因果關系,也就是只有RD的收益率能影響到滬深300股指的收益率,滬深300股指的收益率則無法影響到人民幣匯率。

表3 Granger因果檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與政策建議

本文以滬深300指數(shù)和人民幣兌美元中間價為研究對象,重點考量了股價指數(shù)和匯率之間的聯(lián)動關系?？傮w來看,人民幣匯率與股指存在一定的關聯(lián)性,隨著當前我國金融市場改革開放進程不斷加劇和資本金融賬戶的逐步開放,預計人民幣匯率與股指的關系將逐步加強。外匯市場和股票市場的逐漸市場化自由化,會使得金融變量對金融市場產(chǎn)生更強烈的沖擊。匯率雖然能在一定程度上影響股指,但人民幣納入國際貨幣基金組織已滿一年,人民幣國際化既已邁出重要一步,我國也應該繼續(xù)推進人民幣匯率彈性和市場化程度,而非總是用外匯儲

備去干預外匯市場。實證結(jié)果并未反映出股指對人民幣具有影響,這主要是因為我國直接融資比例較低,由于我國中小企業(yè)眾多,滬深300指數(shù)代表的大盤藍籌股無法成為反映宏觀經(jīng)濟的指標。我國應該緊扣供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革并積極提升直接融資比重,努力建設多層次的資本市場。

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