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后金融危機時代人民幣匯率與股指關系的實證

2012-09-26 09:11:30石五學
統計與決策 2012年12期
關鍵詞:匯率模型

石五學,武 鵬

0 引言

自2008年美國爆發次貸危機后,引發全球金融危機,直到2009年全球經濟觸底回升,但經濟的周期性決定了至下輪經濟增長周期來臨前,全球經濟的不穩定和不可預測性,而這段特殊的歷史時期,我們稱之為后金融危機時代,這段時期可能是3年、5年亦或10年甚至更久。人民幣兌美元匯率自2009年1月5日以來的6.8367上升到2011年12月12日的6.3297,升值幅度之大令人震驚;而我國A股市場的上證綜合指數則從2009年8月4日的最高點3471點降到2011年12月12日的最低點2291點。在這段特殊的歷史時期內,我國國內房價高企,存在較高的通貨膨脹預期,研究我國的匯率和股市之間存在怎樣的聯系,是否具有互相的引導作用,并提出合理的政策性建議,對于我國更好的應對金融危機帶來的多方面影響具有重要意義。

1 數據選擇與統計樣本描述

1.1 數據的選擇及處理

樣本區間為2009年1月5日至2011年12月12日期間的日交易數據,剔除非市場同時開放的數據后,共計716個日交易樣本數據。我國股票指數采用的是上證綜合指數,記為St。人民幣匯率采用的是人民幣兌美元的名義匯率(直接標價法),記為Et,匯率下降,意味著人民幣升值;匯率上升則人民幣貶值。數據來源:人民幣兌美元名義匯率來自財新網數據庫,上證綜合指數來自中原證券集成版。為了取消時間序列可能存在的異方差,對上證指數取自然對數,記為lnSt,人民幣兌美元匯率用lnEt表示。本文研究采用的計量軟件為Excel2007和Eviews6.0.

1.2 樣本的描述性統計

表1 St和Et的描述性統計

從表1中可以看到,在716個觀測值的統計結果顯示,上證指數St的最大值為3471,最小值為1683,均值為2765,標準差為312;人民幣匯率Et的最大值為6.84,最小值為6.32,均值為6.69,標準差為0.17。說明從2009年1月5日至2011年12月12日這段時間內,上證指數下降趨勢非常明顯,而人民幣兌美元的匯率下降趨勢非常顯著,這表明人民升值幅度非常之大。

2 實證分析

2.1 單位根檢驗

為了保證時間序列的平穩性,并確保人民幣匯率與上證綜指具有同階單整,需要先對人民幣匯率和上證綜指進行ADF單位根檢驗,以避免偽回歸的出現。在1%顯著水平下,對lnSt和lnEt分別的進行ADF單位根檢驗,結果如表2所示。

表2 lnSt和lnEt的ADF單位根檢驗結果

由此可知,在1%顯著水平下,lnSt和lnEt無法拒絕原假設,為非平穩時間序列。這樣需要對lnSt和lnEt的一階差分dlnSt和dlnEt進行ADF檢驗,以判定lnSt與lnEt是否為同階單整。在1%的顯著水平下,檢驗結果如表3所示。

表3 dlnSt和dlnEt的ADF單位根檢驗結果

由上面分析可知,lnIF和lnHS均屬于I(1),都為1階單整,符合協整檢驗的條件。

2.2 Enger-Granger協整檢驗

根據方程:yt=α+βxt+εt建立回歸模型,利用Eviews6.0計量軟件對其繼續進行E-G兩步法協整檢驗,首先用OLS方法估計回歸模型,然后對其殘差序列的平穩性進行單位根檢驗,并最終確定協整關系。

2.2.1 用OLS方法估計回歸模型

以lnSt為被解釋變量,lnEt為解釋變量,用Eviews6.0對lnSt和lnEt進行OLS估計得到一元線性回歸方程為:

由此可知,人民幣匯率與我國的A股股市有著正相關的關系,且方程的整體擬合優度較好。我國上證綜合指數每變動一個單位,人民幣兌美元匯率變動0.87個單位。

2.2.2 對殘差ε的平穩性進行檢驗

在5%的顯著水平下,對殘差ε進行ADF單位根檢驗輸出結果如表4所示。

表4 殘差ε的平穩性檢驗結果

由表3可知,在5%的顯著水平下,殘差ε的ADF值為-3.3小于ADF的臨界值-2.87,因此殘差序列平穩,證明人民幣匯率與我國股市之間存在長期穩定的協整關系。

2.3 格蘭杰因果關系檢驗

為了檢驗人民幣匯率與我國股票市場之間是否存在因果關系,又因lnSt和lnEt的一階導數是平穩的時間序列,特對dlnSt和dlnEt進行Granger因果關系檢驗,以判斷兩者之間是否存在互為因果關系,檢驗結果如表5所示。

表5 Granger因果關系檢驗輸出結果

由表4可知,人民幣匯率與我國股市之間,只存在匯率到股市的短期單向引導關系。說明在短時間內,人民幣匯率價格的變化會對我國股市具有預測作用,匯率價格可以引導股市價格;而股市價格的變化不能引導匯率市場價格的變化。

2.4 建立VAR模型

由上面的協整檢驗可知,lnEt和lnSt為非平穩但存在協整關系的時間序列,所符合建立VAR模型的條件。共分三個部分:

(1)用Eviews6.0確定向量自回歸方程,如表6所示。

從表中得出向量自回歸方程如下:

表6 VAR模型輸出結果

(2)對VAR模型的滯后期進行選擇,通過滯后長度準則來判斷建立多少階的VAR模型最合理,通過Eview6.0輸出結果如表7所示。

表7 VAR模型的滯后階數的檢驗

由上表可得到5個評價統計量的值,帶“*”的表示5個評價統計量給出的最小滯后期,因此,可以看出5個評價指標中有3個指標(LR、FPE和AIC)認為應建立2階VAR模型,即確定VAR(2)模型。

(3)VAR模型的平穩性檢驗

通過對VAR(2)模型的特征方程的倒數值的判斷,來檢驗VAR(2)模型的穩定性,輸出結果如圖1所示。

由圖1可以清晰的看到,VAR(2)模型的3個特征根的倒數值全部落在單位圓內,由此可以判定,該VAR(2)模型為平穩的。

2.5 基于VAR模型的基礎上建立VEC(向量誤差修正模型)

由于存在協整關系,我國人民幣匯率和股市之間關系的VAR(2)模型可以轉化為誤差修正(VEC)模型,對應的方程如下:

圖1 VAR(2)模型特征根的倒數值檢驗輸出結果

在上述VEC模型中,匯率和股指的波動可分為兩個部分:一部分是ECMt-1項,它表示各變量長期均衡關系在短期內的偏離起到糾正作用的大小程度。從(1)式中系數估計值為-0.0005,可知,當股指短期波動偏離其長期均衡值時,將有-0.5%的調整力度將其調整到均衡狀態,該系數非常弱小,可以忽略,表明誤差修正模型對股市價格不能引導匯率價格的變化,可以有很好的解釋;而(2)式中的系數估計值為0.0537,可知當匯率價格的短期波動偏離長期均衡時,將有5.37%的調整力度。

因此,可以看出人民幣匯率與我國股市之間,只存在匯率到股市的短期單向引導關系。從長期趨勢來看,匯率與股市之間具有相互的正向引導作用,但是根據誤差修內正模型對短期兩者之間的關系判斷,可以看出,短期內股票價格的下跌不會引起匯率價格的下跌(估計系數忽略為零),但是人民幣匯率價格的下跌會對股票價格起到一定的正向作用(估計系數為正)。這對短期內本輪人民幣大幅升值以及股市大幅下跌的背景下人民幣匯率與股票價格之間的關系做出了很好的解釋及預測。

3 結論與政策建議

根據以上的計量檢驗結果,可以得出:人民幣兌美元的匯率變動與股市之間存在長期穩定的協整關系,但是在短期內,只存在匯率到股市的單向引導關系。

基于近年來人民幣大幅升值和我國股市大幅下跌的實際情況,我們對以上檢驗結果做出如下原因分析:首先,從宏觀調控的層面來分析,為防止經濟過熱,抑制國內的通貨膨脹預期,央行采取了緊縮的貨幣政策,貨幣市場的流動性緊張直接導致了股市的低迷;其次,從我國貿易結構的調整來分析,我國的貿易結構正在從以價格競爭和數量增長的“粗增長”結構向附加產值高的技術密集型貿易結構轉移,出口產品的需求彈性變的越來越大,因此經濟市場及資本市場對人民幣匯率的變化更加的敏感,且波動幅度也會相對加大,這也對以上的計量檢驗結果做出了現實的解釋。

基于以上分析,要解決人民幣匯率大幅變動對我國股市的消極影響,我們提出以下政策建議:

(1)繼續擴大內需的政策不變,有效穩定人民幣升值預期。從實證檢驗結果來看,人民幣匯率對我國股市價格短期內存在單向引導關系,也即人民幣升值會引起股市的下跌。這也反映出我國的經濟增長過度依賴出口,內需嚴重不足,這次金融危機對我國以出口為導向企業產生了很大的負面影響。因此,我國當前的政策應把主要精力放到促進內需、改善貿易結構上,從根本上穩定和減少人民幣的升值預期。這對維持當前國內的經濟穩定及緩解當前的社會矛盾意義重大。

(2)構建完善的資本市場體系,擴大直接融資比重。實證檢驗結果顯示,我國的股市對人民幣匯率不存在引導關系。這不僅是因為我國自身制度的約束,更為重要的一點,直接融資比例過低是一個關鍵的因素,也就是說我國非常多的優秀中小企業無法直接上市融資導致我國股票市場無法實現其宏觀經濟晴雨表的職能,從而不能反映其對人民幣匯率的影響。因此,通過擴大直接融資比重,構建完善的資本市場體系,可以很好的避免銀行信貸風險過度集中,緩解我國中小企業的融資困境。

[1]巴曙松,嚴敏.股票價格與匯率之間的動態關系——基于中國市場的經驗分析[J].南開經濟研究,2009,(3).

[2]嚴武,金濤.我國股價和匯率的關聯:基于VAR-MGARCH模型的研究[J].財貿經濟,2010,(2).

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[7]Dornbusch,R.,Fischer,S.Exchange Rates and the Current Account[J].American Economic Review,1980,(5).

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