中國股票市場與外匯市場的價格關聯性研究

郭 曉 旭

(東北財經大學 金融學院, 遼寧 大連 116023)

中國股票市場與外匯市場的價格關聯性研究

郭 曉 旭

(東北財經大學 金融學院, 遼寧 大連 116023)

以2005年7月22日到2015年12月31日的滬深300指數與人民幣兌美元名義匯率為樣本,對中國股票市場與外匯市場價格關聯性進行了實證分析。具體運用協整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應等方法分析了中國股票市場與外匯市場的長期均衡關系,并以此為基礎,采用馬爾可夫區制轉換模型分析股票市場與外匯市場的結構變化特征。

股票市場; 外匯市場; 價格關聯性; MS-VAR

股價和匯率有著衡量一國經濟整體實力的重要指標的功能。在宏觀層面上,股價和匯率衡量著一個國家經濟實力的價格變量;在微觀層面上,股價和匯率則承擔著微觀經濟主體決策參考依據的重要作用[1]。股價和匯率的改變以及二者之間的互相影響,在影響微觀經濟主體的最終經濟行為的同時也會對一國的金融市場乃至宏觀經濟產生重大影響,并且帶來了針對一國的經濟政策、宏觀調控等的挑戰。

一、 文獻綜述

1. 股票市場與外匯市場的相關性研究

Abdall考察了新興國家的匯率與股價的關系,認為其中3個國家匯率的調整對股價有顯著的促進作用[2]。Majid構建了一個小的開放經濟模型分析馬來西亞匯率與股價之間的關系,分析了在長期和短期情況下,不同的部門對兩個市場的影響,認為匯率政策對不同的經濟部門影響有較大差異[3]。張碧瓊和李越首先分析了長、短期中國股市和匯市的情況,在此基礎上研究匯率對不同貨幣定價交易的股價所產生的作用,最終得出:B股市場股價與匯率之間沒有明顯的相關關系存在,其結果是B股流動性不足造成的[4]。朱新蓉和朱振元研究得出我國匯率與股價間呈負相關,提出政府應當從深度和廣度上加強認識匯市對股市聯動性作用的觀點[5]。呂江林等衡量了在短期,在不同類股票的收益率與波動性的變化中匯改所發揮的作用大小,結果表明:在較短時期中,人民幣升值對A股和B股的影響相對較大,針對H股的影響不大。人民幣升值對不同行業股票的影響沒有明顯的不同[6]。晃輝和王文勝考察了匯改后人民幣兌美元匯率和滬深指數的季度數據,在一般情況下,人民幣兌美元匯率與股票價格之間有正相關關系,但處于外在不穩定因素或投機情緒影響的環境時,二者之間相關性消失,或顯示出可能存在負的相關性[7]。陳靜和李漢東運用了VAR模型與協整檢驗的方法,對人民幣兌美元匯率與上證綜指的數據進行實證研究,得出人民幣匯率與股票價格有正相關關系的結論[8]。

2. 股票市場與外匯市場的長期協整關系及引導關系研究

Kate通過協整模型和多元格蘭杰因果檢驗在環太平洋圈的國家及地區(中國香港和臺灣、馬來西亞、新加坡和菲律賓地區)針對1980—1998年間的股票市場與外匯市場展開探索,發現了二者之間的正相關關系,而且這種關系不受外匯管制的影響,亞洲金融危機對二者之間關系的沖擊是暫時的[9]。Yang運用分位數格蘭杰因果檢驗分析了1997—2010年亞洲多個國家的股票市場與外匯市場之間的關系, 認為大多數國家股票市場與外匯市場呈負相關關系,并且匯率變動對股票價格具有跨期影響[10]。Singh采用2007—2014年的樣本數據,用實證的方法考察了印度的股市與匯市相互影響的關聯性,得出:無論長期或短期,匯率與股價都存在雙向的因果關系[11]。郭彥峰等運用協整檢驗、誤差修正模型,以及格蘭杰檢驗的實證分析方法,對2005—2007年的人民幣兌美元匯率和股票價格的日數據進行考察,認為人民幣兌美元匯率與上證綜指之間有著相對穩定的協整關系,人民幣兌美元匯率也能導致上證綜指長期和短期變動[12]。鄧燊和楊朝軍利用協整檢驗對匯改后中國股票市場與外匯市場的相關關系進行了分析研究,結果顯示:中國股票市場與外匯市場存在長期的協整關系,外匯市場對股票市場具有單向的格蘭杰因果關系[13]。張兵等對匯改后中國股票市場與外匯市場的相互關系進行考察研究后得出:中國股票市場與外匯市場的相關關系符合流量導向模型,股票市場與外匯市場存在長期的協整關系[14]。

二、 樣本描述及相關檢驗

1. 數據選取與處理

以滬深300指數為股票市場的代表,以人民幣兌美元名義匯率(中間價)為外匯市場的代表。選擇了2005年7月22日至2015年12月31日時段,共得到2455組數據(數據剔除了不符合交易日期的數據,數據來源于CSMAR財經數據庫)。為使研究更加方便,將數據做對數處理[15]:

rt=ln(St/St-1)×100。

式中:St為處理之前的股票或匯率數據,rt為轉換后的收益率值。

2. 統計描述

表1列明了股票、外匯收益率在基礎統計參數下的數值情況。(股票收益率和人民幣匯率收益率分別用REXt和REXt表示。)股票收益率的均值為正數,人民幣匯率收益率的均值為負數。對于標準差這一維度,RHS數值高于REX數值,反映出股票市場的波動性比外匯市場略高。JB統計參數(即Jarque-Bera統計量,用來檢驗序列是否服從正態分布)表明,RHS于REX序列是尖峰且有偏態的。從Q統計量(即Ljung-BoxQ統計量)看,RHS、REX是序列自相關的。Q2(即序列平方Ljung-BoxQ統計量)統計量則顯示出RHS、REX序列的平方都是序列自相關,證明了股票收益率和人民幣匯率收益率序列均具有波動集聚性。

表1 樣本數據的基本統計特征

注:***表示1%的顯著性水平。

3. 相關檢驗

(1) 單位根檢驗。對數據進行ADF檢驗,用AIC準則(即最小信息準則)來衡量滯后階數。檢驗結論表明股票收益率序列和人民幣匯率收益率序列都是平穩序列,都可以用來直接建模觀察,可以直接建模。

(2) 協整檢驗。采用Johansen提出的“極大似然估計法”,檢驗股票收益率和人民幣匯率收益率之間的協整關系。結果顯示,股票收益率和人民幣匯率收益率協整關系個數“至多一個”的原假設在5%的顯著性水平上被拒絕了,即說明人民幣匯率收益率與股票收益率在5%的顯著性水平上有兩個協整關系。這顯示股票收益率和人民幣匯率收益率之間有一種長期動態平衡關系的存在。

(3) 相關性分析。數據表明,股票指數收益率與人民幣匯率收益率呈負相關關系,但相關程度并不高。值得注意的是:這是對整個樣本的考察,沒有考慮結構性的變化,也沒有考慮波動性的影響。

(4) 格蘭杰因果關系。用格蘭杰法檢驗股票收益率和人民幣匯率收益率之間的因果關系。數據表明,股票收益率不是人民幣匯率收益率的格蘭杰原因,而人民幣匯率收益率是股票收益率的格蘭杰原因。

(5) 脈沖響應函數分析。通過脈沖響應分析看出(如圖1),股票收益率和人民幣匯率收益率之間的直接沖擊影響較為微弱。人民幣匯率收益率的一個標準差的正沖擊發生后,股票收益率在當天有一個微弱的正向反應,然后逐漸減弱,至第6日為0;股票收益率變化率一個標準差的正沖擊發生后,人民幣匯率收益率在當天有一個負向反應,而后發生扭轉,變負為正,正向作用不斷累積,第3日顯示出峰值。隨后趨勢衰減,至第6日降為0。

初步結論:①在非區制條件下的匯率與股價相關性分析中,股票收益率序列和人民幣匯率收益率序列都是平穩序列,符合建模條件。②股票收益率和人民幣匯率收益率之間存在一種長期均衡關系。③股票指數收益率與人民幣匯率收益率呈負相關關系,但相關程度并不高。④股票收益率不是人民幣匯率收益率的格蘭杰原因,反之其格蘭杰原因則是成立的。⑤二者之間的直接沖擊影響較為微弱。

圖1 股票收益率和人民幣匯率收益率的脈沖響應

值得注意的是:VAR模型是對整個樣本的考察,它的不足之處在于沒有考慮結構性的變化,不能完整描述出經濟變化的現實特征。當存在外部震動時,時間序列在極大程度上與原狀態發生偏離,VAR模型不能描繪出不同狀態下的經濟趨勢。因此需要進一步使用MS-VAR模型,對區制條件下的匯率與股價相關性進行深入拓展。

三、 區制條件下的匯率與股價相關性

1. MS-VAR模型

MS-VAR模型的應用條件是:不可觀測的潛在變量區制支配著時間序列。模型設定符合經濟的現實特征,并且此模型可以捕捉到數據間相互影響的動態過程。這種新型的向量自回歸模型(MS-VAR),不僅具有馬爾可夫區制轉換特征,同時還將基本有限階VAR(p)模型進行一般化演變。VAR(p)模型(t表示樣本個數,yt表示k維向量,矩陣A1,…,Ap(k×k)維表示待定系數矩陣,v表示常數)的數學表達式如下:

當ut～NID(0,∑)時,成為穩態高斯VAR(p)模型:

區制變量st具有不可觀測性,它決定了yt的潛在數據生成過程,而yt為可被觀察時間序列向量。如果作為馬爾可夫鏈的st代表離散時間和離散狀態,當存在M個區制時,新的轉換概率如下:

那么馬爾可夫過程的區制轉換概率矩陣可被記為:

則均值調整形式的VAR模型式可記為:

(1)

式中,ut～NID(0,∑(st)),u(st)、A1(st)、…、Ap(st)、∑(st)是用來描述參數u、A1、…、Ap和∑對于已實現區制st依賴的變參數函數,即:

當可觀測的時間序列向量的均值發生即時跳躍式轉換的時候,可以用表達式(1)來描述。另外發生第二種情況時,即從一個區制平滑的轉移到另一個區制時的模型形式,表達式如下:

(2)

式(1)和式(2)描述了區制轉化的不同動態調整模式。有時還需要考慮模型誤差項的異方差,其所對應的模型是:MSMH(M)-VAR(p)和MSIH(M)-VAR(p)。

2. 實證分析

將兩個市場關聯性分為兩種區制,分別為代表 “高相關”的區制1和“低相關”區制2。進行AIC和似然比(LR)檢驗時,MS模型中截距和方差都隨區制而改變的MSIH(2)-VAR(4)模型成為優選。該模型所有參數的估值通過EM算法得出,見表2。

表2 MSIH(2)-VAR(4)模型的估計結果

注:圓括號內為t統計量值,***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

從模型似然比檢驗來看,兩組參數顯著性檢驗H0:p12=0,p21=0;H1:p12≠0,p21≠0,Chi(5)=[0.000 0]**,chi(7)=[0.000 0]**,DAVIES=[0.000 0]**均具有顯著性差異,拒絕H0。因此,該模型更具優越性。數據表明:RHS序列滯后項對于自身的當前項作用較小,REX序列則與之相反。通過研究二者各自或者交叉的滯后項,得到REX序列對RHS并無明顯作用,而RHS對REX則有明顯作用的結論。

轉換概率矩陣反映了轉換的可能比重。由表3可知,當股票市場與外匯市場高相關(區制1)時,延續此狀態的可能性為0.948 8,而轉變此狀態的可能性是0.051 2;當股票市場與外匯市場低相關(區制2)時,延續此狀態的可能性是0.903 1,而轉變此狀態的可能性是0.096 9。

表3 區制轉換概率矩陣

表4刻畫出兩種狀態的轉換過程, 參數有樣本數量、 可能性概率和持續時長。 高相關條件覆蓋了65.45%的時間區域, 均期為19.54日; 低相關條件覆蓋了34.55%時間區域, 均期10.32日。

表4 區制的性質

2005年7月到2007年上半年,中國股票市場與外匯市場處于高相關階段,隨著外匯市場的改革,人民幣匯率波動區間逐漸增大,股票收益率和人民幣匯率收益率始終處于高相關階段。2007年下半年到2008年底,受金融危機波及,中國股市與匯市處于低相關階段。2008年10月份,進出口大幅下滑,中國外貿進出口呈現雪崩式下滑狀態。2008年11月中國外貿進出口較上年同期下降達9%,總額僅有1 898.9億美元。其中,出口總額同比下降2.2%,僅有1 149.9億美元;進口總額同比下降達17.9%,僅有749億美元,這是股價進一步下跌的原因。人民幣匯率基本保持平穩,因而,股票收益率和人民幣匯率收益率的相關性并不是很強。2009年隨著世界經濟的逐漸恢復,中國股票市場與外匯市場又恢復到高相關階段,這是由于股票市場進入了調整周期,中國政府的相關舉措在很大程度上造成了中國股票市場與外匯市場區制特征的轉變。從2015年下半年開始,由于外部市場的影響,中國股票市場與外匯市場之間的相關性減弱,位于低相關區域。

總之,中國股票收益率與人民幣匯率收益率之間具有協整關系,意味著中國股票收益率與人民幣匯率收益率具有長期均衡關系。國際金融環境的變化對中國外匯市場的影響會導致中國股票市場與外匯市場相關性的結構性變化,這與外部影響與中國國內政策措施緊密相關,外部沖擊會造成中國股票市場與外匯市場相關性下降。中國股票市場與外匯市場的關系有其自身的特點,股票市場與外匯市場間的區制轉換特征表明,應用已有的理論來解釋中國股票市場與外匯市場的相關關系存在一定的局限性,應當根據市場相關關系的結構性變化具體分析。

四、 政策建議

1. 綜合考慮價格關聯和波動關聯兩個方面的因素

政府在進行金融市場改革的過程中,一方面要看到中國股票市場與外匯市場價格關聯的情況,另一方面,也要認識到風險的傳導是單向的,兩個市場的風險因素是不同的。由此,促進中國股票市場與外匯市場的長期協調發展和防范波動性風險的傳染都是非常重要的,都是必不可少的。

2. 充分利用區制結構性變化的預警作用

中國股票市場與外匯市場的關聯性并不是一成不變的,兩個市場的關聯性具有結構性變化特征,尤其是在受到外部影響的情況下。因此,政府應當采取前瞻性的措施預防金融市場的聯動變化,在金融危機等外部影響的情況下,避免金融市場的危機傳染。另一方面,中國金融市場改革進程中,應有效利用金融市場的聯動性變化,促進金融市場的協調發展。為保證兩個市場長期的統籌發展,在短期應當根據兩個市場關聯性的結構變化采取對應措施,綜合考慮長期和短期的影響。

[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):46-61.

[2] ABDALLA I S A, MURINDE V. Exchange rate and stock price interaction in emerging financial markets: evidence on india, korea, pakistan and the philippines[J]. Financial Economics, 1997,7(1):281-311.

[3] MAJID M S A,TABRANI M. Exchange rate and stock prices in the small open economy of Malaysia[J]. IUP Journal of Applied Finance, 2011,11(3):34-52.

[4] 張碧瓊,李越. 匯率對中國股票市場的影響是否存在:從自分布滯后模型得到的證明[J]. 金融研究, 2002(7):29-30.

[5] 朱新蓉,朱振元. 人民幣匯率波動與中國股票價格報酬之間的相關性:基于2005年至2007年的實證分析[J]. 金融研究, 2008(11):99-107.

[6] 呂江林,李明生,石勁. 人民幣升值對中國股市影響的實證分析[J]. 金融研究, 2006(6):23-34.

[7] 晃輝,王文勝. 人民幣匯率與資產價格的相關分析[J]. 經濟研究導刊, 2008(9):55-56.

[8] 陳靜,李漢東. 中國市場匯率變動與股票市場價格波動的相關性研究[J]. 北京師范大學學報(自然科學版), 2008(12):645-648.

[9] PHYLAKTIS K,RAVAZZOLO F. Stock prices and exchange rate dynamics[J]. International Money and Finance, 2005,24(7):1031-1053.

[10] YANG Z, TUA H, ZENG Y. Dynamic linkages between Asian stock prices and exchange rates: new evidence from causality in quantiles[J]. Applied Economics, 2014,46(11):1184-1201.

[11] SINGH G. The relationship between exchange rate and stock price in India: an empirical study[J]. IUP Journal of Financial Risk Management, 2015(2):18-29.

[12] 郭彥峰,黃登仕,魏宇. 人民幣匯率形成機制改革后的股價和匯率相關性研究[J]. 管理學報, 2008(1):49-53.

[13] 鄧燊,楊朝軍. 匯率制度改革后中國股市與匯率關系:人民幣名義匯率與上證綜合指數的實證研究[J]. 金融研究, 2008(1):29-41.

[14] 張兵,封思賢,李心丹,等. 匯率與股價變動關系:基于匯改后數據的實證研究[J]. 經濟研究, 2008(9):70-81.

[15] 唐文進,馬千里. 人民幣匯率與利率的互動關系演變研究[J]. 統計與決策, 2014(6):152-155.

【責任編輯 孫 立】

Dynamic Relationship between Chinese Stock Market and Foreign Exchange Markets

Guo Xiaoxu

(School of Finance, Dongbei University of Finanee and Economics Dalian 116023, China)

Empirical analysis on the dynamic relationship between Chinese stock market and foreign exchange markets is done, by using sample data of the CSI 300 Index and the Renminbi nominal exchange rate against the US dollar from July 22, 2005 to December 31, 2015. The long-term equilibrium relationship between China’s stock market and foreign exchange market is analyzed by using cointegration analysis, Granger causality test, and impulse response and so on. Based on this, the Markov regime transition model is used to analyze the structural change characteristics between stock market and foreign exchange market.

stock market; foreign exchange market; price relevance; MS-VAR

2016-08-04

沈陽市社會科學立項(SYSK2006-18-10)。

郭曉旭(1990-),女,東北財經大學碩士研究生。

2095-5464(2016)06-0674-05

F 830

A