人民幣匯率波動對中國上證指數(shù)波動的相關(guān)性實證研究TOC\o"1-3"\h\u一、緒論 1二、文獻綜述 1（一）國外學者的研究 2（二）國內(nèi)學者的研究 3三、人民幣匯率波動與中國上證指數(shù)波動的傳導機制 3（一）人民幣匯率波動影響股價的傳導機制 31.以貿(mào)易余額為中介的傳導機制 32.以國際資本為中介的傳導機制 43.以利率為中介的傳導機制 44.以貨幣供應為中介的傳導機制 55.心理預期機制 5（二）股價影響匯人民幣匯率波動的傳導機制 51.貿(mào)易傳導機制 52.貨幣需求傳導機制 63.利率傳導機制 64.資產(chǎn)組合傳導機制 6四、人民幣匯率波動與中國上證指數(shù)波動的相關(guān)性實證分析 7（一）指標選取及數(shù)據(jù)來源 7（二）模型構(gòu)建 7（三）實證分析 81.ADF檢驗 82.Johansen協(xié)整檢驗 83.Granger因果檢驗 94.VAR模型的建立及其穩(wěn)定性檢驗 105.脈沖響應分析 116.方差分解 13四、結(jié)論與政策建議 14（一）結(jié)論 14（二）政策建議 141.加快推進匯率市場化程度 142.開拓無形市場 153.持續(xù)推進人民幣國際化 15參考文獻 16摘要：隨著中國市場經(jīng)濟改革的持續(xù)發(fā)展，股票指數(shù)波動和人民幣匯率波動的關(guān)系越來越密切，尤其在2005年匯改之后，人民幣匯率政策與股票市場變動，使股票指數(shù)波動與人民幣匯率聯(lián)動性不斷形成與發(fā)展。這就要求我們要不斷地加強與其他國家之間的交流合作，以提升我國自身的綜合實力以及對外傳播能力。鑒于此，本文對人民幣匯率波動與中國上證指數(shù)波動的相關(guān)性，利用VAR模型進行實證分析發(fā)現(xiàn)，人民幣實際有效匯率與上證指數(shù)存在長期協(xié)整關(guān)系，并且表現(xiàn)為二者相互影響、相互促進。同時上證指數(shù)對人民幣實際有效匯率的變化所作出的反應有一定的滯后期，并且實際有效匯率對上證指數(shù)的貢獻率隨時間逐漸增加并趨于穩(wěn)定。最后本文根據(jù)我國市場發(fā)展現(xiàn)狀以及當前貶值趨勢，從加快推進匯率市場化程度、開拓無形市場、持續(xù)推進人民幣國際化這三個角度進行考慮，提出相關(guān)建議。關(guān)鍵詞：人民幣匯率；上證指數(shù)；VAR模型；相關(guān)性一、緒論距2015年“8·11”匯改已近七年，在匯率市場化進程日益加深的今天，人民幣匯率的問題仍然受到廣泛的關(guān)注。因此，研究人民幣匯率波動與股市間的動態(tài)關(guān)聯(lián)對于我國股票市場乃至整個經(jīng)濟體系都具有重要意義。人民幣匯率經(jīng)常激烈地波動，對于貨幣錯配嚴重的我國商業(yè)銀行來說，風險承擔毫無疑問會造成一定的不良后果。因此匯率決定因素分析就成為國內(nèi)外學者研究的重點課題之一。而且匯率制度也由原來的僅盯住美元，改為“7.21”匯改主要是一籃子貨幣，其次，“8.11”的新匯改，匯率制度也在不斷完善，匯率也總是越來越有彈性。股票市場作為最主要的金融市場，它是讓我們國家資金流通起來的最重要的地方，而中國經(jīng)濟發(fā)展狀況又可從股票市場的繁榮和低迷中體現(xiàn)；同時股票市場又是衡量一國金融實力和綜合國力的指標之一。并以國民經(jīng)濟“晴雨表”形式出現(xiàn)。所以說，我國經(jīng)濟與金融的關(guān)系越來越密切。今天的世界正發(fā)生百年不遇的巨變，中國經(jīng)濟發(fā)展同樣面臨復雜的國內(nèi)外環(huán)境的變化；同時，我國國內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級加快，經(jīng)濟增長動力轉(zhuǎn)換，經(jīng)濟下行壓力加大。在此背景下，研究人民幣匯率和股票收益之間的相關(guān)性顯得尤為重要。所以研究股票指數(shù)波動與人民幣匯率波動之間的關(guān)系，對于適應環(huán)境的復雜多變有著相當重要的現(xiàn)實意義。二、文獻綜述20世紀70年代布雷頓森林體系解體后，世界上主要經(jīng)濟強國都已開始逐步放棄利用本國貨幣同美元所確立的固定匯率，各個經(jīng)濟強國都逐步開始了匯率制度向浮動匯率制度的過渡。因此匯率決定因素分析就成為國內(nèi)外學者研究的重點課題之一。在股市規(guī)模不斷膨脹，匯率市場跌宕起伏的情況下，自上個世紀70年代開始，國內(nèi)學者和國外學者逐步開始對股票市場和匯率市場進行相關(guān)研究。但是學者在研究方向上會有所差異：從理論上分析匯率或股票指數(shù)起伏中的一個為起始變量；透過幾種不同傳導中介或者傳導機制作來考察兩市之間的相互關(guān)系；利用兩個市場中的價格和成交量數(shù)據(jù)建立模型來對其影響因素加以解釋等等。以各國經(jīng)濟發(fā)展為劃分標準，對發(fā)展中國家間或其中一國兩市關(guān)系進行研究；從股市和匯市兩個方面分別對其相互關(guān)系做出探討等。以金融危機爆發(fā)時間為分界點進行研究，考察兩市危機之前、在危機期間和之后關(guān)系發(fā)生變化。又因研究方向各異，所得結(jié)論亦存在分歧：在外匯市場和股票市場二者關(guān)系中，存在著各種不同的情形：存在著單向影響關(guān)系，二者互相影響；在股票市場中，有正向關(guān)系也有負向關(guān)系。（一）國外學者的研究Fisher與Dornbusch（1980）率先提出匯率與股票指數(shù)波動之間的單向影響關(guān)系，并設計出了流量導向模型。在這一過程中，股票市場與匯率之間產(chǎn)生了緊密的聯(lián)系，而這種緊密聯(lián)系對于一國宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定有著重要的意義。這種模式主要是將匯率作為起始變量，闡述了匯率變動的初始階段，其一個國家企業(yè)的國際競爭力將受到第一影響，隨即，它的效應將轉(zhuǎn)化為國家的進出口貿(mào)易，而且國內(nèi)企業(yè)的利益以及股票指數(shù)的波動也會最終受到影響，一單方向匯率對股價因果關(guān)系，并得出股票市場價格變動能夠受匯率水平變化的影響，但股票指數(shù)的漲落變化并不能影響匯率水平的變化。該模型雖然能夠解釋大多數(shù)情況下的經(jīng)濟現(xiàn)象，但并沒有考慮到股市價格變化可能對一國宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生的重要影響。Irandoust和其他（2002）的主題是瑞典，所考察的外匯市場與股票市場二者間的相互關(guān)系；他們發(fā)現(xiàn)，股票價格對匯率水平具有明顯的滯后作用，而且這種滯后程度隨著時間而增大。得到了股票指數(shù)漲落程度與匯率高低之間單向因果關(guān)系。本文對這些理論進行了綜述并提出自己的觀點。在此基礎(chǔ)上，本文進一步探討了危機對一國貨幣供應量的沖擊作用及其傳導機制。運用比較的方法對這3個發(fā)達國家金融危機爆發(fā)前后的情況進行分析，國家間匯率和股票指數(shù)波動二者間關(guān)系，分別利用各國數(shù)據(jù)構(gòu)建了其向量自回歸模型，由結(jié)果可以得出：短期來看，危機前和危機后貨幣匯率和股票指數(shù)的波動二者之間有著緊密的聯(lián)系；但是，從長遠來看，匯率與股票指數(shù)波動二者之間的均衡關(guān)系在金融危機爆發(fā)之前就已經(jīng)存在，但金融危機爆發(fā)后，這一均衡關(guān)系并沒有體現(xiàn)。在實證檢驗中，我們選取了幾個重要指標，如匯率、股票收益率等，并將它們作為自變量來構(gòu)建向量自回歸模型。（二）國內(nèi)學者的研究相對于國外資本市場，國內(nèi)資本市場起步較晚。此后，許多學者對此進行研究，但大多都是采用單一變量來考察匯率與股票收益率之間的相互關(guān)系，很少涉及兩者相互影響關(guān)系。同時我國股市還處于初級階段，其本身就具有波動性較大的特點，而外匯市場則更容易受到經(jīng)濟環(huán)境等因素的影響。代汶津（2019）研究了2015年匯改前與匯改后匯率市場與股票市場之間的相關(guān)性，匯改前股票指數(shù)波動與匯率二者長期均衡關(guān)系顯著，但是，匯改后，股票指數(shù)波動與匯率協(xié)整關(guān)系顯著程度弱于匯改前；同時也發(fā)現(xiàn)，匯率和股市之間不存在穩(wěn)定的聯(lián)動性。加入中介變量利率后，比較了匯改前，匯改后效果，結(jié)果顯示匯率與股票市場二者在匯改前與匯改后具有相同聯(lián)動關(guān)系，也就是均具有聯(lián)動關(guān)系。三、人民幣匯率波動與中國上證指數(shù)波動的傳導機制（一）人民幣匯率波動影響股價的傳導機制由于各國的經(jīng)濟開放程度與貿(mào)易不平衡的程度不同，所以一國匯率的變動對股市的影響程度也有所區(qū)別，但是匯率影響股票價格的傳導途徑是大致相同的。劉贛州(2006)指出匯率與證券市場價格的關(guān)聯(lián)性是通過市場利率、對外貿(mào)易、貨幣供應量、心理預期等傳遞中介進行傳導的。但是他對這些傳導機制的論述并不全面，本文將匯率影響股票價格的傳導途徑分為貿(mào)易余額、國際資本流動、利率、貨幣供應和心理預期，對匯率影響股價的傳導機制進行詳細的分析。1.以貿(mào)易余額為中介的傳導機制匯率通過影響一國對外貿(mào)易狀況進而影響股票價格。匯率的變動將改變國內(nèi)外的相對物價水平，進而影響到該國企業(yè)的國際競爭力和盈利能力，并最終引起股價的波動。一般來說，當一國的匯率下降，本幣升值，該國產(chǎn)品價格水平較外國的價格水平相對上升，國際競爭力下降，這將引起外國對本國產(chǎn)品需求的減少，本國對外國產(chǎn)品需求的增加，即匯率下降會使出口減少，進口增加；反之，當本幣貶值，則出口增加，進口減少。因此，對于國內(nèi)的出口導向型公司來說，本幣升值將導致出口貿(mào)易的減少，引起該公司盈利能力和股票價格的下降；而對于國內(nèi)依賴進口原材料的公司來說，本幣升值將導致原材料的進口成本降低，促使該公司盈利能力和股價的上升。其次，一國匯率變化對貿(mào)易狀況的影響是具有時滯效應的，也就是說本幣的升值要經(jīng)過一段時間后才能引起該國國際收支狀況的惡化，實現(xiàn)這種轉(zhuǎn)變所需的時間視該國的具體情況而定。這一論述得到Hsing（2004）和Dimitrova（2005）的證實。綜上所述，匯率通過貿(mào)易傳導機制對股票價格產(chǎn)生的影響是不確定的。2.以國際資本為中介的傳導機制在開放程度較高的經(jīng)濟中，匯率可以通過影響國際資本流動從而影響股票價格。但是一國匯率的變動對于國際資本流動的影響是不確定的。一方面，當一國貨幣存在升值的預期時，大規(guī)模的國際投機資本將通過各種途徑進入該國進行套利，以追逐該國貨幣升值所產(chǎn)生的收益，這其中有很大一部分資金將流入股票市場，使股票價格上漲，為了賺取和分享股價上升帶來的收益，會有更多的國際游資爭相涌入，繼續(xù)推動股市上揚；反之，一國貨幣的貶值會給外國投資者帶來匯率風險，為了規(guī)避這一風險，減少損失，他們會撤離熱錢，這將引起國際游資外逃，導致股票市場的需求減少，股價下挫，給國民經(jīng)濟和投資者造成很大的損失。再者，對于進口導向型企業(yè)來說，一國貨幣的升值意味著進口價格相對下降，從而降低了生產(chǎn)成本；同時也意味著國外投資者在該國投資所獲得的以投資國貨幣計價的未來收益存在著增加的預期。所以，從追求利潤最大化的角度來講，當國外投資者預期一國貨幣將升值時，會增加對該國的投資，從而使該國的國際資本流入上升，充裕的市場流動性和高速的經(jīng)濟增長將促使股票價格上漲。另一方面，對于出口導向型企業(yè)來講，一國貨幣的升值將引起該國以外幣計價的生產(chǎn)要素購買價格的上升，使得國外投資者在該國的投資成本上升；同時，一國貨幣的升值將促使該國出口導向型外商投資企業(yè)的產(chǎn)品價格相對提高，從而削弱出口企業(yè)的國際競爭力，導致產(chǎn)品出口額的下降；而且過大的匯率波動，包括大幅升值或大幅貶值，也會導致國際投資的匯率風險增加。投資成本和投資風險的上升，產(chǎn)品出口及投資回報的下降將減少國際資本流入或促使國際資本流出，從而在一定程度上引起股票價格的下跌。3.以利率為中介的傳導機制匯率變動可以通過影響利率從而影響股票價格。一般理論認為，利率和股票價格存在反向變動關(guān)系；而匯率和利率之間又存在著密切的關(guān)系:首先，一國貨幣貶值將使該國出口產(chǎn)品的價格相對降低，進口產(chǎn)品的價格相對提高，該國出口產(chǎn)品的國際競爭力得到增強，這將擴大出口減少進口，從而導致該國的產(chǎn)品需求提高，物價水平上漲，貨幣當局為了穩(wěn)定物價，抑制通脹，將提高本國利率；其次，在經(jīng)濟開放程度較高的國家，本國貨幣的貶值會影響國際資本的流動而使其利率上升，這是因為本幣的貶值趨勢預示著匯率風險加大，導致資本外流加劇，從而導致國內(nèi)貨幣供給的減少，利率隨之上升，貨幣當局為了緩解資本外逃對本國經(jīng)濟帶來的沖擊，打擊投機，也會主動提高利率，增加資本外逃的成本；再次，根據(jù)利率平價理論，一種貨幣對另一種貨幣的升值(貶值)必將被利率差異的變動所抵銷，即本國利率高于(或低于)外國利率的差額等于本國貨幣的遠期貼水(升水)。因此，一般來講，一國貨幣貶值將引起該國利率的上調(diào)。但是，如果一國貨幣貶值能擴大該國的貿(mào)易順差，這將增加該國的外匯儲備，外匯儲備的上升意味著國內(nèi)貨幣供給的增加，從而引起利率的下降。而利率的變動將從三個方面影響股票市場:首先，利率的上調(diào)將增加企業(yè)的借款成本，企業(yè)無法維持現(xiàn)有的生產(chǎn)規(guī)模，生產(chǎn)規(guī)模的縮減將引起企業(yè)利潤的減少，從而導致股票價格下跌；其次，當利率存在上升的預期時，投資者會將投資的重點從股票市場轉(zhuǎn)移到債券市場，從而降低股票市場的需求，導致股票價格的下跌；再次，利率的上升將引起必要收益率的提高，根據(jù)股利貼現(xiàn)模型，這將導致股票價格的下跌。因而一國貨幣的升值既會降低對該國產(chǎn)品的需求、增加國際資本的流入從而降低該國的利率，也有可能削減該國的貿(mào)易順差、降低該國的外匯儲備從而引起利率的上升；利率的變動則對股票價格產(chǎn)生負向的影響。4.以貨幣供應為中介的傳導機制匯率可通過貨幣供應影響股票價格。當一國貨幣升值時，國際資本流入增加以獲得匯兌收益，國外投資者對該國的貨幣需求上升，為了維持外匯市場上的供求平衡，國內(nèi)貨幣供應量大幅增加，貨幣供應的增加導致流動性增強，國內(nèi)上市公司的資金來源擴大，借款成本降低，投資者增加對股市的資金投入，進一步引起股票市場需求的上升，推動股票價格上升；但與此同時，貨幣升值可能導致該國的貿(mào)易狀況惡化，順差縮小或逆差擴大，外匯儲備下降，國內(nèi)貨幣供應量隨之降低，這一結(jié)果將導致股票價格的下跌。因此，匯率通過貨幣供應對股票價格的影響應視具體情況而定。5.心理預期機制匯率也可通過影響投資者的心理預期從而影響股票價格。在經(jīng)濟金融全球化、自由化的背景下，金融創(chuàng)新層出不窮，衍生金融工具的種類日益增多；投資者調(diào)整其金融資產(chǎn)組合的速度更快、成本也更低；各類金融市場的聯(lián)動作用越來越明顯，己經(jīng)處于一個相互影響、錯綜復雜的體系中。金融市場通常不是有效的市場，存在信息披露不充分的問題，在信息不對稱的情況下，投資者的投資選擇行為在很大程度上受心理預期的影響。在這種情況下，單個投資者往往由于從眾心理盲目跟隨其他同類投資者的行動，于是形成“羊群效應”，在股市中助漲助跌。國際短期資本流動加劇，在貨幣升值預期存在的時候爭相涌入，而后又在匯率貶值預期的驅(qū)動下迅速撤出，引起股市和匯市的劇烈波動。投資者對外匯及股票市場的變化日趨敏感，一旦金融市場出現(xiàn)變化，比如匯率的變動，投資者的焦慮情緒很快就轉(zhuǎn)變?yōu)槠毡榈目只判睦?，并波及其它金融市場。一國貨幣小幅度貶值及由此引發(fā)的繼續(xù)貶值的預期會推動更多投資資金的撤離，特別是套利性國際游資的迅速抽離，導致股票價格輪番下跌。1997年東南亞金融危機中投資者心理預期變化引發(fā)的嚴重市場信心危機，成為匯市與股市價格相互影響、聯(lián)動暴跌的關(guān)鍵傳導途徑。（二）股價影響匯人民幣匯率波動的傳導機制1.貿(mào)易傳導機制股票市場是國民經(jīng)濟的晴雨表，股票價格反映了上市公司的經(jīng)營業(yè)績和盈利能力。如果一國股票市場向好，股價上漲時，該國投資者會增加對股市的投資，金融市場的融資環(huán)境將改善，上市公司的融資能力增強，具備充裕的資金投入以擴大再生產(chǎn)，進而擴大出口。當該國出口貿(mào)易占較大比重，隨著上市公司融資和生產(chǎn)規(guī)模的擴大，該國的凈出口額也將增加，貿(mào)易順差加大，引起外匯流入和本幣需求上升，導致本幣升值。反之，若一國股票市場低迷，股價下跌時，將引發(fā)該國貨幣貶值。Branson(1983)，F(xiàn)rankel(1983)的股票導向模型表明股票價格上升會吸引外資進入本國，從而導致對本國貨幣需求的增加，本幣會升值；股市下跌產(chǎn)生的影響是相反的。2.貨幣需求傳導機制當一國股市繁榮時，國外投資者為了獲取股市上漲所產(chǎn)生的收益而將資金投入本國的股票市場，以尋求增值為目標的套利性短期流動資本通過各種途徑流入國內(nèi)，當外幣兌換本幣時，對本幣的需求增加，本幣升值。反之，當一國股市蕭條下跌時，國際短期流動資本撤離，對本幣的需求減少，本幣貶值。一國股市大幅震蕩，也可能引起大規(guī)模國際熱錢的流入進行投機炒作，伺機抄底套現(xiàn)，熱錢的流入導致對本幣需求的增加，也將引起本幣升值。3.利率傳導機制股票價格可以通過“財富效應”影響利率?！柏敻恍崩碚撜J為，財富包括兩種形式:金融資產(chǎn)和實物資產(chǎn)；金融資產(chǎn)價格上漲(或下跌)，將導致金融資產(chǎn)持有人財富的增長(或減少)，進而促進(或抑制)消費增長。而股票又往往是金融資產(chǎn)的重要組成部分。所以股價上漲將帶來投資者金融資產(chǎn)價值的上升和畢生財富的增加，從而導致消費支出增加和貨幣需求增加，引起利率的上調(diào)。利率上升將使信貸收縮，國內(nèi)總需求減小，從而削減進口，減少外匯需求，引起外匯匯率下降和本幣匯率上升；而且利率的升高將抑制國際資本的流出或者促使國際資本的流入，從而增加對本幣的需求和外匯的供給，導致本幣對外升值。4.資產(chǎn)組合傳導機制根據(jù)Gyntelberg的投資組合平衡模型，投資者將根據(jù)資產(chǎn)的收益率和風險狀況，將財富分配于可供選擇的資產(chǎn)上。假設金融市場只有三種資產(chǎn)形式:本國貨幣、以本幣標價的證券和外匯。若本國的證券價格上漲，在投資資金一定的情況下，為追求股價上漲帶來的收益，投資者會增加對本幣股票的需求，而減少對本幣和外匯的需求，進而導致利率和外匯匯率的下降。但同時利率的下降又可能資本外流，從而產(chǎn)生對外匯的需求，又會使外匯匯率上升。股價上升時外匯匯率所受影響的方向和程度視情況而定。當證券價格下跌時，為規(guī)避股價下挫產(chǎn)生的風險，投資者會減持本幣股票，而增加對本幣和外匯的需求，從而引起截然相反的效應。四、人民幣匯率波動與中國上證指數(shù)波動的相關(guān)性實證分析以上述理論分析為基礎(chǔ)，通過運用Eviews8.0軟件建立VAR模型并引入控制變量進而觀察人民幣實際有效匯率與上證指數(shù)間的長期均衡及短期動態(tài)關(guān)系。（一）指標選取及數(shù)據(jù)來源由于相比于名義有效匯率，人民幣實際有效匯率指數(shù)剔除了通脹的影響，能更真實全面地體現(xiàn)人民幣的相對購買力，因此，本文以此為解釋變量，同時選擇上證指數(shù)為被解釋變量。在控制變量上，選擇利率、以M2為代表的貨幣供應量、國際投資額這三個對股價波動造成較大影響的指標。其中，利率的波動意味著市場供給和市場需求；以M2為代表的貨幣供應量則反映了能夠流入股市的資金量狀況，進而通過引起資金量的變動對股價產(chǎn)生影響；而國際投資額則反映了資本市場的供給狀況。為保證模型的準確性，要對所選取的變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示M2供應量與其他變量的相關(guān)系數(shù)的絕對值都接近于1，因此該指標具有共線性，故剔除。本文實證分析以2014年1月實行匯改后至2022年12月為時間跨度，采用的人民幣實際有效匯率指數(shù)來源于BIS提供的月度數(shù)據(jù)，用REER表示；上證指數(shù)選用的是上證指數(shù)收盤價來衡量，用LNSZ；利率和國際投資額的月度數(shù)據(jù)均來源于Wind經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，分別用INI、I表示。（二）模型構(gòu)建VAR模型是西姆1950年提出的向量自回歸模型，它是用模型中所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸。它基于數(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)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量回歸(AR)模型推廣到由多元時間序列變量組成的VAR模型，來估計聯(lián)合內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系，而不帶有任何事先約束條件。VAR模型的建立還需以變量間存在相關(guān)關(guān)系為前提，通常用協(xié)整檢驗來確定是否存在相關(guān)關(guān)系，而是否能夠進行協(xié)整檢驗則要基于序列是否同階單整，因此該步驟位于單位根檢驗之后。關(guān)于協(xié)整檢驗，主要包括Engle-Granger于1987年提出的針對兩個變量回歸殘差檢驗的EG兩步法以及Johansen和Juselius提出的針對多變量回歸系數(shù)檢驗的Johansen協(xié)整檢驗，因此本文采用后者進行分析。若變量間具有長期協(xié)整關(guān)系則可進一步通過Granger因果檢驗探析其因果關(guān)系。該方法可用于觀察某一變量能否對其自身及其余變量以往的波動做出反應，原理如下:YX對以上兩個公式進行回歸，若α1、α2αm皆不為0，且λ1、λ2λm皆為0，則X對Y有單向影響；若α1、α2αm皆為0，而λ1（三）實證分析1.ADF檢驗為了消除異方差，使變量的線性趨勢更加顯著，首先要對人民幣實際有效匯率、上證指數(shù)和國際投資總額進行對數(shù)處理，得到1nREER，1nSZ，lnI，利率則可使用原數(shù)據(jù)INI。對以上序列進行ADF檢驗，得到表4.1如下:表4.1ADF檢驗結(jié)果檢驗形式(C，T，K)ADF檢驗值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論InSZ(C，0，0)-2.7955-3.5041-2.8767-2.5702不平穩(wěn)D(1nSZ)(C，0，0)-10.8024-2.6352-1.9337-1.6224平穩(wěn)InREER{C，T，1)-2.7044-4.0331-3.4398-3.1501不平穩(wěn)D(InREER)(0，0，0)-8.0305-2.5796-1.9500-1.6222平穩(wěn)InI(C，0，13)-2.4998-3.4788-2.8795-2.6024不平穩(wěn)D(InI)(C，T，12)-3.6702-4.0306-3.4335-3.1503平穩(wěn)INI(C，T，2)-2.5779-4.0408-3.4296-3.1551不平穩(wěn)D(INI)(0，0，0)-7.7352-2.5799-1.9506-1.6227平穩(wěn)根據(jù)以上結(jié)果可以得出:原始序列在0.05的顯著性水平下ADF檢驗值均大于臨界值，接受存在單位根的原假設，因此原始序列是不平穩(wěn)的。而經(jīng)過一階差分后的序列ADF檢驗值表現(xiàn)為拒絕原假設，因此一階差分后的序列均為平穩(wěn)序列。由于1nSZ，1nREER，lnI和lnX均表現(xiàn)為一階單整，故可以進一步對其長期協(xié)整關(guān)系進行檢驗。2.Johansen協(xié)整檢驗從上文可知變量皆為一階單整，故采用Johansen協(xié)整檢驗法對其長期關(guān)系進行檢驗。由于協(xié)整檢驗對滯后階數(shù)較敏感，因此在進行該檢驗之前需要經(jīng)過VAR模型的最優(yōu)滯后期檢驗，得到結(jié)果如下表所示。表4.2最優(yōu)滯后階數(shù)選取LaglogLLRFPEAICSCHQ1-189.7254NA0.00012.79632.90412.79652549.60271427.50210.0000-7.6204-7.2044-7.55613589.802175.31450.0000-7.9708-7.210031*-7.66084621.227456.79633.31e-09*-8.200331*-7.1024-7.750221*5635.924125.40250.0000-8.1702-6.7289-7.60556648.532621.92140.0000-8.1198-6.3503-7.39687667.227130.68542*0.0000-8.1599-6.0514-7.29878681.652123.09650.0000-8.1396-5.7085-7.1504在綜合了表4.2顯示的LR，F(xiàn)PE，AIC，SC，HQ統(tǒng)計量和系統(tǒng)推薦選項后，可以確定VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3，而協(xié)整檢驗時需選擇的滯后階數(shù)則為2。在明確滯后階數(shù)后可進行Johansen協(xié)整檢驗得到如下結(jié)果。表4.3協(xié)整檢驗結(jié)果HypothesizedTface0.05No.ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb.**None*0.250141.201025.60240.0005Atmost0.118018.059822.30020.1802Atmast20.073110.899615.90710.2603Atmost30.02964.69779.17120.3224從表中數(shù)值可以看出，當原假設為不存在協(xié)整關(guān)系時，TraceStatistic=41.2010>25.6024，且P值僅為0.0005，因此拒絕原假設，即存在協(xié)整關(guān)系；當原假設為最多存在一個、兩個甚至三個協(xié)整關(guān)系時，TraceStatistic統(tǒng)計量均大于0.05顯著水平下的臨界值，并且P值顯示均較大，因此接受原假設，表明上證指數(shù)、人民幣實際有效匯率、國際投資總額以及利率之間存在多個長期協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程如下:lnSZ=1.9400*lnREER-0.0570*INT+0.1179lnI-2.1406可以看出長期內(nèi)人民幣實際有效匯率指數(shù)正向作用于上證指數(shù)，且人民幣實際有效匯率指數(shù)每上升1%，上證指數(shù)會增加1.94%。另外，從協(xié)整方程也可以看出利率與上證指數(shù)負相關(guān)，以及國際投資總額與上證指數(shù)間正相關(guān)，這與前文理論敘述結(jié)論一致。3.Granger因果檢驗通過以上分析可以明確人民幣實際有效匯率與上證指數(shù)間存在長期協(xié)整關(guān)系，下面可以采用Granger因果檢驗法對其因果關(guān)系進行進一步分析。由于變量間最優(yōu)滯后階數(shù)為3，則對各個變量因果檢驗的結(jié)果如下。表4.4格蘭杰因果檢驗結(jié)果NullHypothesis:orsF..StatisticProb.lnREERdoesnotGrangerCauselnSZ1444.9498*0.0279lnSZdoesnotGrangerCauselnREER5.8922**0.0118INTdoesnotGrangerCauselnSZ1447.6597***0.0001lnSZdoesnotGrangerCauseINT1.04020.3803InIdoesnotGrangerCauselnSZ1443.4281*0.0561lnSZdoesnotGrangerCauselnI0.46070.7221注:***、**、*分別表示在0.01，0.05，0.1的顯著水平下顯著。根據(jù)以上統(tǒng)計結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，原假設，“1nREER不是1nSZ的格蘭杰原因”以及“l(fā)nSZ不是lnRFER的格蘭杰原因”都被拒絕，因此可以判斷人民幣實際有效匯率指數(shù)與上證指數(shù)互為因果關(guān)系。在1%的顯著性水平下，原假設“INT不是1nSZ的格蘭杰原因”被拒絕，而接受了“l(fā)nSZ不是INT的格蘭杰原因”的原假設，因此可以判斷利率是上證指數(shù)波動的格蘭杰原因，并僅存在此單向因果關(guān)系。在10%的顯著性水平下，原假設“l(fā)nI不是lnSZ的格蘭杰原因”被拒絕，而接受了“l(fā)nSZ不是1nI的格蘭杰原因”的原假設，故在此顯著性水平下可以將國際投資總額看作是上證指數(shù)的格蘭杰原因，并僅存在此單向因果關(guān)系。4.VAR模型的建立及其穩(wěn)定性檢驗表4.5:VAR模型參數(shù)估計值DInSZDInREERDTNTDInIDInSZ(-1)0.0928-0.01400.18310.1702(0.0601)(0.0091)(0.0947)(0.2588)[1.07999][-1.55033][1.93339][0.640125]DInSZ(-2)0.14290.01220.0518-0.3227(0.0902(0.0506)(0.0950)(0.2578)[1.644721][1.33417][0.54532][-1.20988]D1nREER(-1)0.55210.4315-2.0596-6.2503(0.8703)(0.0903)(0.9496)(2.6224)[0.97603][4.80541][-2.16895][-2.34449]DInREER(-2)0.3045-0.0111-0.4320-4.5204(0.7999)(0.0832)(0.8805)(2.4196)[0.36297][-0.13047][-0.49056][-1.85977]DINT(-1)0.00290.00190.2733-0.6204(0.0768)(0.0078)(0.0848)(0.2417)[0.04241]10.26965][3.22204][-2.64334]DINT(-2)-0.01700.00030.19130.8007(0.0803)(0.0069)(0.0819)(0.2256)[0.21221][0.05198][2.33586][3.54407]DINT(-3)0.0119-0.0061-0.0126-0.4867{0.0248)(0.0030)(0.0275)(0.0761)[0.49063][-2.07396][-0.4587]][-6.47741]DInI(-1)-0.01090.0091-0.0252-0.5069{0.0258)(0.0031)(0.0287)(0.0801)[-0.419824][3.15697][-0.87754][-6.40638]DInI(-1)0.00680.0014-0.00170.0571(0.0096)(0.0009)(0.0112)(0.0313)[0.719865][1.40012][-0.14738][1.83887]R-squared0.04620.26980.26630.3674Adj.R-squared-0.01090.22970.22280.3402Sumsq.resids1.82030.02042.200216.7054S.E.equation0.11590.01190.12770.3498F-statistic0.79656.37016.123610.0801Loglikelihood109.4010437.220796.7243-49.2218AkaikeAIC-1.3966-5.9501-1.22250.7979SchwarzSC-1.1998-5.7598-1.04030.9941Meandependent0.01410.0019-0.00910.0139S.D.dependent0.11620.01400.14520.4322正如上表所示，擬合優(yōu)度R較小，主要考慮是由于此處采用對數(shù)差分序列作為被解釋變量，且VAR模型中變量都是平穩(wěn)序列導致的。為能夠進行脈沖響應分析，接下來要對該模型進行平穩(wěn)性檢驗，只有在VAR模型穩(wěn)定的基礎(chǔ)上才能夠進行脈沖響應和方差分解。表4.6反映的是對VAR模型的AR根進行檢驗，如果VAR所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則表明該模型是穩(wěn)定的，若都在單位圓外，即模型是不穩(wěn)定的，分析結(jié)果可能是無效的。表4.6AR根的穩(wěn)定性檢驗RootModulus-0.266887-0.6204250.6698-0.268287+0.6204250.68290.55010.5501-0.328867-0.02107410.3297-0.328867+0.02107410.32970.325041-0.02714100.32610.325041+0.02714100.32610.29400.2940從表中可以看出，對模型AR根進行檢驗的結(jié)果表明，AR根都在單位圓內(nèi)因此可以判定建立的VAR模型是穩(wěn)定的，能夠進行脈沖響應及方差分解分析。5.脈沖響應分析脈沖響應可以反映出當給模型一個標準差的沖擊時，因變量在短期內(nèi)受該沖擊的影響所產(chǎn)生的波動幅度大小及持續(xù)時間長短。其實質(zhì)是一個變量對另一個變量的影響分布情況，反映變量之間的動態(tài)影響。圖4.I、圖4.2，圖4.3分別展現(xiàn)了上證指數(shù)對人民幣實際有效匯率、利率和國際投資總額的脈沖響應結(jié)果，其中縱軸代表反應程度，橫軸代表滯后期數(shù)。圖4.1D1nSZ對D1nREER的脈沖響應圖從圖4.1可以看出，上證指數(shù)對人民幣實際有效匯率指數(shù)給予的一個標準差的沖擊所作出的響應有一定的時滯，第1期響應為0，然后快速作出反應，在第3期時正向沖擊反應達到最大值，隨后正向沖擊反應逐漸減小，至第7期以后趨向于0。從整體來看，二者呈正相關(guān)關(guān)系，即人民幣升值會有助于上證指數(shù)的上漲。圖4.2DInSZ對DINT的脈沖響應圖從圖4.2可以看出，上證指數(shù)對利率給予的一個標準差的沖擊作出響應同樣存在一定的時滯，第1期響應為0，隨后出現(xiàn)負向增長，即利率對上證指數(shù)的影響為負向。在第4期出現(xiàn)了正向響應，但在第5期又回到負向狀態(tài)?？偟膩砜?，沖擊反應圍繞0上下小幅波動并逐漸趨向于0，因此上證指數(shù)對利率的變動敏感度較低。圖4.3DlnSZ對Dln[的脈沖響應圖從圖4.3可以看出，上證指數(shù)對國際投資總額給予的一個標準差的沖擊所作出的反應依然存在一定程度的時滯性，第1期響應為0，在第2期時正向沖擊反應達到最大值，隨后正向沖擊反應逐漸減小，直至第3期出現(xiàn)了負向沖擊的最大值，隨后反應又趨于正向，圍繞0上下波動。因此，國際投資總額前期會正向作用于上證指數(shù)，但隨著市場供求狀況的改變，其對上證指數(shù)的影響也會相應發(fā)生變化，供過于求時，其則會反向作用于上證指數(shù)。6.方差分解通過脈沖響應分析，上證指數(shù)與其他各個變量之間的短期動態(tài)關(guān)系，下面將通過方差分解來進一步觀察人民幣實際有效匯率指數(shù)、利率以及國際投資額對上證指數(shù)波動的貢獻度，即它們對上證指數(shù)波動所發(fā)揮的作用的相對重要程度。表4.7對DlnSZ方差分解的結(jié)果PeriodDlnSZDlnREERnINTDlnI10.1258100.00000.00000.00000.000020.127299.30700.58020.00010.130130.129298.3047I.23410.02040.459640.128798.02081.43060.04290.522150.129197.84161.49110.11180.570460.129197.80221.49560.12330.560170.129197.80341.49720.12470.591280.129197.77971.49780.12690.603190.129197.79041.49690.12690.6012100.129197.80411.49690.12910.6024從上表對DlnSZ的方差分解結(jié)果可以看出，上證指數(shù)受其自身的干擾影響程度從第1期的100%降到第10期的97.8041%，在所有變量中占比最大，這是由于股價具有慣性效應，當期股價會在很大程度上受到過去股價的影響。表中所示D1nREER，DINT，D1nI在第1期的貢獻率均為0，表明人民幣實際有效匯率、利率以及國際投資總額對上證指數(shù)的影響都存在時滯，都是從第1期以后才使上證指數(shù)作出反應，并且對其影響程度不斷加大。到第10期時，人民幣實際有效匯率的貢獻率達到1.5069%，而利率和國際投資總額的貢獻率雖已達峰值但分別只有0.1291%和0.6031%。因此，從作用時滯上看，人民幣實際有效匯率、利率和國際投資總額對上證指數(shù)的影響均表現(xiàn)出持續(xù)且波動增加的狀態(tài)；從效應大小上看，人民幣實際有效匯率對上證指數(shù)波動的影響程度較大，而利率及國際投資總額對其影響程度相對較小。五、結(jié)論與政策建議（一）結(jié)論文章采用實證分析的方法，對人民幣匯率和股票指數(shù)波動二者間的關(guān)系進行量化研究。在第一部分，將國內(nèi)外學者關(guān)于匯率與股票指數(shù)波動方面的研究及主要文獻做一定整理。并根據(jù)這些研究成果對兩者之間的相互關(guān)系作一個初步探討。整理完成后，對于人民幣匯率與股票指數(shù)波動二者間關(guān)系研究狀況有所認識，并進一步明確本文研究的重點。接著，對ADF單位根進行平穩(wěn)性檢驗、給出了VAR模型的參數(shù)估計方法，及運用格蘭杰因果檢驗方法對該模型估算出的系數(shù)，并運用脈沖響應函數(shù)方法對股票指數(shù)波動與人民幣匯率二者間關(guān)系進行實證研究。研究結(jié)果顯示：人民幣匯率波動與股價之間存在Granger因果關(guān)系，即匯率波動對股價存在單向關(guān)系；也就是說，人民幣匯率對于股票指數(shù)的波動有明顯的影響，但是相反，并不會產(chǎn)生明顯的效果。（二）政策建議基于以上分析結(jié)論，本論文將提出如下3點建議：1.加快推進匯率市場化程度一是提高人民幣匯率彈性。第二，提高人民幣匯率政策有效性，保持合理的區(qū)間波動范圍。當前美元處于被削弱的狀態(tài)，但今后對這一階段性反彈將有動力加大之勢，在這種情況下，更應將匯率這一價格調(diào)節(jié)作用發(fā)揮得更為充分。特別在當前階段，全球環(huán)境變化無常，各國面臨中美經(jīng)濟貿(mào)易與政治關(guān)系愈發(fā)復雜多樣，新冠肺炎疫情長期化沖擊等多重壓力，既不斷鞏固國內(nèi)經(jīng)濟穩(wěn)定、在許多方面加大對外開放力度，人民幣匯率彈性的提高就顯得更加必要，一而再，再而三，更高效的吸收外界的影響，使匯率在調(diào)節(jié)國際收支中能得到更充分發(fā)揮。二是提高匯率制度靈活性。第三，實行彈性化的匯率制度。各國應根據(jù)本國國情，以對匯率制度的執(zhí)行做出選擇。因此，我們可以考慮采用彈性化的匯率制度。實行僵化的匯率制度，既有利又有弊，制度剛硬，利于穩(wěn)定通貨膨脹預期，夯實經(jīng)濟發(fā)展，但是當實行剛硬匯率制度時，就會產(chǎn)生制約宏觀政策選擇的作用，削弱處理危機，并使得經(jīng)濟自我調(diào)節(jié)能力無法充分發(fā)揮。并且實行彈性匯率制度，相對于強硬開展，它可以為貨幣政策釋放更多空間，以讓本國經(jīng)濟更好地服務于，并且靈活的制度還能夠有效的縮減應對各類外部沖擊時所消耗的成本。2.開拓無形市場在現(xiàn)代經(jīng)濟不斷發(fā)展的今天，無形市場逐漸成為國際外匯市場的基本趨勢。在我國股市中，股票價格受人民幣匯率影響較大，而股票價格也會受到人民幣匯率的變動而產(chǎn)生相應的變化。在無形的行情中，借助現(xiàn)代互聯(lián)網(wǎng)的手段來完成交易，不僅其覆蓋范圍大，并且向市場傳遞信息的速度較快，還可以降低交易成本；此外，還能夠促進外匯產(chǎn)品和服務創(chuàng)新，并進一步提升我國的金融競爭力。與此同時，因為網(wǎng)絡技術(shù)的發(fā)展，外匯交易也越來越便捷化，從而還能有效降低外匯交易中的各種風險。在這種情況下，無形市場能夠更好地發(fā)揮其作用。并且也符合進行多種交易工作的需求，就能使市場機制的作用更加充分。另外，無形市場能夠促進外匯市場參與者之間的相互理解和溝通，從而達到相互監(jiān)督的作用。另外無形市場也能給外匯市場帶來更多金融產(chǎn)品和多樣化服務內(nèi)容，等等。另外，隨著外匯衍生品的出現(xiàn)和發(fā)展，外匯市場將會逐步向國際化方向邁進，從而實現(xiàn)外匯市場多元化的格局。概括地說，我國外匯市場在逐漸完善和健全的進程中，我國的外匯市場將逐步向國際外匯市場靠攏，并且其規(guī)范化程度將不斷提高。隨著人民幣國際化進程的推進和經(jīng)濟全球化趨勢的增強，我國的外匯市場必將更加開放、自由，從而能夠更好地實現(xiàn)自身的利益最大化。就外匯市場而言，更有投資者介入，使我國外匯市場日趨成熟，還推動金融市場體系不斷健全。并且在外匯市場發(fā)展進程中，也使自己的金融市場得到了進一步改善，推進外匯制度改革。此外，隨著我國經(jīng)濟實力和綜合國力的提升，人民幣國際化進程將會加快，這也為我國的外匯市場提供了更為廣闊的發(fā)展空間。合理利用無形市場進行交易，為外匯市場和股票市場帶來更多的新鮮血液，使國民經(jīng)濟得到更加持續(xù)和迅速的發(fā)展，更加健康地發(fā)展。3.持續(xù)推進人民幣國際化“十四五”期間，人民幣國際化進程中，在很多不同的方面取得了若干新突破，并且人民幣國際化也到達了一個嶄新的階段：從在岸到離岸人民幣，從儲備貨幣到交易貨幣，從結(jié)算貨幣向計價貨幣的轉(zhuǎn)變。在這種趨勢下，傳統(tǒng)的交易方式已經(jīng)不能滿足現(xiàn)代金融市場的需求了。在看不見的市場中，主要是指各類金融產(chǎn)品與服務及相關(guān)衍生金融工具，這一切都表現(xiàn)在看不見摸不著的形態(tài)上，堪稱，無形的市場已充分融入全社會。隨著全球經(jīng)濟一體化趨勢不斷增強，世界各國之間的聯(lián)系日益緊密，尤其是在國際貿(mào)易方面，貿(mào)易便利化程度不斷加深，跨境人民幣業(yè)務得到快速發(fā)展。但對于我國資本賬戶來說，仍然存在更多的監(jiān)管，而且現(xiàn)階段人民幣兌換層次還沒有完全實現(xiàn)可自由兌換，所有這些都表明當前人民幣國際化所處的階段仍然是貨幣國際化發(fā)展的初級階段。在此情況下，人民幣國際化與世界經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密，同時，人民幣的使用范圍也會不斷擴大。所以，在今后一個時期，人民幣國際地位將繼續(xù)下滑，這意味著，我國對人民幣國際化的力度會越來越低。隨著人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算規(guī)模不斷增大，我國與其他國家間的貿(mào)易往來也會進一步增加，人民幣國際化進程必將加快。進入“十四五”期間乃至更長一段時間，人民幣國際化水平有待繼續(xù)穩(wěn)步提高。穩(wěn)定經(jīng)濟增長，需不斷提升中國在國際上的地位。這就要求我們要不斷地加強與其他國家之間的交流合作，以提升我國自身的綜合實力以及對外傳播能力。2020年中國再次抗擊疫情獲得突破性勝利，并為世界各國建立了許多的模型與樣板，為世界各國輸出許多抗擊疫情行之有效的經(jīng)驗從而，國家還獲得了全球眾多國家和民族的高度肯定與尊敬。所以中國在國際上的地位是在世界各國聯(lián)合抗疫上進一步提升。從歷史發(fā)展來看，每個階段都有不同時期的特殊情況，所以每一次重大的變化都會對整個世界產(chǎn)生深遠的影響，而這一過程正是我國所要面臨的重要挑戰(zhàn)之一。受疫情影響，2020年間，世界幾大發(fā)達國家經(jīng)濟增長基本上是負增長，幅度在4%-10%之間，然而，本國卻是世界上唯一一個正增長經(jīng)濟體。這說明，雖然疫情對各國帶來了一定程度的沖擊，但是，這些國家仍然能夠保持較高的經(jīng)濟增速，并繼續(xù)推動全球化向好發(fā)展。在當下這個后疫情時代，要多抓機遇，抓住實時機，進一步加快經(jīng)濟復蘇的步伐，縮小同發(fā)達大國