升值预期、资本流动、股价变化.docx

在亚洲金融危机的时候，人们还在预期，人民币有可能会贬值，出于逃避汇率风险的考虑，大量资本外逃，长期以来，中国的非法资本外逃被视为对国家的一种威胁。 到2002年，情况开始发生了变化，人民币不是预期贬值，而是出现了预期升值，而且升值预期愈演愈烈。首先是在2001 年8 月7 日，英国金融时报的刊登了中国的廉价货币一文；之后，2002 年2 月22日，日本财务大臣盐川正十郎在OECD七国集团会议上向其他六国提案要求逼迫人民币升值；2003 年9 月3 日，美国财政部长斯诺访华就人民币汇率事宜与中国高层磋商。尽管中国货币当局对外宣布将保持人民币价值稳定，但这些承诺并没有改变市场的预期，市场上对于人民币升值的预期一浪高过一浪，人民币面临着巨大的升值压力。在升值预期之下，大量外资流入，豪赌人民币升值。 2005年7月21日，央行出奇不意地宣布人民币兑美元汇率升值2%，并且开始实施以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。之后，人民币汇率走向小幅、渐进升值之路。由于中国经济对出口增长的高度依赖性以及经济结构和经济体制上的一系列问题，中国经济恐难承受短时间内汇率大幅度升值的冲击，（余永定，人民币汇率制度改革的历史性一步，世界经济与政治2005 年第10 期）因此汇率升值采取了小幅、渐进升值的方式。但是小幅、渐进升值也有其固有的问题，那就是并没有将汇率一步或者快速调整到位，让市场留有继续升值的幻想空间，反而有可能会加强升值预期，从而鼓励投机资本的流入。 (误差与遗漏项目差额可以初步用来判断国家监控之外的大部分的资本流动状况，是非常重要的参考数据。该项目是一个人为的平衡项目，用来平衡因统计数据来源不一，甚至数据不全或有错误等原因造成的净差额与官方储备的实际增减数之间的差额，它不仅能反映一国国际收支统计质量的高低，而且能从一个侧面反映未被官方记录的资金流动额，用来监察未纳入政府控制范围内的资本流动状况。净误差与遗漏项数目为负时，表明有可能存在资本外逃现象，反之，则意味着有可能存在着热钱内流现象。从下表中可以看出，从1995年到2001年，净误差与遗漏项数目都为负，而且从1995年到1998年，该项目占进出口总额的比重都在5%以上，根据IMF的经验：如果一国的净误差与遗漏项目逆差额超过该国进出口总额的5%，则该国极有可能存在资本外逃。从1998年到2001年，该比例虽然为负，绝对值逐年下降，表明资本净外流开始减少。 在2002年，净误差与遗漏项目首次出现了77.9亿美元的正值，开始出现外资净流入，并且这种现象越来越明显，在2003年和2004年持续为正，并且数额高达184和200亿美元。2005年和2006年为负值，在2007年，该项又出现了正值，并且数额高达164亿美元。这表明，在升值预期下，大量热钱流人，进入股票和房地产市场，赚取资本收益和货币升值的双重收益。从2002年到2004年，中国内地房地产价格快速上涨，这与净误差与遗漏项目数据为正相吻合，2005年和2006年为负，这可能是外资获利后阶段性回流，也可能和国家外管局采取各种措施严控不合规资金流入有关。2007年又出现外资大量流入。 当然，净误差与遗漏项目数据只是对投机资本流动状况的一个初步判断，具体流入状况还需要进一步的计算。) 可以说，升值预期及其引发的短期资本流入是货币当局面临的一个重要难题。如果不是人民币升值预期，就不会有那么多的短期资本争先恐后地涌入中国，对中国的股票和房地产价格的膨胀推波助澜；如果不是人民币升值预期，货币当局也不会面临那么大的外汇占款压力，基础货币供给的增长速度可能要平稳的多；还是因为升值预期的原因，货币当局在通过控制供给预防经济过热的时候，手中传统货币政策空间越来越小，无论是公开市场业务、再贴现政策还是准备金政策收缩市场流动性的同时有可能进一步提高市场利率，这意味着人民币资产收益率的提高，可能会进一步加重人民币升值预期和吸引外资流入，并且推动资产价格上涨。这里，我们首先对短期资本流入的月度数据进行了估算，然后对其影响因素进行分析，接着我们对升值预期、短期资本的流入、股价变动之间的关系进行了实证检验，在此基础上考察升值预期是否通过短期国际资本流入对股价变动产生影响，以及这种影响的大小。一、短期资本流入的估计 我们所关注的短期资本流动即所谓的“热钱”, 通常具有较高的流动性和隐蔽性,追求高收益、承担高风险。简单地按照借贷的周期长短已经难以区分短期资本和长期资本，比如短期资本可以通过不断展期,转化为长期资本,长期资本也可以在市场上转让,从而拆分为短期资本，所以如何衡量短期资本流动的数量,是一个较复杂的计算问题。短期资本流动追逐的是短期利润，通过套取空间或时间差价，追逐高于平均利润的投机收益，频繁流动于各国之间。短期资本的流入流出，增加了一国的货币政策和宏观调控的难度。例如，大量的短期国际资本流入,会使外汇储备急剧增长。如果中央银行不对新增加的外汇储备进行冲销操作,那么货币供给的增加可能导致信贷扩张和通货膨胀。如果中央银行进行冲销操作,随着冲销的规模越来越大，中央银行票据的利率会不断提高,这一方面可能会进一步鼓励热钱流入,另一方面也会增加偿还中央银行票据利息的成本。不仅如此，短期资本的不断涌入可能造成股票和房地产等资产的价格膨胀，形成金融泡沫，而在大规模撤离的时候又容易导致资产价格暴跌，引发金融危机，这在发展中国家屡见不鲜，因此引起政府和学者的高度关注。 短期国际资本流动的度量,按数据来源的不同,可以分为基于海关数据的计算以及基于国际收支平衡表数据的计算。由于用国际收支平衡表可得的数据最小频率一般是季度数据,目前使用较多的是基于海关数据的计算。与王世华、何帆(2007)的做法相同，我们利用基于海关数据得到的非贸易及FDI资本流动（也称之为非FDI资本流动)来表示短期国际资本流动,其计算公式为:非贸易及FDI资本流动=国际储备增加额-净出口额-净FDI资本流入。计算结果正号表示资本流入,负号表示资本流出。这种计算方法的好处是考虑到了一部分短期资本流动会伪装成经常项目交易，计算的口径较为宽泛，数据也比较容易获得。当然，更为精确的算法则必须对上面的式子做些调整，用其他资本流动净额来表示短期国际资本流动,计算公式为:其他资本流动净额=外汇储备的增加额（经储备价值变化调整，减去银行注资和资产置换）-贸易余额-总的FD I流入额- 中央银行的利息收益。（王世华、何帆(2007)。但这种更为精确的算法对数据的可得性要求较高，由于相关数据的难以获得，所以本文采用第一种算法计算短期国际资本流动，这与王世华、何帆(2007)的做法相同。下图画出了从2003年1月到2007年12月的月度短期国际资本流动状况。 中国短期国际资本流动（2003年1月-2007年12月）单位：亿美元从图中可以看出，在2003年1月到2007年12月共60个月中，有14个月出现短期国际资本的净流出，其余46个月份均为短期国际资本的净流入，因此，总的来看，从2003年以来，中国国际资本流动面临的主要形势是大量短期国际资本的流入。其中，从2003年1月到2005年7月这段时间里，除了3个月存在短期国际资本净流出外，其余月份均为净流入。尤其是从2004年1月2005年7月汇率改革之前，一直表现为短期资本净流入，2004年最后三个月表现最为明显，这三个月的短期资本流入加起来达520亿美元，这恐怕和赌人民币升值有关。2006年7月汇率改革之后，短期国际资本的双向流动变得比较明显，在2005年的10月和11月，出现短期国际资本的净流出，但是数量不是很大，接着短期国际资本又大量涌入，值得注意的是，从2006年下半年一直到年底，连续出现了短期国际资本流出，接着从2007年开始，又出现短期国际资本巨额涌入，2007年上半年流入达1217亿美元，流入规模比以前更加剧烈，下半年又有3个月出现资本流出，可能是获利回流，然后又流入，因此，可以认为汇率改革之后出现了短期国际资本的双向流动。我们将月度的短期国际资本加起来，获得的年度数据如下。年份20032004200520062007短期资本流动(亿美元)379.81098.13465.1461.71319.91从年度数据来看，从2003年到2007年，每年都表现为资本净流入，尤其是2004年和2007年，竟然高达1098.13和1319.91亿美元。将年度数据加总，我们可以看到，在人民币升值预期下，从2003年到2007年，短期国际资本净流入总共达3324.68亿美元，其中2003年到2005年为1943.07亿美元，2006年到2007年为1381.61亿美元，平均每年净流入为664.94亿美元。可以想象，这么多的短期资本流入股票市场和房地产市场，将会起到什么样的作用。二、短期国际资本流动的影响因素分析 有关发展中国家或新兴市场经济国家资本流动的主要相关因素，比较普遍的看法是，短期资本流动主要受国际间资产收益率差异的影响，资本一般从收益率低的经济体流向收益率高的经济体进行套利。短期国际资本具有极强的套利性，我们考虑如下的交易：投资者在国外借入美元，然后将其在外汇现货市场上换成人民币，所得的人民币存入中国国内的银行。同时，投资者在外汇期货或者远期市场上出售未来某时期的人民币期货合约。到期时，投资者从银行取出人民币存款的本金和利息，履行远期或者期货合约，将人民币换回美元，并且偿还美元债务的本金和利息。由于外汇远期和期货市场的存在，这样的交易在理论上是不存在风险的。通过该项交易，投资者所获得的收益是人民币相对于美元的“套补利率价差”（covered interest rate differential），或者称为“持有人民币相对于美元的超额收益率”，用公式表示就是： 如果考虑套利成本，则可以进一步表示为：其中，表示人民币利率，表示美元利率，表示人民币相对于美元的预期升值率，表示套利成本。如果通过上述交易有利可图，那么套利者就会参与这个交易获取无风险利润，直到“套补利率平价”成立，也就是消除套利机会。而且人民币相对于美元的超额收益率越高，就越有可能吸引更多的美元资本参与这样的交易，表现为更大数量的短期国际资本流入，如果人民币相对于美元的超额收益率持续为正，套利机会持续存在，那么就会有短期国际资本的持续流入。从上述公式我们也可以看出，影响短期国际资本流入的主要因素是利差和预期汇率的变动。就利差而言，短期国际资本通常由利率低的国家流向利率高的国家。早期Calvo，Leiderman和Reinhart（1993、1994、1996）对拉美及亚洲国家的研究认为利率是驱动国际资本流动的最主要因素。Cardoso，Goldfajn(1997）对巴西的研究表明，国际资本流动的波动很大程度上可以被世界利率水平的变化所解释。Kohli（2001）对印度的研究也发现，1989-1992年美元利率的下跌和当时西方国家经济陷入低潮是国际资本流入印度的主要因素。另外，Fernandez，Montiel （1995）对一些发展中国家的研究，Ying，Kim（2001）对韩国以及墨西哥的研究也都支持这一观点。但也有一些学者持不同的看法，比如Hernandez，Mellado 和Valdes （2001）对新兴市场经济国家的研究表明，实际利率对资本流动的影响并不是很重要。国内学者就利差对短期资本流动的影响也有不同的看法。比如，王琦（2006）的研究认为，当前我国的资本流动以长期资本为主，在短期资本流动受限和我国利率市场化程度比较低的情况下，利差对我国国际资本流动的作用并不显著。刘立达（2007）的研究表明，短期国际资本的流入并不能被利率差的变化所解释，利差并没有在国际资本流动中扮演重要角色。而王信（2003），张谊浩，裴平，方先明（2007），陈学彬，余辰俊，孙婧芳（2007），王世华，何帆（2007）等的研究表明，利差对短期国际资本流动的影响比较显著。就汇率变动而言，出于套汇动机，短期国际资本通常会向货币持续升值或有着很强升值预期的国家涌入。Dabos，Ramon对墨西哥的研究发现，实际汇率水平的上升对于资本流动的影响比较显著。Lipschitz,Lane,Mourrnouras（2002）对中东欧转型经济国家的研究发现，资本流入与该地区许多国家的汇率上升相关联，一方面升值预期触发了资本流入，另一方面资本流入又导致汇率的上升。国内的学者如陈学彬，余辰俊和孙婧芳（2007），王世华，何帆（2007），徐高（2007）等的研究也表明，预期的汇率变动对短期国际资本流动有着显著的影响。除了利差、预期汇率变动之外，张谊浩，裴平，方先明（2007）认为，国内资产价格指数的变动是短期国际资本流入的重要原因。该文认为，近10 年来短期国际资本大规模流入中国大陆，不仅仅是出于国内外利差和人民币升值预期所形成的“套利”或“套汇”诉求，而且还是为了获取“套价”收益，如房地产价格差和国有资产流失所形成的收益。例如, 短期国际资本大规模涌入并聚集于房地产业, 通过推动房地产资产价格的过度上涨，然后相机脱手获利即是一种典型的套价行为；又如, 短期国际资本参与国有企业改制, 以低估价格并购国有资产, 然后以高价出手获利也属于套价行为。这种流入中国大陆的短期国际资本是为套取资产价格变动的差价，其投机行为被称为“套价”。在经济转型时期，获取“套价”收益可能是短期国际资本流入中国大陆的主要动机之一。为更好地解释短期国际资本流入及其动机，该文对利率平价模型进行拓展，根据柯布-道格拉斯生产函数构建了基于利率、汇率和价格的三重套利模型，然后利用1996-2005年之间的季度数据,从“套利”、“套汇”、“套价”这三个角度对中国的短期国际资本流入及其动机进行了实证研究。但是，该文仅选取固定资产投资价格指数来反映国际短期资本流入中国大陆进行“套价”的价格因素，并没有考虑金融资产比如股票价格的变动对短期国际资本流动也可能产生影响，事实上，股票等金融资产比固定资产更具流动性，在获利之后更容易脱手，不能排除在证券市场上的“套价”也可能是短期国际资本流入中国的一个动机。总的来看，国内外相关研究成果对解释短期国际资本流动的一般规律和社会经济效应具有启示与借鉴意义。特别是国内学者对短期国际资本流动所做的研究有利于我国资本项目更好地管理和利率、汇率政策的正确制定。但是，已有的研究较多地集中在短期国际资本流入的动机和影响因素方面，单方向地考察这些因素对短期资本流动的作用，采用的方法主要是回归和协整，然而，回归和协整方程所建立的关系只是相关关系，未必是因果关系，而且变量之间也可能存在相互影响的关系，例如，汇率、利率与短期国际资本流动之间建立的相关关系很难说是因果关系，即使是因果关系，那么到底是利率、汇率的变化引起了短期国际资本流动的变化还是短期国际资本流动的变化引起了汇率和利率的变化，这需要进一步的检验。另外，在升值预期下，到底是股价变动吸引了短期国际资本流入还是短期国际资本流入是股价变动的原因，对两者关系的研究较多地是在理论层面上探讨或者猜测，还缺乏实证的支持。 综合上述研究成果，本文选取预期升值率变动、利差变动、短期国际资本流入、股价变动这四个变量，运用向量自回归（VAR）的方法，以及在此基础上的Granger因果检验等，考察各变量之间的相互关系，其优点是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，进而考察全部内生变量之间可能存在的相互影响关系，避免了先验地、单方向地去分析各因素对短期国际资本流动的影响，当然，我们的最终目的是通过考察变量之间的相互关系，去验证升值预期是否会通过短期国际资本流动影响股价的变动，如果有，那么这种影响有多大。三、升值预期、短期国际资本流入、股价变动关系的实证分析短期国际资本流入:记为SCF，与上文中一致。利差：本文以美元1年期LIBOR 作为美元利率的代表，人民币1年期利率则采用了两个指标，一个是央行规定的一年期定期存款利率，该利率数据时间跨度长，由央行根据经济形势调整，大部分时间缺少变动，利率水平未能充分反映市场资金供求状况。所以本文还用了第二个人民币利率指标-人民银行1年期央票利率。央票利率变化灵活，更能反映市场上的资金供求状况，但是这个序列长度较短，仅从2003年4月才有数据。我们用人民币1年期定期存款利率和1年期央票利率分别减去1年期LIBOR美元利率，获得两个利差，分别记为IDIFF_CB和IDIFF_DEPO，在下面的计量分析中，我们分别考察两个利差与其他变量之间的关系，以期获得一个更完整的了解。升值预期：我们用人民币无本金交割远期外汇交易(NDF)市场所隐含的预期升值率来度量升值预期的强度。NDF的价格反映了市场对人民币升值的预期，通过1年期NDF远期价格和人民币的即期汇率即可算出人民币1年期的预期升值率。其计算公式如下：其中，IMA表示隐含升值率，S表示直接标价法下的人民币即期汇率，F表示直接标价法下的NDF市场人民币远期汇率。股票价格：我们用上证综合指数来反映国内股票市场价格水平，当然，在样本期内A股指数与综合指数高度相关，所以所得结果差别不大。上证综合指数记为ZHINDX。我们所能测算的短期资本流动的最高频率数据为月度数据，所以我们使用月度数据进行分析。由于人民币升值预期从2002年之后比较显著，央票利率从2003年4月才开始有，而完全使用2005年7月汇率改革以来的月度数据则太短，因此我们使用2003年5月到2007年12月的月度数据来分析。计算短期国际资本流动所用到的外汇储备、进口、出口、净FDI资本流入等数据都是来自于WIND，计算利差所用的1年期LIBOR美元利率和一年期定期存款利率来自于WIND，月数据是用当月日数据的平均来获得，1年期央票利率则来自于红顶。计算预期升值率所用的NDF数据来自于Bloomberg，即期汇率数据来自于美国联邦储备银行圣路易斯分行联邦储备经济数据库(Federal Reserve Economic Data)，月数据也是用当月交易日数据平均而成。上证综合指数数据来自于wind，采用当月交易日收盘价指数平均而成。计量分析：我们的目的是要分析升值预期是否会通过短期资本流动影响股价变动，所以利用Eviews6.O对短期资本流动、预期升值率、利差、股价这四个变量进行单位根检验、基于VAR的格兰杰因果检验、脉冲响应和方差分解。一、单位根检验 我们采用扩展的Dick-Fuller法（ADF）对每个时间序列进行平稳性检验。根据数据图形选取适当的带截距项和趋势项的模型，并由Eviews使用最小信息准则SC(Schwarz criterion)自动确定ADF滞后阶数。表1为检验的结果。表1.各变量的单位根检验变量检验形式统计值5%临界值是否平稳SCF(c,0,0)-4.98-2.92是IDIFF_CB(c,t,0)1.45-3.49否D(IDIFF_CB)(c,t,0)-4.69-3.50是IDIFF_DEPO(c,t,2)1.70-3.50否D(IDIFF_DEPO)(c,t,0) -4.61-3.50是IMA(c,t,1)-2.83-3.50否D(IMA)(0,0,0)-5.50-1.95是ZHINDX(c,t,3)1.43-3.50否D(ZHINDX)(c,t,2)-4.87-3.50是注：检验形式(c,t,n),c和t表示带有常数项和趋势项,n表示所采用的滞后阶数,D为差分算子。检验结果表明，除了短期资本流动SCF为平稳序列外（陈学斌（2007），徐高（2007）计算得出的短期资本流动用单位根检验发现都是平稳序列），其它变量在水平层面上都是非平稳的，而在一阶差分层面上是平稳的，也就是说其他几个变量都是一阶单整的，即I（1）过程。我们将非平稳序列利差、预期升值率、股价取差分，化成平稳序列，分别计为：DIDIFF_CB、DIDIFF_DEPO、DIMA、DZHINDX。 二、VAR模型和Granger因果检验 为了考察各平稳序列之间的相互关系，我们对其建立VAR模型并在此基础上进行Granger因果检验。VAR模型同等对待经济系统的所有变量，避免人为区分哪些变量是内生或外生的问题，Granger因果检验则用来检验变量间是否存在因果关系，而不仅仅是简单的相关关系。 根据利差选取的不同，我们分两组变量加以考察，一组是：SCF、DIDIFF_CB、DIMA、DZHINDX；另一组变量为：SCF、DIDIFF_DEPO、DIMA、DZHINDX。在建立VAR模型的时候，滞后阶数p的确定至关重要，如果滞后阶数p选得太小，误差项的自相关会很严重；而如果选得太大，则会导致自由度减少，影响参数估计量的有效性。为此，我们综合VAR模型的LR值、FPE 值、AIC值、SC值、HQ值来确定最优滞后阶数。检验结果表明，对于这两组变量所分别建立的VAR模型，除了AIC准则外其余的四个准则都建议滞后阶数取1，因此，我们将这两个模型的滞后阶数取为1。建立的VAR模型如下，括号内为t检验统计值。对于第一组变量SCF、DIDIFF_CB、DIMA、DZHINDX，建立的VAR模型为：SCF=0.344512SCF （-1）-86.53316DIDIFF_CB（-1）+ 3832.689DIMA（-1）+0.038802 （2.76095） （-1.72116） （2.20446） （0.65539）DZHINDX（-1）+ 26.41330 （1.71785） DIDIFF_CB=-0.000496SCF （-1）+0.423906DIDIFF_CB（-1）+4.371434DIMA（-1）+ （-1.57886） （3.35068） （0.99919） 0.000130DZHINDX（-1）-0.004830 （0.87472） （-0.12484） DIMA=-4.17E-06SCF （-1）+0.009195DIDIFF_CB（-1）+0.183702DIMA（-1）-5.68E-07 （-0.43635） （2.39008） （1.38088） （-0.12538）DZHINDX（-1）+0.001728 （1.46909）DZHINDX=0.537530SCF (-1)+156.4827DIDIFF_CB（-1）-1313.975DIMA（-1）+ （1.99524） （1.44159） （-0.35005） 0.368387DZHINDX（-1）+17.40824 （2.88194） （0.52439） 对于第二组变量SCF、DIDIFF_DEPO、DIMA、DZHINDX，建立的VAR模型为：SCF=0.356890SCF （-1）-97.03500DIDIFF_DEPO+3947.511DIMA（-1） (2.83412) (-1.29602) (2.17697) +0.060694DZHINDX（-1）+24.65767 (0.93227) (1.54328) DIDIFF_DEPO =-0.000144SCF （-1）+0.559087DIDIFF_DEPO（-1）+0.105023DIMA（-1） (-0.66387) (4.32908) (0.03358) +9.54E-05DZHINDX（-1）-0.009315 (0.84921) (-0.33798)DIMA=-5.35E-06SCF （-1）+0.011843DIDIFF_DEPO（-1）+0.159884DIMA（-1） (-0.55483) (2.06534) (1.15129) -3.43E-06DZHINDX（-1）+0.002001 (-0.68883) (1.63502) DZHINDX=0.525885SCF （-1）+301.5507DIDIFF_DEPO（-1）-2477.494DIMA（-1） (1.98905) (1.91830) (-0.65075) 0.284337DZHINDX（-1）+27.63729 (2.08017) (0.82387)下面我们给出基于VAR模型的Granger因果关系检验结果。在下表中，对右方变量各自的全部滞后期前系数的Ward联合检验结果可以表明该变量是否会影响左侧变量。表中给出了Ward检验零假设的伴随概率P值，零假设为变量各自的滞后期前系数全部为零。 对于第一组变量，基于VAR模型的Granger因果关系检验如下： 原因结果SCFDIDIFF_CBDIMADZHINDXSCF0.08520.02750.5122DIDIFF_CB0.11440.31770.3817DIMA0.66260.01680.9002DZHINDX0.04600.14940.7263 对于第二组变量，基于VAR模型的Granger因果关系检验如下： 原因结果SCF DIDIFF_DEPODIMADZHINDXSCF0.19500.02950.3512DIDIFF_DEPO0.50680.97320.3958DIMA0.57900.03890.4909DZHINDX0.04670.05510.5152从上面的两张表中我们可以看出，无论是第一组变量还是第二组变量，基于VAR模型的Granger因果检验都表明，升值预期的变动是短期国际资本流动的Granger原因，P值分别为0.0275和0.0295，我们这里暗含的关系是一定时点上滞留在中国境内的短期国际资本总量与一定的预期升值率相关，而短期国际资本总量的变化，即短期国际资本的净流入与预期升值率的变动相关，在这里，预期升值率的变动是短期国际资本净流入的原因，升值预期确实影响到了短期国际资本流动。无论是第一组变量还是第二组变量，基于VAR模型的Granger因果检验都表明，短期国际资本流动是股价变动的Granger原因，P值分别为0.0460和0.0467。预期升值率的变动并不是股价变动的Granger原因，P值分别为0.7263和0.5152，也就是说升值预期并没有直接对股价变动产生影响。 上面的结果表明，升值预期通过影响短期国际资本流动，从而对股价的变动产生了影响。尽管我国存在着资本管制，证券市场对外资的开放程度有限，但是，在升值预期下，出于“套汇”动机的短期国际资本通过各种合法或者非法的渠道进入我国，对证券市场的价格变动产生了冲击。当升值预期强烈时，短期国际资本大量流入，当预期逆转或者获利回流时，又大肆流出，如此大进大出，容易造成资产价格的暴涨暴跌。我国2005年汇率改革之后，股票价格急剧上升，2008年之后又大幅下跌，这跟短期国际资本流动及其带来的“示范效应”恐怕不无关系。从利差变动和短期国际资本流动的关系来看，两组变量所显示的关系有所不同。在第一组变量中，利差是由1年期央票利率和美元LIBOR计算获得，利差变动是短期国际资本流动的Granger原因，P值为0.0852，说明短期国际资本确实具有“套利”动机，市场利率变动会影响短期国际资本流动。短期国际资本流动比较微弱地是利差变动的原因，P值为0.1144，这可能是因为，一方面，在汇率相对缺乏弹性的情况下，短期国际资本的大量流入会造成国内基础货币乃至货币供给的变动，使得国内市场利率水平趋于下降，另一方面，央行不断的冲消操作和收缩流动性的措施又容易造成市场利率的上升，这两种效应相互抵消，所以使得短期国际资本流动对市场利率变动有影响，但是影响不是很显著。央票利率市场化程度较高，而一年期定期存款利率主要由央行根据经济形势规定，缺少变动，利率水平未能充分反映市场资金供求状况。因此，在第二组变量中，由一年期定期存款利率和美元LIBOR利率计算获得的利差与短期国际资本流动之间，并没有显示出Granger原因关系，P值分别为0.1950和0.5068。从利差变动和股价变动的关系来看，两组变量都显示，股价的变动并不是利差变动的Granger原因，P值分别为0.3817和0.3958。在第一组变量中，利差变动不是股价变动的Granger原因，P值为0.1494，可能的原因是，市场利率的变动通过预期对股价产生的效应在月度数据中已经丧失，需要更高频率的数据才能反映出来，也有可能是因为市场利率的提高会吸引短期国际资本的进入，对股价起推动作用，投资者也会对此产生预期，利率提高本来对股市产生的负面效应被抵消，而且在牛市的时候投资者相信股价会进一步上涨，对市场利率的反应并不敏感，因此市场利率的变动对股价变动的影响不是很显著。在第二组变量中，利差变动是股价变动的Granger原因，P值为0.0551，可能的原因是相比央票利率所代表的市场利率而言，一年期定期存款利率更直接地影响到了储蓄，储蓄变动对股价变动产生了影响，关于储蓄分流对股价变动的影响，在下一章中我们会有所提及。从利差变动和预期升值率的变动来看，两组变量都显示，预期升值率的变动并不是利差变动的Granger原因，P值分别为0.3177和0.9732。而利差变动是预期升值率变动的Granger原因，P值分别为0.0168和0.0389。既然利差变动会对升值预期产生影响，那么无论是人民币利率上升还是美元利率的下降，都有可能加重升值预期。反过来，我们可以采取下调本币利率的策略，弱化市场的升值预期。遗憾的是，两组变量中，我们都没有发现股价变动是短期国际资本流动的Granger原因，P值分别为0.5122和0.3512。为了验证短期国际资本流动在证券市场上是否具有“套价”动机，我们再做了进一步的尝试，我们取股价月度变动率而不是差分的形式，股价月度变动率以本月指数与上月指数之差，再除以上月指数来表示，记为RZHINDX，表示收益率，单位根检验表明，它同样是平稳序列。这时的两组变量分别为：SCF、DIDIFF_CB、DIMA、RZHINDX 和SCF、DIDIFF_DEPO、DIMA、RZHINDX，我们同样对其建立VAR模型并进行Granger因果检验，但是两组变量的结果依然表明，股价变动率不是短期国际资本流动的Granger原因，P值分别为0.3142和0.2451。不得不承认，我们的做法仍有缺陷，如果用预期的股价指数变动率或者预期的股价指数变动率的差分来验证短期国际资本流动在证券市场上的“套价”动机可能更为合适。但是，预期的股价指数和预期的股价指数的变动率在国内相关远期、期货产品出来之前，难以有一个很好的度量，所以本文没有就此问题进一步探讨下去，而且这也不是本文所要研究的重点。尽管如此，如果将短期国际资本流入也取成月度变动率的形式，计为RSCF,然后对两组变量RSCF、DIDIFF_CB、DIMA、RZHINDX和RSCF、DIDIFF_DEPO、DIMA、RZHINDX，分别建立VAR模型并进行Granger因果检验，我们还是发现，股价变动率是短期国际资本流入变动率的Granger原因，P值分别为0.0323和0.0387，但是这里取的是短期国际资本流入的变动率序列而不再是原序列，所以严格地来说，也不能认为这已证实了短期国际资本流动在证券市场上的“套价”动机。 三、脉冲响应函数脉冲响应函数可以用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量即期和远期取值的影响。在VAR模型中，通过变量之间的动态结构，对以后的各变量将产生一系列连锁变动效应，将VAR模型改写成向量移动平均模型(VMA)：其中，=（）为系数矩阵，则对的脉冲引起的响应函数为， 。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的广义脉冲响应函数进行分析，从而避免了以往研究中经常采用的Cholesky分解技术存在的对冲击识别的任意性和结果对变量排序的依赖。下面我们画出了两组变量的基于VAR模型的脉冲响应图。第一组变量SCF、DIDIFF_CB、DIMA、DZHINDX的脉冲响应图：第二组变量SCF、DIDIFF_DEPO、DIMA、DZHINDX的脉冲响应图：由于这两组变量的脉冲响应图差别不是很大，所以我们仅以第一组变量的脉冲响应图为例来分析说明问题。在第一组变量中，利差是由央票利率和美元LIBOR计算获得，央票利率代表国内市场利率。从第一组变量的脉冲响应函数来看，变量DIMA一个单位的正向标准差冲击会使得SCF即刻上升，并在第二期达到最大，之后随着时间的推移，冲击效应逐渐下降为零。这表明，预期升值率变化的上升对短期国际资本流入具有正向效应。当前一个月预期升值率给定，那么预期升值率变化的上升就由本月预期升值率上升所致，这会增加短期国际资本流入。变量SCF一个单位的正向标准差冲击对DZHINDX有一个短暂的负面效应，但随即消失并变为正面效应，在第二期股价变动便上升到最大值，之后冲击效应逐渐减弱，在第六期已基本下降为零。在整个期限内，冲击效应主要为正。这表明，短期国际资本流入会增加股价的变动值，当前一个月股价给定，那么股价变动的上升就由本月股价上升所致，这意味着短期国际资本流入会推动股价上升。来自SCF一个单位的正向标准差冲击对DIDIFF_CB具有负向效应，在第二期影响最大，之后逐渐减弱为零。这表明，短期国际资本流入对利差变化具有负向效应，短期国际资本流入影响了国内货币供给，使国内市场利率走低，当给定美元利率、前期的本币利率时，利差变化值也随之下降。来自DIDIFF_CB一个单位的正向标准差冲击对DIMA具有正向效应，