《人民幣匯率波動(dòng)與股票價(jià)格關(guān)系實(shí)證研究》10000字（論文）

人民幣匯率波動(dòng)與股票價(jià)格關(guān)系實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u4141人民幣匯率波動(dòng)與股票價(jià)格關(guān)系實(shí)證研究 -1-249071文獻(xiàn)綜述 -2-47391.1國(guó)外學(xué)者的研究 -2-20711.2國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究 -3-263232變量和數(shù)據(jù) -3-150142.1變量的選擇 -3-91652.2變量數(shù)據(jù) -4-236563實(shí)證過(guò)程與結(jié)果分析 -5-124373.1VAR模型介紹 -5-275243.2各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn) -6-163843.3VAR模型的建立 -6-285733.4脈沖分析 -8-252864結(jié)論與政策建議 -8-101754.1結(jié)論 -8-205184.2政策建議 -9-14574參考文獻(xiàn)： -9-16593ratefluctuationsandstockprices -10-內(nèi)容提要：隨著中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革的發(fā)展，股票價(jià)格和人民幣匯率波動(dòng)兩者之間的關(guān)系不斷加強(qiáng)，尤其是在2005年匯改之后，人民幣匯率政策和股票市場(chǎng)的改變使股票價(jià)格與人民幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)性不斷的形成與發(fā)展。本文基于外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)，以人民幣兌美元匯率和滬深300指數(shù)作為變量，數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2016年1月至2020年12月，數(shù)據(jù)類型為月度數(shù)據(jù)；通過(guò)構(gòu)建VAR模型、采用格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)模型系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)和分析脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)股票價(jià)格和人民幣匯率波動(dòng)兩變量之間的關(guān)系進(jìn)行研究。結(jié)果表明，在對(duì)人民幣匯率波動(dòng)和股價(jià)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中，發(fā)現(xiàn)有單向的從人民幣匯率波動(dòng)到股價(jià)的因果關(guān)系，即人民幣匯率波動(dòng)對(duì)股價(jià)的影響是顯著的。關(guān)鍵詞：人民幣匯率波動(dòng)；VAR（向量自回歸）模型；股票價(jià)格；匯率是我們對(duì)外匯市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行判斷的一個(gè)關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)變量，并且匯率的高低可直接反映本國(guó)的國(guó)際購(gòu)買力。而匯率制度從只盯住美元到“7.21”匯改以一籃子貨幣為基礎(chǔ)，再到“8.11”新匯改都對(duì)匯率制度進(jìn)行了不斷地完善，匯率的彈性也一直在不斷地增大。作為重要金融市場(chǎng)之一的股票市場(chǎng)，其是使我國(guó)資金得以流通的主要場(chǎng)所，而我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r可以通過(guò)股票市場(chǎng)的興盛與蕭條反映出來(lái)；并且用國(guó)民經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”來(lái)表示。在2014年開(kāi)通了“滬港通”、在2016年開(kāi)通了“深港通”，這兩“通”代表著我國(guó)在資本項(xiàng)目這一方面也在逐步的走向開(kāi)放，這表明中國(guó)金融市場(chǎng)與國(guó)際金融市場(chǎng)的掛鉤正在日益增強(qiáng)。當(dāng)今，世界正在經(jīng)歷著百年未有之大變局，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也面臨著國(guó)內(nèi)外復(fù)雜環(huán)境發(fā)生變化；在貿(mào)易戰(zhàn)惡化、穩(wěn)定后疫情時(shí)代的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、鞏固脫貧成果的內(nèi)部環(huán)境和世界經(jīng)濟(jì)低迷、保護(hù)主義上升、全球市場(chǎng)萎縮的外部環(huán)境下，對(duì)人民幣匯率和股票價(jià)格都存在著一定的影響。因此，研究股票價(jià)格和人民幣匯率波動(dòng)的關(guān)系對(duì)適應(yīng)復(fù)雜多變的環(huán)境具有相當(dāng)程度的實(shí)際意義。1文獻(xiàn)綜述在上世紀(jì)70年代時(shí)布雷頓森林體系瓦解之后，全球各經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國(guó)開(kāi)始逐漸對(duì)本國(guó)貨幣與美元之間建立起的固定匯率進(jìn)行放棄使用，各經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國(guó)逐漸開(kāi)始將匯率制度轉(zhuǎn)變?yōu)楦?dòng)匯率制度。隨著股市規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大以及匯率市場(chǎng)波動(dòng)的起起伏伏，從上個(gè)世紀(jì)70年代以來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者以及國(guó)外學(xué)者們逐漸開(kāi)始研究股票市場(chǎng)與匯率市場(chǎng)之間的相關(guān)關(guān)系。但學(xué)者們的研究方向也會(huì)存在不同：以匯率或者是股票價(jià)格其中之一作為起始變量的理論分析；通過(guò)多個(gè)不同的傳導(dǎo)中介或傳導(dǎo)機(jī)制作進(jìn)行研究?jī)墒械年P(guān)系；以國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為分類，研究發(fā)展中國(guó)家之間或者其中一個(gè)國(guó)家的兩市關(guān)系；以金融危機(jī)的發(fā)生時(shí)間作為研究時(shí)間的分界點(diǎn)，研究?jī)墒兄g在危機(jī)前、危機(jī)期間以及危機(jī)后的關(guān)系變化。而由于研究的方向不盡相同，所得到的結(jié)論也有差異：在外匯市場(chǎng)與股票市場(chǎng)兩者之間的關(guān)系有多種情況的存在：有單向影響的關(guān)系、也有兩者之間相互影響的關(guān)系以及兩者之間沒(méi)有任何的相關(guān)關(guān)系；通過(guò)運(yùn)用不同傳導(dǎo)中介或機(jī)制來(lái)進(jìn)行分析的兩市相關(guān)性也各不相同，其在國(guó)內(nèi)和國(guó)外市場(chǎng)也存在差別。1.1國(guó)外學(xué)者的研究Fisher和Dornbusch(1980)最先提出了匯率對(duì)股票價(jià)格單向的影響關(guān)系，并在20世紀(jì)80年代建立了流量導(dǎo)向模型。該模型主要以匯率為起始變量，描述了在匯率變動(dòng)初期，其一國(guó)的企業(yè)在國(guó)際上的競(jìng)爭(zhēng)力會(huì)首先被影響到，緊接著其影響會(huì)轉(zhuǎn)換到該國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易，而國(guó)內(nèi)公司的收益和股票價(jià)格將最終被影響到，這是一個(gè)單向的從匯率到股價(jià)的因果關(guān)系，并且還認(rèn)為股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)可以被匯率水平的變動(dòng)影響到，但是股票價(jià)格變動(dòng)卻無(wú)法影響到匯率水平變動(dòng)。Barnson(1981)則提出了股票導(dǎo)向模型，該模型的起始變量是股票價(jià)格，認(rèn)為股票價(jià)格上升時(shí)，外國(guó)投資者會(huì)進(jìn)行大量投資，以便獲取高流動(dòng)性；進(jìn)而會(huì)對(duì)本國(guó)貨幣需求增加，而對(duì)外幣的需求將會(huì)有減少的作用，這將會(huì)對(duì)本國(guó)貨幣起到相對(duì)升值的作用，這是一個(gè)單向的從股價(jià)到匯率的關(guān)系。Smyth和Nandha(2003)研究了南亞國(guó)家印度、巴基斯坦、孟加拉國(guó)和斯里蘭卡的外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)之間的關(guān)系，研究的結(jié)論表明，貨幣匯率水平與股價(jià)之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系;但斯里蘭卡與印度這兩個(gè)國(guó)家的的匯率水平可以格蘭杰引起股票市場(chǎng)價(jià)格水平波動(dòng)。Irandoust等(2002)以瑞典作為研究對(duì)象，研究了的外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)兩者之間的關(guān)系；得出單向的從股票價(jià)格水平到匯率水平的因果關(guān)系。Pan、Fok等(2007)研究了7個(gè)東亞地區(qū)的國(guó)家(或地區(qū))，在1988年到1998年金融危機(jī)發(fā)生前后股票價(jià)格和匯率兩者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，以匯率制度的變化、資本管制和進(jìn)出口貿(mào)易等為分析二者波動(dòng)的影響因素，研究表明危機(jī)前，新加坡、韓國(guó)和中國(guó)臺(tái)灣這三個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）得到了相同因果方向的結(jié)論，即單向的從股價(jià)到匯率的Granger因果關(guān)系，但是在中國(guó)香港、日本、馬來(lái)西亞和泰國(guó)這四個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）則存在與其他三國(guó)（或地區(qū)）相反的因果關(guān)系，也即匯率的格蘭杰結(jié)果是股價(jià)；然而在危機(jī)期間，除馬來(lái)西亞的匯率和股票價(jià)格兩者之間的關(guān)系存在不同之外，其余六國(guó)的股票價(jià)格的格蘭杰原因是匯率；并且七國(guó)（或地區(qū)）都沒(méi)有從股價(jià)到匯率的格蘭杰原因。Kim（2003)研究日本、美國(guó)、和澳大利亞這三個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家；通過(guò)對(duì)比，分析了這三個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家在金融危機(jī)發(fā)生前后，各國(guó)的匯率與股票價(jià)格兩者之間的關(guān)系，分別用不同國(guó)家的數(shù)據(jù)建立各自的向量自回歸模型，從結(jié)果可得到：在短期時(shí)，危機(jī)前后貨幣匯率與股票價(jià)格兩者之間存在著密切的關(guān)系；然而在長(zhǎng)期時(shí)，匯率和股票價(jià)格兩者之間的均衡關(guān)系存在于金融危機(jī)發(fā)生前，但是這種均衡關(guān)系在金融危機(jī)發(fā)生之后就不存在了。Rahman和Uddin(2009)以印度、巴基斯坦和孟加拉國(guó)為研究對(duì)象，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這三個(gè)國(guó)家兩者之間均沒(méi)有協(xié)整關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系。Hsing（2006)選擇的研究對(duì)象是波蘭國(guó)家，對(duì)變量匯率和股票價(jià)格的時(shí)間序列進(jìn)行多元線性回歸分析，得到的結(jié)論表明波蘭匯率不受到波蘭證券市場(chǎng)價(jià)格任何的影響。1.2國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究與國(guó)外的資本市場(chǎng)相比，國(guó)內(nèi)的資本市場(chǎng)發(fā)展比較晚。因此，國(guó)內(nèi)學(xué)者們對(duì)于股票市場(chǎng)和外匯市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)的研究沒(méi)有國(guó)外早，而且國(guó)內(nèi)現(xiàn)階段的理論基礎(chǔ)和研究模型沒(méi)有像國(guó)外一樣比較成熟。而且國(guó)內(nèi)關(guān)于外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)相關(guān)性的研究主要集中是在2005年匯率改革和股權(quán)分置改革之后，由于本國(guó)與其他各個(gè)國(guó)家的國(guó)情不同，國(guó)內(nèi)在外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)之間的相關(guān)性的研究與國(guó)外在這方面的研究也存在著很大的差異。孫建平(2004)以研究資本市場(chǎng)如何被資本項(xiàng)目的變動(dòng)和匯率彈性引起波動(dòng)，結(jié)論表明，其他國(guó)家的財(cái)政貨幣政策的變動(dòng)以及境外資本的流入流出所帶來(lái)的乘數(shù)效應(yīng)在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)上都使匯率發(fā)生變動(dòng)，最終影響產(chǎn)品的價(jià)格。劉贛州(2006)通過(guò)選取不同的四種傳導(dǎo)中介來(lái)研究匯率和股票價(jià)格這兩個(gè)市場(chǎng)的深入關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)由于傳導(dǎo)中介的不同，其起作用的傳導(dǎo)方式也不同。張迪、郭華、陳垚彤（2019）通過(guò)對(duì)匯率波動(dòng)對(duì)股票市場(chǎng)影響進(jìn)行理論分析，了解到了匯率的波動(dòng)對(duì)股價(jià)產(chǎn)生的影響主要是依靠一系列的傳導(dǎo)途徑來(lái)實(shí)現(xiàn)的。劉志軍(2008)研究得出，在當(dāng)前人民幣持續(xù)升值的情況下，外國(guó)資本傳導(dǎo)機(jī)制的傳導(dǎo)性還是非常強(qiáng)的。姚星垣和郭福春(2007)通過(guò)研究五種不同的機(jī)制傳導(dǎo)的影響程度大小和產(chǎn)生作用的強(qiáng)弱，結(jié)論顯示其在國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)之間存在著很大的差別。鄧桑和楊朝軍(2008)通過(guò)研究匯率與股票價(jià)格兩者之間的關(guān)系，結(jié)論表明，在長(zhǎng)期時(shí)，二者表現(xiàn)出反向的均衡關(guān)系，與此同時(shí)也存在單向的從匯率市場(chǎng)到股票市場(chǎng)的Granger因果關(guān)系。張兵等(2008)通過(guò)研究可得，在長(zhǎng)期時(shí)，匯率與股票價(jià)格存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，然而當(dāng)從短期來(lái)看時(shí)，二者的因果關(guān)系又與長(zhǎng)期時(shí)的不盡相同；人民幣匯率與股票價(jià)格兩者之間在長(zhǎng)短期與之符合的模型不盡相同，長(zhǎng)期時(shí)為流量導(dǎo)向模型，短期時(shí)為股票導(dǎo)向模型，并且股價(jià)對(duì)匯率的作用更加顯著。嚴(yán)敏和巴曙松(2009)把利率之差作為建立模型的外生變量，通過(guò)對(duì)人民幣匯率與股票價(jià)格兩者之間的均值以及波動(dòng)溢出效應(yīng)的分析，發(fā)現(xiàn)存在著短期的從外匯到股票市場(chǎng)的單向引導(dǎo)；在對(duì)波動(dòng)溢出方面分析時(shí)，則表現(xiàn)出匯率對(duì)股價(jià)的效應(yīng)是對(duì)稱波動(dòng)溢出，然而股價(jià)對(duì)匯率的表現(xiàn)則是非對(duì)稱波動(dòng)溢出效應(yīng)；而且人民幣匯率和股票市場(chǎng)之間在結(jié)合了利率之差后的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是不存在的。唐文進(jìn)、馬千里、宋朝杰等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，在危機(jī)之前，股價(jià)與人民幣匯率是雙向波動(dòng)溢出的關(guān)系，但在危機(jī)發(fā)生期間就變成了無(wú)波動(dòng)溢出，而在后危機(jī)時(shí)期為匯率影響股價(jià)的單向波動(dòng)溢出，這種轉(zhuǎn)變的情況正是由于我國(guó)特定宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境所引起的。代汶津（2019）通過(guò)對(duì)匯率市場(chǎng)和股票市場(chǎng)在2015年匯改前后的相關(guān)性進(jìn)行研究得出，在匯改之前，股票價(jià)格和匯率兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是顯著的，然而在匯改之后，股票價(jià)格和匯率之間的協(xié)整關(guān)系的顯著性比匯改前變?nèi)趿耍话阎薪樽兞坷始舆M(jìn)來(lái)之后，對(duì)匯改前后的結(jié)果進(jìn)行對(duì)比，結(jié)果表明匯率和股票市場(chǎng)兩者之間在匯改前后存在的聯(lián)動(dòng)關(guān)系是一樣的，即都存在聯(lián)動(dòng)關(guān)系。2變量和數(shù)據(jù)2.1變量的選擇在外匯市場(chǎng)上，隨著匯率制度的不斷改善和對(duì)外開(kāi)放程度的不斷提高，國(guó)家的主要經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作伙伴逐漸呈現(xiàn)出多元化態(tài)勢(shì)，并且人民幣匯率的形成關(guān)鍵以市場(chǎng)供求關(guān)系作為基礎(chǔ)，也會(huì)把一籃子貨幣作為參考進(jìn)行合理的調(diào)節(jié)，而不再與之前一樣只是單一地盯著美元。然而，美元在一籃子貨幣中還是占最大的比列，而且在日常交易中，美元也受到了更多的關(guān)注。因此，本文獻(xiàn)中的人民幣匯率波動(dòng)變量將選擇人民幣兌美元來(lái)表示。在股票市場(chǎng)中，證券交易所或者是其他提供金融服務(wù)的機(jī)構(gòu)會(huì)用相對(duì)法、綜合法或加權(quán)法等計(jì)算方法來(lái)編制股票價(jià)格指數(shù)，其用來(lái)表示股票市場(chǎng)上各版各行業(yè)股票市場(chǎng)價(jià)格的整體水平以及整個(gè)股票市場(chǎng)的價(jià)格變動(dòng)情況。在以不同計(jì)算方法和選股標(biāo)準(zhǔn)編制出的各類股票價(jià)格指數(shù)中，經(jīng)過(guò)比較，本文將選擇滬深300指數(shù)作為股票價(jià)格的的變量以達(dá)到變量的代表性。滬深300指數(shù)，是以規(guī)模性以及流動(dòng)性作為兩個(gè)主要選擇標(biāo)準(zhǔn)，在深圳和上海這兩格證券市場(chǎng)中選取規(guī)模較大、流動(dòng)較強(qiáng)的300只A股（人民幣普通股票）作為編制指數(shù)樣本來(lái)進(jìn)行編制的一個(gè)綜合指數(shù)。滬深300指數(shù)樣本涵蓋了上海證券市場(chǎng)以及深圳證券市場(chǎng)近60%的股票總價(jià)值，并且滬深300指數(shù)市場(chǎng)的代表性很強(qiáng)。2.2變量數(shù)據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)所選取的時(shí)間區(qū)間為2006年1月到2020年12月，并且這兩個(gè)變量數(shù)據(jù)都為月度數(shù)據(jù)。為了防止出現(xiàn)異方差性，將對(duì)原始數(shù)據(jù)以對(duì)數(shù)方式處理。數(shù)據(jù)的來(lái)源以及經(jīng)處理的數(shù)據(jù)變量字母表示如表1匯總：表1變量、字母表示和數(shù)據(jù)來(lái)源代表變量字母表示數(shù)據(jù)來(lái)源人民幣匯率波動(dòng)e中國(guó)人民銀行網(wǎng)站滬深300指數(shù)pChoice金融數(shù)據(jù)庫(kù)利用原始數(shù)據(jù)做折線圖，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。時(shí)間序列人民幣匯率波動(dòng)e，滬深300指數(shù)p的折線圖如圖1、圖2所示。圖1人民幣匯率波動(dòng)e由圖1的折現(xiàn)波動(dòng)情況可知，最大值出現(xiàn)在開(kāi)始的位置，即是2006年1月的匯率，最大值為8.0608；最小值在時(shí)間區(qū)間的中部位置，即2013年12月的匯率，最小值為6.0969；原始數(shù)據(jù)的極差為1.9639，平均數(shù)是6.7478。折線開(kāi)始是下滑的趨勢(shì)，在到達(dá)最低點(diǎn)之后呈現(xiàn)出了較明顯的上下波動(dòng)的情況；這說(shuō)明人民幣匯率從開(kāi)始的8.0608一直呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，即人民幣升值，美元貶值；在2006年7月人民幣匯率進(jìn)入到7，在2008年5月人民幣匯率進(jìn)入到6，在2013年12月達(dá)到最低為6.0969；之后在6的數(shù)值范圍內(nèi)上下波動(dòng)，但在2019年8月人民幣匯率在進(jìn)入6的十一年后出現(xiàn)了首次的破7，這也可能是受中美貿(mào)易戰(zhàn)惡化的影響；在破7之后，人民幣匯率在7左右上下波動(dòng)。圖2股票價(jià)格p由圖2的折線波動(dòng)情況可知，最大值出現(xiàn)在第一個(gè)的波動(dòng)峰值，即是2007年10月的股票價(jià)格，最大值為5688.54；最小值出現(xiàn)在開(kāi)始的位置，即2006年1月的股票價(jià)格，最小值為1009.6；原始數(shù)據(jù)的極差為4678.94，平均數(shù)是3145.7588。股票價(jià)格從一開(kāi)始的最小直接波動(dòng)上升到最大值，之后又波動(dòng)下降，在2008年10月降至1663.66；隨后又開(kāi)始上升，在3000左右上下波動(dòng)，到2011年7月后下降到2000-3000之間波動(dòng)；2014年12月又上升到3533.7，此后主要在3000-4000波動(dòng)，這期間也存在一兩個(gè)月會(huì)升破4000或者是跌破3000；在2020年6月到4163.96之后就持續(xù)是上升趨勢(shì)。3實(shí)證過(guò)程與結(jié)果分析3.1VAR模型介紹VAR（vectorauto-regressionmodel）模型的全稱是由宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家西姆斯（C.A.Sims）提出的向量自回歸模型。向量自回歸（VAR）是一種基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特性的模型。VAR模型的構(gòu)造是將系統(tǒng)中的每個(gè)內(nèi)生變量視為系統(tǒng)中全部?jī)?nèi)生變量的滯后值的函數(shù)，進(jìn)而把單變量自回歸模型擴(kuò)展為由多個(gè)時(shí)間序列變量構(gòu)成的“向量”自回歸模型。VAR（向量自回歸）模型還綜合考慮了系統(tǒng)內(nèi)跨變量之間的相互動(dòng)態(tài)行為，在研究多個(gè)相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間關(guān)系與預(yù)測(cè)未來(lái)趨勢(shì)時(shí)，該模型被普遍地認(rèn)為是最簡(jiǎn)易操作的模型之一。在日常的研究中，VAR模型通過(guò)預(yù)測(cè)相互之間存在關(guān)聯(lián)性的時(shí)間序列系統(tǒng)以及從隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)條件對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊進(jìn)行分析，被用來(lái)解釋各種不同的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量所形成的不同影響。對(duì)于VAR（p）模型的一般數(shù)學(xué)表達(dá)式，如下所示：yt=Φ1yt?1+式中：yt是維度為k的內(nèi)生變量的列向量；xtQUOTE是維度為d的外生變量的列向量；而p為內(nèi)生變量的滯后階數(shù)；T為系統(tǒng)內(nèi)的樣本個(gè)數(shù)，εtQUOTE是擾動(dòng)項(xiàng)的k維列向量。Φ和H分別是k×k維矩陣、k×d維矩陣，都是模型中進(jìn)行待估計(jì)系數(shù)的矩陣。3.2各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)如果在建立模型時(shí)，把非平穩(wěn)時(shí)間序列看成是平穩(wěn)時(shí)間序列來(lái)處理，這就違反了線性回歸模型的基本假設(shè)；因此當(dāng)用非平穩(wěn)時(shí)間序列來(lái)進(jìn)行回歸分析，所計(jì)算所得到的t、F、R2等統(tǒng)計(jì)量都將是無(wú)意義的，從而之后用這些統(tǒng)計(jì)量所進(jìn)行的檢驗(yàn)、分析以及預(yù)測(cè)而得到的論斷也將會(huì)是沒(méi)有效的，這將很大程度的降低了回歸分析的有效性。于是，在進(jìn)行回歸分析時(shí)，為了防止偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，需要在建立回歸模型前對(duì)各變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文將要采用ADF單位根檢驗(yàn)方法，結(jié)果如表2所示：表2平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果序列10%臨界值5%臨界值1%臨界值A(chǔ)DF統(tǒng)計(jì)值P值平穩(wěn)性e2.5752.8853.4842.7130.0718不平穩(wěn)p2.5752.8853.4843.0140.0336不平穩(wěn)e12.5752.8853.4845.4900.0000平穩(wěn)p12.5752.8823.4846.3750.0000平穩(wěn)由表2數(shù)據(jù)顯示，人民幣匯率e的ADF統(tǒng)計(jì)值為2.713，大于10%臨界值2.575而小于5%和1%的臨界值2.885、3.484，并且P值為0.0718，說(shuō)明只通過(guò)了在置信度為0.1的假設(shè)檢驗(yàn)，對(duì)于置信度為0.05和0.01下的檢驗(yàn)沒(méi)有通過(guò)；股票價(jià)格p的ADF統(tǒng)計(jì)值為3.014，大于10%臨界值2.575和5%的臨界值2.885，而小于1%臨界值3.484，并且P值為0.0336，說(shuō)明通過(guò)了在置信度為0.1和0.05的假設(shè)檢驗(yàn)，對(duì)于置信度為0.01下的檢驗(yàn)沒(méi)有通過(guò)；綜上，時(shí)間序列人民幣匯率e和股票價(jià)格P都不平穩(wěn)。但在進(jìn)行了2步差分處理后，序列人民幣匯率e1和股票價(jià)格p1的ADF統(tǒng)計(jì)量分別為5.49、6.375，都大于10%、5%和1%的臨界值，并且P值都為0，因此這兩時(shí)間序列的平穩(wěn)性都為平穩(wěn)的?？梢赃M(jìn)入模型的建立階段。3.3VAR模型的建立在時(shí)間序列均滿足平穩(wěn)性要求后，根據(jù)赤池弘次（1974）提出的赤池信息量準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC），對(duì)人民幣匯率（e1）和股票價(jià)格（p1）建立滯后階數(shù)為6的VAR模型。對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)所得到的結(jié)果如表3所示。表3VAR模型的參數(shù)結(jié)果e1p1e1（L1）1.123006(0.000)—1.034579(0.144)e1（L2）—0.864145(0.000)1.726772(0.098)e1（L3）0.784130(0.000)—1.286835(0.257)e1（L4）—0.611035(0.000)2.655252(0.020)e1（L5）0.409608(0.000)—2.962958(0.005)e1（L6）—0.225286(0.004)1.666518(0.023)p1（L1）0.001678(0.834)0.941137(0.000)p1（L2）—0.002223(0.838)—0.652766(0.000)p1（L3）0.006809(0.568)0.554121(0.000)p1（L4）—0.012848(0.281)—0.171663(0.126)p1（L5）0.007336(0.497)0.070877(0.486)p1（L6）—0.006510(0.409)—0.073030(0.325)c0.000761(0.291)—0.006514(0.337)表3中的為參數(shù)估計(jì)的對(duì)應(yīng)系數(shù)，括號(hào)內(nèi)的為系數(shù)相應(yīng)的P值。其中，若P值小于0.1，則估計(jì)的參數(shù)是顯著的；但P值大于0.1，則估計(jì)的參數(shù)是不顯著的。從表3的結(jié)果可以看出：滯后1期至滯后6的人民幣匯率（e1）對(duì)人民幣匯率（e1）具有顯著影響，而其他的變量對(duì)人民幣匯率（e1）則沒(méi)有影響。滯后2期、滯后4期、滯后5期以及滯后6期的人民幣匯率（e1），滯后1期至滯后3期的股票價(jià)格（p1）對(duì)股票價(jià)格（p1）具有顯著性；而其他的變量對(duì)股票價(jià)格（p1）則沒(méi)有影響。通過(guò)運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)估計(jì)出來(lái)模型參數(shù)結(jié)果進(jìn)行因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)得到的結(jié)果如表4所示。表4VAR結(jié)果的Granger因果關(guān)系EquationExcludedChi2Pe1p11.96520.923e1ALL1.96520.923p1e111.6550.070p1ALL11.6550.070由表4結(jié)果顯示，在把人民幣匯率（e1）作為被解釋變量的方程中，如果檢驗(yàn)變量股票價(jià)格（p1）系數(shù)的聯(lián)合顯著性（即在方程中排除變量股票價(jià)格[p1]），其卡方統(tǒng)計(jì)量為1.9652，相應(yīng)的p值為0.923，則接受原假設(shè)即可得到股票價(jià)格（p1）不是匯率（e1）的格蘭杰原因。然而在同時(shí)檢驗(yàn)人民幣匯率（e1）和股票價(jià)格（p1）系數(shù)的聯(lián)合顯著性（即在方程中同時(shí)排除變量人民幣匯率[e1]和股票價(jià)格[p1]），其卡方統(tǒng)計(jì)量為1.9652，相應(yīng)的p值為0.923，則接受“人民幣匯率（e1）與股票價(jià)格（p1）都不是人民幣匯率（e1）的格蘭杰原因”的原假設(shè)，即人民幣匯率（e1）與股票價(jià)格（p1）都不是人民幣匯率（e1）的格蘭杰原因。在以股票價(jià)格（p1）為被解釋變量的方程中，如果檢驗(yàn)變量人民幣匯率（e1）系數(shù)的聯(lián)合顯著性（即在方程中排除變量人民幣匯率[e1]），其卡方統(tǒng)計(jì)量為11.655，相應(yīng)的p值為0.070，則拒絕原假設(shè)即可得到人民幣匯率（e1）是股票價(jià)格（p1）的Granger原因。如果同時(shí)檢驗(yàn)人民幣匯率（e1）和股票價(jià)格（p1）系數(shù)的聯(lián)合顯著性（即在方程中同時(shí)排除變量人民幣匯率[e1]和股票價(jià)格[p1]），其卡方統(tǒng)計(jì)量為11.655，相應(yīng)的p值為0.923，則拒絕“人民幣匯率（e1）與股票價(jià)格（p1）都不是股票價(jià)格（p1）的格蘭杰原因”的原假設(shè)，即人民幣匯率（e1）與股票價(jià)格（p1）都是股票價(jià)格（p1）的格蘭杰原因。綜上分析可得，格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明了建立的VAR模型的有效性，即人民幣匯率對(duì)股票價(jià)格具有顯著影響，而股票價(jià)格對(duì)人民幣匯率則沒(méi)有顯著影響。3.4脈沖分析由于VAR（向量自回歸）模型是一種非理論性的模型，所以在實(shí)際研究的應(yīng)用中建立模型之前不必對(duì)各個(gè)變量作出一切先驗(yàn)性的約束。因此，在對(duì)VAR模型進(jìn)行回歸分析時(shí)，只會(huì)對(duì)由于一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)生的變化進(jìn)行解析，或者是當(dāng)VAR模型在受到某一種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)生的變化進(jìn)行解析，而這就是脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。利用脈沖響應(yīng)函數(shù)方法對(duì)VAR模型內(nèi)生變量當(dāng)期的值和未來(lái)的值的關(guān)系進(jìn)行脈沖分析。人民幣匯率波動(dòng)脈沖響應(yīng)的過(guò)程如圖3所示。圖3e1（人民幣匯率）對(duì)p1（股票價(jià)格）正交脈沖的響應(yīng)從圖3中可以看出，當(dāng)人民幣匯率波動(dòng)在受到一單位正向沖擊時(shí)，股票價(jià)格的當(dāng)期脈沖響應(yīng)的系數(shù)是負(fù)值，即在當(dāng)期股票價(jià)格發(fā)生了負(fù)向反應(yīng)，且影響立即增大，在第1期達(dá)到了脈沖響應(yīng)負(fù)系數(shù)的最大值，即2%。隨后又立即下降，下降到0后變?yōu)檎蚍磻?yīng)，到第4期的時(shí)候達(dá)到峰值，意味著在第1期之后，每一期匯率對(duì)股票價(jià)格的沖擊都在不斷的負(fù)向減小直至0，并且接著轉(zhuǎn)為正向之后不斷地增大。然而在第4期后反應(yīng)開(kāi)始下降，下降到0后變?yōu)樨?fù)向反應(yīng)，到第6期時(shí)負(fù)影響達(dá)到峰值；這一過(guò)程表明在第4期后匯率波動(dòng)對(duì)股價(jià)的沖擊將會(huì)正向減弱，并且在減弱到0后緊接著開(kāi)始負(fù)向增強(qiáng)。在第6期到第8期的變動(dòng)趨勢(shì)和第1期到第4期的變動(dòng)一樣，也是從負(fù)向減弱到正向增強(qiáng)，并且在第8期時(shí)，正影響的脈沖響應(yīng)系數(shù)達(dá)到整個(gè)沖擊變化中的最大值，即1.8%。在第8期之后，正向沖擊開(kāi)始減小，在第18期時(shí)影響基本消失。4結(jié)論與政策建議4.1結(jié)論本文通過(guò)實(shí)證分析來(lái)定量研究了人民幣匯率與股票價(jià)格兩者之間的的關(guān)系。在第1節(jié)內(nèi)容中，對(duì)國(guó)內(nèi)以及國(guó)外學(xué)者們對(duì)于匯率和股票價(jià)格的相關(guān)研究及其主要文獻(xiàn)進(jìn)行了一些整理。在整理之后對(duì)人民幣匯率和股票價(jià)格兩者之間關(guān)系的研究現(xiàn)狀有了一定的了解，并且進(jìn)一步確定了本文章的主要研究方向。然后，通過(guò)ADF單位根平穩(wěn)性的檢驗(yàn)、對(duì)VAR模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，以及采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對(duì)模型估計(jì)的系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)方法分析了股票價(jià)格和人民幣匯率兩者之間的關(guān)系。結(jié)果表明，人民幣匯率波動(dòng)和股價(jià)的Granger因果關(guān)系是從匯率波動(dòng)到股價(jià)的單向關(guān)系；也即人民幣匯率對(duì)股票價(jià)格存在顯著影響，但反之則沒(méi)有出現(xiàn)顯著影響。4.2政策建議根據(jù)上文分析得出的結(jié)論，本文將提出以下3點(diǎn)建議：一、加快推進(jìn)匯率市場(chǎng)化程度第一，增強(qiáng)人民幣匯率的彈性。目前，美元正處在弱化階段，但是在未來(lái)對(duì)于現(xiàn)階段性的反彈會(huì)出現(xiàn)動(dòng)力增大的趨勢(shì)，面對(duì)如此情形我們更加應(yīng)該把匯率的價(jià)格調(diào)節(jié)作用更多的發(fā)揮出來(lái)。尤其是現(xiàn)階段全球環(huán)境多變的情形之中，國(guó)家在中美經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和政治關(guān)系日益復(fù)雜多變以及新冠肺炎疫情長(zhǎng)期化影響的雙重壓力之下，不僅要繼續(xù)鞏固國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定、從多方面擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放的程度，更需要對(duì)人民幣匯率彈性進(jìn)行增強(qiáng)，一遍遍更加有效地吸收來(lái)自外部的沖擊，使匯率能夠更加充分地發(fā)揮其對(duì)國(guó)際收支的調(diào)節(jié)作用。第二，增強(qiáng)匯率制度的靈活性。國(guó)家應(yīng)當(dāng)結(jié)合自身的實(shí)際情況，來(lái)進(jìn)行匯率制度實(shí)施的選擇。施行剛性的匯率制度既有益處也會(huì)帶來(lái)不好的影響，制度的剛硬有利于通貨膨脹預(yù)期的穩(wěn)定和鞏固經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但在施行剛硬的匯率制度時(shí)會(huì)對(duì)宏觀政策的選擇有限制的效果，減弱應(yīng)對(duì)危機(jī)的能力，并且使經(jīng)濟(jì)的自我調(diào)節(jié)能力不能得到充分的發(fā)揮。而施行靈活的匯率制度與強(qiáng)硬的進(jìn)行相比，其可為貨幣政策釋放出更大的空間以便使國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)得到更好的服務(wù)，并且靈活的制度還能夠有效的縮減應(yīng)對(duì)各類外部沖擊時(shí)所消耗的成本。二、開(kāi)拓?zé)o形市場(chǎng)在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展下，無(wú)形市場(chǎng)逐漸成為了國(guó)際外匯市場(chǎng)中發(fā)展的基本趨勢(shì)。在無(wú)形市場(chǎng)中，交易的進(jìn)行是通過(guò)現(xiàn)代化的互聯(lián)網(wǎng)手段來(lái)實(shí)現(xiàn)的，不僅其覆蓋面更加的廣泛，而且對(duì)于市場(chǎng)信息傳遞的速度也更加快捷，還會(huì)把交易成本降低；并且也符合進(jìn)行多種交易工作的需求，能夠使市場(chǎng)機(jī)制得到更加充分性的發(fā)揮?？偠灾?，在我國(guó)外匯市場(chǎng)的逐步健全和完善的進(jìn)程中，我國(guó)的外匯市場(chǎng)將逐步向國(guó)際外匯市場(chǎng)靠近，并且其規(guī)范化程度將不斷提高。并且在外匯市場(chǎng)發(fā)展的進(jìn)程中，也進(jìn)一步的完善了國(guó)內(nèi)的金融市場(chǎng)和推進(jìn)了外匯制度的改革。合理利用無(wú)形市場(chǎng)進(jìn)行交易，為外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)加注更多新鮮血液，使國(guó)民經(jīng)濟(jì)能得到更加持續(xù)、快速、健康地發(fā)展。三、持續(xù)推進(jìn)人民幣國(guó)際化在“十三五”期間，人民幣的國(guó)際化進(jìn)程在眾多不同的領(lǐng)域?qū)崿F(xiàn)了一定的新突破，并且人民幣國(guó)際化也到達(dá)了一個(gè)嶄新的階段：從在岸人民幣到離岸人民幣，從儲(chǔ)備貨幣到交易貨幣，從結(jié)算貨幣再到計(jì)價(jià)貨幣……。但對(duì)于中國(guó)資本賬戶來(lái)說(shuō)，依然存在著較多的管制，而且現(xiàn)階段的人民幣兌換層次還沒(méi)有達(dá)到完全可自由兌換這個(gè)層次，這些都表明著人民幣國(guó)際化現(xiàn)在所處的階段仍然是貨幣國(guó)際化初級(jí)階段。進(jìn)入到“十四五”期間以及再之后,需要繼續(xù)穩(wěn)定提升人民幣國(guó)際化水平。保持穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，需要繼續(xù)提高中國(guó)的國(guó)際地位。在2020年，中國(guó)再抗擊疫情取得了突破性的成功，并且給全球其他國(guó)家樹(shù)立了很多模式和樣板，給全球其他國(guó)家輸出了很多抗擊疫情的有效經(jīng)驗(yàn)，因此，國(guó)家也贏得了世界上許多國(guó)家及人民的高度認(rèn)可和尊重。因此，中國(guó)的國(guó)際地位在于世界各國(guó)共同抗擊疫情中得到了更進(jìn)一步的提高。在2020年期間，由于疫情的影響，全球中主要的幾個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基本都出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)，幅度在4%-10%之間，然而本國(guó)是全球唯一一個(gè)出現(xiàn)正增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)體。在現(xiàn)在的后疫情時(shí)代，我們更應(yīng)該抓住機(jī)遇把握好實(shí)時(shí)機(jī)，進(jìn)一步加快推進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇進(jìn)程，縮小與發(fā)達(dá)大國(guó)之間的經(jīng)濟(jì)總量，使國(guó)家的國(guó)際地位不斷提高，穩(wěn)定推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程。參考文獻(xiàn)：[1]Dornbusch.R，S.Fisher.Exchangeratesandthecurrentaccount[J].AmericanEconomicReview，1980，70:960-971[2]BransonW.H.Macroeconomicdeterminantsofrealexchangeraterisk[J].NberWorkingPapers，1981，3:20-21[3]R.Smyth，M.Nandha.BivariatecausalitybetweenexchangeratesandstockpricesinsouthAsia,appliedeconomicsletters[J]TaylorandFrancisJournals，2003，10：63-69[4]AbdulnasserHatemi-J，ManuchehrIrandoust.Ispricingtomarketbehavioralong-runphenomenon?Anon-stationarypanelanalysis[J].Empirica，2004，31(1):55-67[5]PanM.S，F(xiàn)okC.W，LiuY.A.Dynamiclinkagesbetweenexchangeratesandstockprices:evidencefromeastAsianmarkets[J].InternationalReviewofEconomicsandFinance，2007，16(4):503-520[6]Ki-hoKim.Dollarexchangerateandstockprice:evidencefrommultivariatecointegrationanderrorcorrectionmodel[J].ReviewofFinancialEconomics，2003，12:301-313[7]Md.LutfurRahman，JashimUddin.Dynamicrelationshipbetweenstockpricesandexchangerates:evidencefromthreesouthAsiancountries[J].InternationalBusinessResearch，2009，2:167-172[8]HsingY.AnalysisofexchangeratefluctuationsinPoland:testoftheinterestparitycondition[J].InternationalResearchJournalofFinanceandEconomics，2006，2:1-12[9]張迪，郭華，陳垚彤.人民幣匯率波動(dòng)下股票市場(chǎng)的研究[J].財(cái)稅金融，2019，14:94-95[10]孫建平.匯率彈性化與資本市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)控制[J].金融研究，2004，9:101-107[11]劉贛州.匯率波動(dòng)與證券市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)的相互作用機(jī)制分析一一兼論人民幣升值條件下中國(guó)證券市場(chǎng)穩(wěn)定的對(duì)策[J].廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2006，1:58-62[12]郭福春，姚星垣.中國(guó)匯率與股票價(jià)格聯(lián)動(dòng)的實(shí)證研究[J].廣東金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2007，03:55-60[13]劉志軍.人民幣升值對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)的影響機(jī)制分析[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2008，2:57-60[14]鄧桑，楊朝軍.匯率制度改革后中國(guó)股市與匯市關(guān)系:人民幣名義匯率與上證綜合指數(shù)的實(shí)證研究[T].金融研究，2007，12:55-64[15]張兵，封思賢，李心丹，汪慧建.匯率與股價(jià)變動(dòng)關(guān)系:基于匯改后數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008，9:70-81[16]巴曙松，嚴(yán)敏.股票價(jià)格與匯率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系一基于中國(guó)市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)分析[T].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2009，3:46-62[17]唐文進(jìn)，馬千里，宋朝杰.人民幣匯率與股價(jià)