【股價(jià)和匯率的關(guān)系實(shí)證探究（論文）11000字】

股價(jià)和匯率的關(guān)系實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u7060摘要 144861引言 1103712研究背景及意義 3307212.1國外研究現(xiàn)狀 339222.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀 3118862.3研究基本思路和創(chuàng)新 4324133匯率和股價(jià)的理論關(guān)系 5121553.1流量導(dǎo)向模型 5314403.2股票導(dǎo)向模型 5308344匯率和股價(jià)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn) 6134024.1數(shù)據(jù)描述 6100284.2研究方法和模型 8195264.3整體實(shí)證分析 11206634.4分段實(shí)證分析 12253055結(jié)論與政策建議 1776895.1研究結(jié)論 17265975.2政策建議 1732885.3局限性與展望 18摘要本文基于我國2015年8月至2021年4月的日數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對(duì)滬深300指數(shù)和美元兌人民幣匯率進(jìn)行實(shí)證研究，并從經(jīng)典的流量導(dǎo)向模型和股票導(dǎo)向模型出發(fā)對(duì)研究結(jié)果加以解釋。本文研究發(fā)現(xiàn)，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，股價(jià)和回匯率并不存在明顯的長期均衡關(guān)系。在考慮到樣本區(qū)間內(nèi)中美貿(mào)易戰(zhàn)和疫情對(duì)股市和匯率的影響，將區(qū)間劃分為貿(mào)易戰(zhàn)前，貿(mào)易戰(zhàn)期間以及貿(mào)易戰(zhàn)且疫情開始后共三部分研究。分段研究發(fā)現(xiàn)在關(guān)鍵詞：股價(jià)指數(shù)匯率Granger因果1引言在現(xiàn)在全球一體化進(jìn)程快速變化的今天，匯率在資源配置過程中占據(jù)著至關(guān)重要的地位。隨著我國金融雙向開放程度的不斷提高,外國資本的流入使得人民幣匯率同資本市場(chǎng)的聯(lián)系更加緊密，而國際金融市場(chǎng)的波動(dòng)影響也會(huì)進(jìn)一步向國內(nèi)傳導(dǎo)。匯率是連接國內(nèi)市場(chǎng)與國際市場(chǎng)的橋梁，并且也是平衡中國內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)的核心指標(biāo)之一。宏觀層面上，匯率的變動(dòng)所帶來的進(jìn)出口價(jià)格變化直接影響著本國的內(nèi)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)，為了維穩(wěn)匯率所引起的貨幣和財(cái)政政策變化也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生長期而廣泛的影響。微觀層面上，匯率的變動(dòng)直接影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營和投融資決策，進(jìn)而影響成本和投資收益。股票市場(chǎng)是國內(nèi)反應(yīng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主要窗口，而其中，股票價(jià)格指數(shù)是靈活反應(yīng)我國經(jīng)濟(jì)變化狀況的晴雨表，所以針對(duì)匯率和股指的實(shí)證研究有利于剖析匯率市場(chǎng)和股票市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。基于二者關(guān)系的實(shí)證研究，宏觀上，有利于匯率相關(guān)的政策的制定和改善；微觀上，有利于企業(yè)及時(shí)調(diào)整外匯投融資，以降低匯率變化帶來的戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)。2研究背景及意義2.1國外研究現(xiàn)狀國外對(duì)于匯率與股市的關(guān)系已有過諸多探討，相關(guān)的實(shí)證研究主要集中在發(fā)達(dá)國家的匯率與股價(jià)情況，但實(shí)證研究結(jié)論各異。Aggarwal（1981）基于美國自1974至1978年實(shí)際匯率和股價(jià)指數(shù)的月數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了美國匯率和股價(jià)變動(dòng)存在著正相關(guān)關(guān)系。而在Soenen和Hennigar（1988）的研究中，根據(jù)自1980年至1986年的美國實(shí)際匯率和股價(jià)指數(shù)，發(fā)現(xiàn)了匯率和股價(jià)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。Bahmani-Oskooee和Sohrabian（1992）基于1973年至1988年美國S&P500指數(shù)和美元實(shí)際匯率的月數(shù)據(jù)，最早采用了協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)長期來看美國股價(jià)和匯率之間并不存在顯著的協(xié)整關(guān)系；但在短期內(nèi)，二者存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。Issam和Victor（1997）研究了印度、巴基斯坦和菲律賓等新興國家的金融市場(chǎng)中匯率和股票價(jià)格之間的關(guān)系。結(jié)果表明，菲律賓的股價(jià)對(duì)匯率存在格蘭杰因果，且符合股價(jià)導(dǎo)向模型，而對(duì)于其他所有樣本國家，都呈現(xiàn)出匯率對(duì)股票價(jià)格的單向格蘭杰因果關(guān)系。Granger等（2000）的研究發(fā)現(xiàn)，在亞洲大多數(shù)國家或地區(qū)中，匯率和股價(jià)存在很強(qiáng)的互動(dòng)關(guān)系。其中，韓國的分析結(jié)果符合流量導(dǎo)向模型，菲律賓符合股價(jià)導(dǎo)向模型，而香港，馬來西亞，新加坡等地區(qū)的數(shù)據(jù)顯示出強(qiáng)烈的反饋關(guān)系。Arjunan（2020）采用印度2015年2月至2019年8月的指數(shù)和匯率數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了匯率條件均值和方差與股價(jià)波動(dòng)之間的反饋效應(yīng)。Salah和Jamal（2021）采用線性ARDL模型和NARDL模型分析亞洲東盟5國的股票價(jià)格和匯率之間的關(guān)系研究，結(jié)果表明，雖然模型結(jié)果中變量之間的關(guān)系主要是短期的，但NARDL模型提供了更多的證據(jù)支持股票價(jià)格和匯率之間不對(duì)稱的長期關(guān)系。2.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀我國自2005年7月匯率制度改革至今不足20年，國內(nèi)針對(duì)匯率市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的關(guān)系的實(shí)證研究起步較晚，并且現(xiàn)有的相關(guān)實(shí)證研究得到的研究結(jié)果也并不一致。張碧瓊和李越（2002）基于1993年12月至2001年4月的日數(shù)據(jù)，運(yùn)用ARDL模型實(shí)證研究匯率對(duì)我國股票中以不同貨幣定價(jià)和交易的股票價(jià)格產(chǎn)生的影響。結(jié)果表明，人民幣匯率與上證A股、深圳A股指數(shù)和香港恒生指數(shù)均存在短期相互作用，但未發(fā)現(xiàn)B股市場(chǎng)和人民幣匯率之間存在相互作用關(guān)系。陳雁云和何維達(dá)（2006）基于中國股價(jià)和人民幣各種匯率的日數(shù)據(jù)，運(yùn)用ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)實(shí)證表明了人民幣與股價(jià)的反向關(guān)系。鄧燊和楊朝軍(2008)采用Granger因果檢驗(yàn)研究了自2005年7月匯改至2007年3月時(shí)間段內(nèi)股市和匯市的關(guān)系。研究表明，匯改后我國股市和匯市存在顯著的長期協(xié)整關(guān)系，且人民幣升值是我國股市上漲的單向格蘭杰原因。張兵等（2008）研究得到，長期來看，匯改后匯率和股價(jià)存在均衡的協(xié)整關(guān)系，且符合流量導(dǎo)向模型；短期來看，股市和匯市存在交互影響,且分行業(yè)分析了不同板塊指數(shù)與匯率的關(guān)系，指出匯率變化是其中多個(gè)板塊指數(shù)的格蘭杰原因。謝曉聞等（2013）首次采用非線性的格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，研究我國股票市場(chǎng)與外匯市場(chǎng)之間的非線性關(guān)系，結(jié)果表明股票市場(chǎng)周期和股票市場(chǎng)規(guī)模在匯率與我國股票價(jià)格變動(dòng)的非線性關(guān)系中起著非常重要的作用，且參與者之間的非線性關(guān)系隨著股票市場(chǎng)周期和股票市場(chǎng)規(guī)模的變化而變化。2.3研究基本思路和創(chuàng)新本文總結(jié)已有的國內(nèi)外研究經(jīng)驗(yàn)，利用經(jīng)典的格蘭杰因果檢驗(yàn)方法探究2015年8月后的中國匯率與股價(jià)二者的長期均衡關(guān)系，并運(yùn)用已有的理論加以解釋。計(jì)劃采取從2015年中國股災(zāi)（2015年8月）至2021年4月的人民幣兌美元匯率和滬深300指數(shù)進(jìn)行實(shí)證研究。本文第一部分是對(duì)全部數(shù)據(jù)集進(jìn)行人民幣匯率變動(dòng)和中國股市價(jià)格變動(dòng)的關(guān)系研究，并針對(duì)研究結(jié)果給出相關(guān)原因解釋；第二部分是依據(jù)數(shù)據(jù)集所在時(shí)間段內(nèi)影響股價(jià)波動(dòng)的重要事件進(jìn)行劃分，分階段地對(duì)匯率和指數(shù)價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的探究，并找到統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的關(guān)系式；第三部分是基于已有的理論結(jié)束，結(jié)合本文得到的實(shí)證研究結(jié)果，對(duì)全文進(jìn)行總結(jié)并提出理論可行的政策建議?？偨Y(jié)來說，現(xiàn)有的國內(nèi)研究主要關(guān)注于2015年前中國匯率與股價(jià)的關(guān)系研究，研究結(jié)論較為滯后。而本文的創(chuàng)新之處在于關(guān)注2015年中國股災(zāi)至今的最新數(shù)據(jù)，希望緊跟匯率市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的發(fā)展，對(duì)匯率和股市的關(guān)系做出更具有時(shí)效性的研究。3匯率和股價(jià)的理論關(guān)系貨幣和股價(jià)之間的關(guān)系與影響已經(jīng)引起了諸多投資者、經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策制定者的相當(dāng)多的關(guān)注。截至目前的研究，由于匯率與股價(jià)之間的諸多影響因素，并未得到關(guān)于匯率與股價(jià)關(guān)系的廣泛認(rèn)同的理論解釋。理論上，匯率與股價(jià)之間的因果關(guān)系可以從兩個(gè)不同的角度來看待:分別是，匯率波動(dòng)影響股價(jià)的流量導(dǎo)向模型，和股價(jià)影響匯率的股票導(dǎo)向模型。3.1流量導(dǎo)向模型 Dornbusch和Fischer（1980）首先提出了流量導(dǎo)向模型（Flow-orientedModel），認(rèn)為匯率對(duì)股價(jià)存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，這意味著匯率的波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致股價(jià)的波動(dòng)。該模型強(qiáng)調(diào)經(jīng)常賬戶的重要性，核心在于經(jīng)常賬戶下的貿(mào)易收支平衡。并指出匯率波動(dòng)會(huì)影響一國的貿(mào)易平衡、國際收支水平和國際競爭力，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的利潤和現(xiàn)金流產(chǎn)生影響，引起股價(jià)波動(dòng)。對(duì)企業(yè)而言，由于匯率升值會(huì)減少公司在全球市場(chǎng)的競爭力進(jìn)而減少公司的利潤和股價(jià)。具體可分為國際公司和非國際公司。對(duì)國際公司而言，匯率波動(dòng)會(huì)直接影響其收益表損益，而利潤損益會(huì)直接影響其股價(jià)的變動(dòng)。對(duì)于非國際公司，如國內(nèi)公司而言，本幣匯率波動(dòng)的影響取決于其自身的進(jìn)出口性質(zhì)和各自比重，通過對(duì)公司現(xiàn)金流的影響進(jìn)而影響股價(jià)。3.2股票導(dǎo)向模型 Branson（1983）最早提出了股票導(dǎo)向模型（Stock-orientedModel），該模型源于匯率的資產(chǎn)組合平衡理論。它從資產(chǎn)組合平衡的角度強(qiáng)調(diào)資本和金融賬戶的重要性，認(rèn)為國際資本與金融賬戶的變動(dòng)是影響匯率的主要因素，并提出匯率與股價(jià)的傳導(dǎo)機(jī)制是股價(jià)對(duì)匯率的單向傳導(dǎo)且為負(fù)相關(guān)關(guān)系。具體來說，當(dāng)本國股價(jià)上漲，帶動(dòng)財(cái)富增長，使得國內(nèi)對(duì)本國貨幣的需求量上升，進(jìn)而利率下降后吸引資金流入，致使本國貨幣升值。另一方面，本國股價(jià)上漲會(huì)吸引更多的投資者持有本國股票，國際熱錢會(huì)涌入本國股票市場(chǎng)，需要用其他資產(chǎn)購買本國貨幣以購買更多的本國股票，因此導(dǎo)致本幣升值。

4匯率和股價(jià)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)4.1數(shù)據(jù)描述4.1.1數(shù)據(jù)來源 本文的數(shù)據(jù)選取了從2015年8月24日至2021年4月14日的滬深300指數(shù)和人民幣兌美元匯率的日數(shù)據(jù)，一共得到1372組數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫。為了凸顯中國證券市場(chǎng)中股票價(jià)格變動(dòng)的整體表現(xiàn)，且需要較好的流通性，本文選擇滬深300指數(shù)作為代表，采用的是開盤日每日下午3點(diǎn)的收盤價(jià)。在選取匯率數(shù)據(jù)時(shí)，考慮到外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)收盤時(shí)間的不同，為了與滬深300指數(shù)價(jià)格的收盤時(shí)間相對(duì)應(yīng)，采用的是人民幣對(duì)美元匯率每日下午3點(diǎn)收集到的實(shí)時(shí)數(shù)據(jù)，消除了單日內(nèi)時(shí)間差異導(dǎo)致的偏移，為后續(xù)二者的關(guān)系探討消除了一定的噪音影響。4.1.2數(shù)據(jù)處理由于滬深300指數(shù)和人民幣對(duì)美元匯率是不同類型的指標(biāo)，數(shù)量級(jí)也有所不同，所以選擇對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。考慮到二者均是正數(shù)，選擇log標(biāo)準(zhǔn)化處理的方法，使得處理后數(shù)據(jù)=log（原始數(shù)據(jù)）。由圖1和圖2可見，處理前后的數(shù)據(jù)變動(dòng)趨勢(shì)并沒有改變。圖1：滬深300指數(shù)數(shù)據(jù)前后對(duì)比圖2：美元兌人民幣數(shù)據(jù)前后對(duì)比4.2研究方法和模型 本文將對(duì)滬深300指數(shù)和美元兌人民幣匯率做相關(guān)性分析。通過協(xié)整檢驗(yàn)確定二者是否存在長期均衡關(guān)系。若序列通過協(xié)整檢驗(yàn)，則對(duì)二者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)分析其因果聯(lián)系。4.2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)于時(shí)間序列的分析，必須先檢查序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。在計(jì)量分析中，往往假定時(shí)間序列是平穩(wěn)的，但實(shí)際上，金融和經(jīng)濟(jì)相關(guān)的時(shí)間序列，如匯率和股價(jià)，往往是非平穩(wěn)的。若直接采用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸分析，可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，偽回歸現(xiàn)象不能作為自變量和因變量關(guān)系的真實(shí)反應(yīng)。為了避免偽回歸的出現(xiàn)，需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。標(biāo)準(zhǔn)的檢驗(yàn)方法是檢驗(yàn)時(shí)間序列是否存在單位根，常用方法是ADF單位根檢驗(yàn)法（AugmentedDickey-FullerTest）。以時(shí)間序列Xi?原假設(shè)為H0:ρ=0，假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是否服從ADF分布。如果接受H0，則時(shí)間序列Xi存在單位根，這表明Xi4.2.2協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)是用來分析變量之間的長期均衡關(guān)系。若存在長期均衡關(guān)系，則表明多個(gè)時(shí)間序列存在共同漂移的方向。在對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整分析的過程中,如果自變量和因變量是協(xié)整的，則能表明這兩個(gè)變量存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且若對(duì)二者進(jìn)行回歸不會(huì)產(chǎn)生偽回歸結(jié)果。常用方法是恩格爾-格蘭杰檢驗(yàn)（Engle-GrangerTest），是通過對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行回歸，對(duì)得到的回歸方程殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。若殘差存在單位根，即殘差是平穩(wěn)的，則可以認(rèn)為兩個(gè)變量具有協(xié)整關(guān)系。原理上來說，因變量序列若能被自變量序列的線性組合解釋，說明二者之間具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。其中，不能被解釋的部分構(gòu)成一個(gè)殘差序列，該序列應(yīng)該是與原序列不相關(guān)的，即殘差序列是平穩(wěn)的。第一步，用OLS方法估計(jì)：Y計(jì)算均衡誤差，得到：Ye第二步，對(duì)回歸殘差e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。若殘差序列e不存在單位根，即e為平穩(wěn)時(shí)間序列，則說明Yt與Xt之間存在著協(xié)整關(guān)系；若殘差序列4.2.3格蘭杰因果檢驗(yàn)格蘭杰因果檢驗(yàn)（GrangerCausalityTest）對(duì)兩個(gè)平穩(wěn)序列Xt和Yt，直接利用增加一個(gè)序列的歷史值能否改善對(duì)另一個(gè)序列的預(yù)測(cè)來判斷是否有格蘭杰因果關(guān)系。其原理為，若在包含了變量Xt和Yt過往信息時(shí)對(duì)Yt的預(yù)測(cè)效果要優(yōu)于單獨(dú)用變量Yt的過往信息對(duì)Yt的預(yù)測(cè)結(jié)果，即可認(rèn)為變量Xt有助于解釋變量Yt的將來變化，就可稱變量Xt是導(dǎo)致變量Yt的單向具體過程如下，使用最小二乘法估計(jì)做如下回歸：YXt=其中k0=1，γ1和γ2為常數(shù)項(xiàng)，k1和k2為變量H采用多個(gè)回歸系數(shù)為零的F檢驗(yàn)，如果得到的F檢驗(yàn)值大于給定α顯著性水平下的下F分布所相應(yīng)的臨界值Fα(m,n?k)，則拒絕原假設(shè)，說明Xt是Yt的格蘭杰原因；反之，當(dāng)無法拒絕原假設(shè)時(shí)，Xt不是Yt格蘭杰原因。相似的，可以檢驗(yàn)Yt是否為Xt的格蘭杰原因。若檢驗(yàn)結(jié)果得到Xt是Yt的格蘭杰原因，然而，需要注意的是，格蘭杰因果關(guān)系并不意味著真實(shí)的因果關(guān)系，格蘭杰因果的結(jié)論只是統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系。另外，格蘭杰因果檢驗(yàn)是基于VAR模型下的檢驗(yàn)方法，其中滯后項(xiàng)的選擇具有一定的主觀性。然而，VAR模型的結(jié)果對(duì)于滯后期的選擇較為敏感，滯后期的選擇不宜過于主觀，此時(shí)，一般根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則AIC信息量取值最小的準(zhǔn)則來確定VAR模型的滯后階數(shù)。4.2.4赤池信息準(zhǔn)則 赤池信息準(zhǔn)則AIC（Akaike’sInformationCriterion）由日本統(tǒng)計(jì)學(xué)家赤池弘次提出，這是一種權(quán)衡估計(jì)模型復(fù)雜度和擬合數(shù)據(jù)優(yōu)良性的標(biāo)準(zhǔn)。設(shè)k是模型估計(jì)參數(shù)的數(shù)量，假設(shè)L是模型似然函數(shù)的最大值。那么模型的AIC值如下：AIC=2k其中，n為觀察數(shù)，RSS為殘差的平方和，AIC則變?yōu)椋篈IC=2k+n?ln?(RSS/n)在AIC規(guī)則下，AIC鼓勵(lì)了數(shù)據(jù)擬合的優(yōu)良性，同時(shí)也避免了過度擬合的出現(xiàn)。因此，最優(yōu)選擇是AIC值最小的那一個(gè)。4.3整體實(shí)證分析4.3.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果使用ADF單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。如果不存在單位根，則時(shí)間序列平穩(wěn)，否則無法確定其平穩(wěn)性，并且無法進(jìn)入之后的協(xié)整檢驗(yàn)過程。檢驗(yàn)結(jié)果如下：表4.1：數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)-2.34760.4311否美元兌人民幣匯率-1.29430.877否由表4.1可見，在5%的顯著性水平上，滬深300指數(shù)和美元對(duì)人民幣匯率序列的未通過ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)的ADF檢驗(yàn)，所以無法拒絕序列存在單位根的原假設(shè)。將匯率和股價(jià)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行一階差分后，再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：表4.2：一階差分后平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)（一階差分后）-10.4830.01是美元兌人民幣匯率（一階差分后）-10.0590.01是由表4.2可見，經(jīng)一階差分之后，在5%的顯著性水平上，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣序列可以拒絕ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)，即一階差分后序列均已平穩(wěn)。所以，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣為一階單整序列。4.3.2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果完成平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，對(duì)序列進(jìn)行E-G協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表4.3：恩格爾-格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果變量F檢驗(yàn)值1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值是否協(xié)整回歸殘差-1.3245-2.58-1.95-1.620.2416否結(jié)果顯示，序列殘差的F檢驗(yàn)值的P值明顯大于5%臨界值，且P值顯著大于0.05，所以無法拒絕原假設(shè)，因此無法證實(shí)滬深300指數(shù)和人民幣匯率之間存在協(xié)整關(guān)系。上述實(shí)證分析表明，在整體樣本區(qū)間內(nèi)，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣匯率之間不存在明顯的協(xié)整關(guān)系，但這與經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論不符。根據(jù)圖1的滬深300指數(shù)時(shí)序圖可以很容易發(fā)現(xiàn)，在2018年6月至2021年4月的時(shí)間段中，股價(jià)有很大起伏，前期主要受到中美貿(mào)易戰(zhàn)的影響。隨著中美貿(mào)易戰(zhàn)的開始和隨后沖突的加劇，中美之間政局關(guān)系的緊張對(duì)中國股市波動(dòng)的影響是極大的。在中美貿(mào)易戰(zhàn)暫停在2019年10月11日，美國總統(tǒng)特朗普·唐納德宣布中美雙方達(dá)成第一階段貿(mào)易協(xié)議，正式宣布決定暫緩實(shí)施預(yù)定生效的關(guān)稅。為了厘清其中重大事件對(duì)匯率和股價(jià)關(guān)系的影響，之后本文將進(jìn)行分段的實(shí)證分析。4.4分段實(shí)證分析 為了進(jìn)一步的深入探究股價(jià)與匯率的關(guān)系，將中美貿(mào)易戰(zhàn)和疫情等重大事件的影響在實(shí)證分析中分開考量，本文選擇對(duì)原時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分段研究。分段依據(jù)為：1.2018年6月15日，以中美雙方分別發(fā)布加征關(guān)稅的商品清單為標(biāo)志，中美貿(mào)易戰(zhàn)正式開始。美國政府將對(duì)從中國進(jìn)口的約500億美元商品加征25%的關(guān)稅，同時(shí)我國國務(wù)院關(guān)稅稅則委員會(huì)于2018年6月16日決定，對(duì)原產(chǎn)于美國的659項(xiàng)約500億美元進(jìn)口商品加征25%的關(guān)稅；2.2020年1月3日，中國政府從這一天起開始向世界衛(wèi)生組織以及全球各國通報(bào)疫情，所以以這兩個(gè)關(guān)鍵時(shí)間點(diǎn)作為分界。據(jù)此，將原時(shí)間序列劃分為以下三個(gè)階段，并在各時(shí)間段內(nèi)分別進(jìn)行股價(jià)與匯率的關(guān)系研究。4.4.1時(shí)間段1：2015年8月24日至2018年6月14日平穩(wěn)性檢驗(yàn)如下：表4.4：數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)-2.25020.4724否美元兌人民幣匯率-1.16730.9117否由表4.4可見，在5%的顯著性水平上，股價(jià)和匯率序列均未通過ADF單位根檢驗(yàn)，說明二者并非為平穩(wěn)序列。將匯率和股價(jià)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行一階差分后，再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：表4.5：一階差分后平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)（一階差分后）-8.33810.01是美元兌人民幣匯率（一階差分后）-7.49580.01是由表4.5可見，經(jīng)一階差分之后，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣序列的P值顯著小于5%，即一階差分后序列均已平穩(wěn)。所以，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣為一階單整序列。完成平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，對(duì)序列進(jìn)行E-G協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表6：恩格爾-格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果變量F檢驗(yàn)值1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值是否協(xié)整回歸殘差-2.2497-2.58-1.95-1.620.045是結(jié)果顯示，序列殘差的F檢驗(yàn)值小于5%臨界值，且P值小于5%，因此可以拒絕殘差序列非平穩(wěn)性的原假設(shè)，說明在時(shí)間段1（2015年8月24日至2018年6月14日）內(nèi)，滬深300指數(shù)和人民幣匯率之間存在協(xié)整關(guān)系。 確定了時(shí)間段1內(nèi)指數(shù)與匯率具有協(xié)整關(guān)系，則接下來進(jìn)行下一步格蘭杰因果檢驗(yàn)，探求二者的因果關(guān)系。根據(jù)AIC法則，確定了滬深300指數(shù)作為因變量時(shí)應(yīng)選擇15作為滯后項(xiàng)，而匯率作為因變量時(shí)滯后項(xiàng)應(yīng)選擇5。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下：表4.7：時(shí)間段1格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果因變量滯后項(xiàng)F檢驗(yàn)值Pr（>F）滬深300指數(shù)150.51610.9326美元兌人民幣匯率52.89520.0135 由上表可見，在時(shí)間段1內(nèi)，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了“滬深300指數(shù)不是美元兌人民幣匯率的單向格蘭杰原因”，接受了“美元兌人民幣匯率不是滬深300指數(shù)的單向格蘭杰原因”。這意味著在統(tǒng)計(jì)意義上，滬深300指數(shù)是美元兌人民幣匯率的單向格蘭杰原因，即股價(jià)有助于解釋匯率變化。 滬深300指數(shù)對(duì)匯率作用的回歸結(jié)果如下：Log且回歸結(jié)果的R2=0.084。由此可見，從長期來看，滬深300指數(shù)的對(duì)數(shù)每上升1，美元兌人民幣匯率的對(duì)數(shù)就會(huì)下降0.094.4.2時(shí)間段2：2018年6月15日至2020年1月3日平穩(wěn)性檢驗(yàn)如下：表4.8：數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)-2.01750.5703否美元兌人民幣匯率-1.95520.5967否由表4.8可見，在5%的顯著性水平上，股價(jià)和匯率序列均未通過ADF單位根檢驗(yàn)，說明二者并非為平穩(wěn)序列。將匯率和股價(jià)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行一階差分后，再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：表4.9：一階差分后平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)（一階差分后）-8.10740.01是美元兌人民幣匯率（一階差分后）-7.14560.01是由表4.9可見，經(jīng)一階差分之后，序列均已平穩(wěn)。所以，該時(shí)間段內(nèi)，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣為一階單整序列。E-G協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表10：恩格爾-格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果變量F檢驗(yàn)值1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值是否協(xié)整回歸殘差-1.1105-2.58-1.95-1.620.2786否結(jié)果顯示，殘差的F檢驗(yàn)值大于5%臨界值，且P值明顯大于5%，因此不能拒絕非平穩(wěn)性的原假設(shè)，即該時(shí)間段內(nèi)，無法證實(shí)滬深300指數(shù)和人民幣匯率之間存在協(xié)整關(guān)系。4.4.3時(shí)間段3：2020年1月6日至2021年4月14日平穩(wěn)性檢驗(yàn)如下：表4.11：恩格爾-格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)-2.51090.361否美元兌人民幣匯率-2.47890.3745否由表4.11可見，在5%的顯著性水平上，股價(jià)和匯率序列均未通過ADF單位根檢驗(yàn)，說明二者并非為平穩(wěn)序列。將匯率和股價(jià)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行一階差分后，再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：表4.12：一階差分后平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值P值是否平穩(wěn)滬深300指數(shù)（一階差分后）-6.75730.01是美元兌人民幣匯率（一階差分后）-6.63820.01是由表4.12可見，一階差分后序列均已平穩(wěn)。所以，該時(shí)間段內(nèi)，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣為一階單整序列。E-G協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表4.13：恩格爾-格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果變量F檢驗(yàn)值1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值是否協(xié)整回歸殘差-2.1245-2.58-1.95-1.627.747e-06是結(jié)果顯示，殘差的F檢驗(yàn)值明顯小于5%臨界值，且P值顯著小于5%，因此可以拒絕殘差序列非平穩(wěn)性的原假設(shè)，即該時(shí)間段內(nèi)，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣匯率之間存在協(xié)整關(guān)系。確定了時(shí)間段3內(nèi)指數(shù)與匯率具有協(xié)整關(guān)系，則進(jìn)行下一步格蘭杰因果檢驗(yàn)。根據(jù)AIC法則，確定了滬深300指數(shù)和匯率作為因變量時(shí)均應(yīng)選擇1作為滯后項(xiàng)。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下：表4.14：時(shí)間段3格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果因變量滯后項(xiàng)F檢驗(yàn)值Pr（>F）滬深300指數(shù)11.6650.1979美元兌人民幣匯率17.98330.0050 由上表可見，在時(shí)間段3內(nèi)，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了“滬深300指數(shù)不是美元兌人民幣匯率的單向格蘭杰原因”的假設(shè)，接受了“美元兌人民幣匯率不是滬深300指數(shù)的單向格蘭杰原因”的假設(shè)。這意味著在統(tǒng)計(jì)意義上，在時(shí)間段3內(nèi)，股價(jià)指數(shù)是匯率的單向格蘭杰原因，即股價(jià)有助于解釋匯率變化。滬深300指數(shù)對(duì)匯率作用的回歸結(jié)果如下：Log且回歸結(jié)果的R2=0.084。由此可見，從長期來看，滬深300指數(shù)的對(duì)數(shù)每上升1，美元兌人民幣匯率的對(duì)數(shù)就會(huì)下降0.934.4.4分段研究小結(jié)在分段進(jìn)行實(shí)證分析中，可以發(fā)現(xiàn)在中美貿(mào)易戰(zhàn)期間，滬深300指數(shù)和美元兌人民幣匯率之間不存在明顯的協(xié)整關(guān)系；而在其他兩個(gè)階段中，二者均存在明顯的協(xié)整關(guān)系，并且都得到了各時(shí)間段內(nèi)證實(shí)了股價(jià)是匯率的單向格蘭杰原因。針對(duì)中美貿(mào)易戰(zhàn)期間，二者未呈現(xiàn)出協(xié)整關(guān)系。該時(shí)間段內(nèi)，匯率對(duì)數(shù)上漲了4.5%，同時(shí)股指對(duì)數(shù)上漲了1.2%，可能是因?yàn)閰R率受到股價(jià)外其他因素的影響作用較大，至少可以歸納為以下幾點(diǎn)：1.國內(nèi)金融政策波動(dòng)較大。2018年，隨著“資管新規(guī)”的推行落地，逐步清理“影子銀行”，切實(shí)推進(jìn)“去杠桿”，對(duì)實(shí)體的流動(dòng)性造成了較大的影響，企業(yè)融資成本大幅上行，影響企業(yè)盈利。2018年，調(diào)整后的社會(huì)融資增速從年初的13.3%回落至年底的10.2%，新增非標(biāo)融資數(shù)據(jù)也持續(xù)為負(fù)，企業(yè)的融資成本大幅上行，影響企業(yè)盈利，導(dǎo)致股市大幅下跌。2019年開始，隨著政策逐步從“去杠桿”過度到“穩(wěn)杠桿”，企業(yè)融資成本逐步下行，利好企業(yè)盈利，股市開始逐步恢復(fù)。2.期間，中美貿(mào)易摩擦事件對(duì)企業(yè)盈利影響較大，從而對(duì)我國A股市場(chǎng)影響較大。2018年3月，美國政府發(fā)布“301備忘錄”，后續(xù)1個(gè)月A股下跌2.55%；2018年5月30日，美方稱將對(duì)我國500億商品征收25%關(guān)稅，2018年6月19日美國考慮對(duì)額外2000億美元的中國商品征收10%的關(guān)稅，2018年8月1日，2000億關(guān)稅稅率從10%提高至20%。2019年5月6日，2000億關(guān)稅稅率上調(diào)至25%。2019年8月2日，3000億關(guān)稅加征10%。在關(guān)稅持續(xù)加碼的背景下，出口企業(yè)受到影響巨大，企業(yè)盈利能力被削弱，而伴隨著企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈轉(zhuǎn)移，在2019年之后企業(yè)的盈利能力逐步恢復(fù)，股市開始回暖。3.中國證券市場(chǎng)的投資者結(jié)構(gòu)有待發(fā)展，其中占主力的散戶受非理性因素較大。我國證券市場(chǎng)的投資者中，專業(yè)性機(jī)構(gòu)所占的比例較小，而個(gè)人投資者較多。我國股票市場(chǎng)建立至今，個(gè)人投資者占比在逐步下降，但目前仍是主流。相比與機(jī)構(gòu)投資者，個(gè)人投資者的交易行為往往具有交易頻繁、投機(jī)性強(qiáng)、缺乏理性等特點(diǎn)，這導(dǎo)致了對(duì)整體市場(chǎng)的可預(yù)測(cè)性變差，且不理性情緒較強(qiáng)。在中美貿(mào)易摩擦期間，全球最大的兩個(gè)經(jīng)濟(jì)體之間發(fā)生貿(mào)易沖突，必然讓諸多投資者對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生了一定的悲觀情緒，但情緒影響的程度較難量化。針對(duì)其他兩個(gè)階段，得到了股價(jià)對(duì)匯率的單向格蘭杰因果關(guān)系，且二者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，這可以采用股票導(dǎo)向模型加以解釋。2015年中國股災(zāi)在8月隨著救市行動(dòng)的展開得到了初步平息，隨后，中國股市逐步恢復(fù)穩(wěn)步上漲。類似的，2020年3月開始，中國股市經(jīng)歷了多輪暴漲，一方面可能由于中國疫情的控制較好導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)恢復(fù)速度較快，而同時(shí)國際疫情淪陷導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)停滯，另一方面可能是因?yàn)槲覈墒蟹抢硇砸蛩剌^熱導(dǎo)致暴漲。因此，中國股價(jià)的上漲使得國內(nèi)投資者更傾向于投資本國資產(chǎn)，導(dǎo)致對(duì)本國貨幣的需求量上升，致使本國貨幣升值。另外，這也會(huì)會(huì)吸引更多外國投資者的資金流入，國際熱錢涌入中國股票市場(chǎng)，而這需要用投資者其他資產(chǎn)購買人民幣以購買更多的國內(nèi)股票，二者的雙重原因都會(huì)人民幣的升值。

5結(jié)論與政策建議5.1研究結(jié)論本文采用滬深300指數(shù)和美元兌人民幣匯率（開盤日下午3點(diǎn)的實(shí)時(shí)匯率）的日數(shù)據(jù)，以2015年8月24日至2021年4月14日為樣本區(qū)間，基于協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，對(duì)我國股價(jià)和匯率的關(guān)系進(jìn)行了整體和分階段的實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果表明：對(duì)整個(gè)區(qū)間，我國股價(jià)和匯率之間并不存在明顯的長期均衡關(guān)系。在將樣本區(qū)間進(jìn)行分段之后，可以發(fā)現(xiàn)在中美貿(mào)易戰(zhàn)的時(shí)間段內(nèi)，可能由于市場(chǎng)其他影響因素的原因，沒有分析發(fā)現(xiàn)股價(jià)和匯率