人民币汇率与股票市场波动溢出效应研究.pdf

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1、第2 2 卷第3 期2 0 0 9 年6 月管理科学I S S N1 6 7 2 0 3 3 4J o u r n a lo fM a n a g e m e n tS c i e n c eV 0 1 2 2N o 31 0 4 一1 1 2J u n e 2 0 0 9人民币汇率与股票市场波动溢出效应研究陈云”，陈浪南1，林鲁东11 中山大学岭南学院，广州5 1 0 2 7 52 华南师范大学经济与管理学院，广州5 1 0 0 0 6擅耍：采用B V G A R C H B E K K 模型，结合L R 似然比检验和W a l d 检验，实证研究人民币汇率与股票市场之间的波动溢出效应。采用

2、1 9 9 7 年1 月1 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日人民币对美元中间价和上证A 股指数的日交易数据，并考虑到2 0 0 5 年7 月2 1 日人民币汇率形成机制改革这一事件可能产生的结构性影响。划分为；1 2 改前和汇改后两个子样表区间，深入分析人民币汇率与上证A 股之间的波动溢出效应。实证结果表明，人民币汇率与股票市场之间存在波动溢出效应，且在；1 2 改前和汇改后的表现不同；汇改前表现为显著的从；1 2 率到股市收益率的波动溢出，汇改后主要表现为显著的从股市收益率到汇率变动率的波动溢出，汇改后汇率与股票市场之间的联系有所增强。针对实证结论，分析其背后的经济制度因素，并且得

3、出一些政策启示。关键调：人民币；f-率；股市收益率；波动溢出效应；B V G A R C H B E K K中图分类号：F 8 3 0 9文献标识码：A文章编号：1 6 7 2 0 3 3 4(2 0 0 9)0 3 0 1 0 4 0 9l引言外汇市场和股票市场是开放经济下两个主要的金融子市场，汇率与股价是两个市场的价格变量，二者之间的关系一直备受学界和业界关注。在资本自由流动、信息充分的条件下，两个市场往往受共同的宏观经济因素影响，表现出协同变化趋势，即一个市场的价格运动能够容易且迅速扩散到另一个市场，一个市场的波动不仅受过去几期波动程度的影响，而且也受到另外一个市场波动程度的制约，这种市

4、场之间的波动传导即为波动溢出效应。波动溢出效应能较好地反映两个市场之间的信息流动过程和相互作用机理，从而为投资者和政府的决策行为提供借鉴；当一个市场受到风险冲击而发生价格波动时，投资者可以根据波动溢出效应推测另一个市场的价格波动，并改变其投资行为，以抵御金融市场风险；一国政府也能根据波动溢出效应做出相应的决策，尽可能避免市场之间相互传染的大规模金融危机发生。在中国，人民币汇率长期维持对美元的盯住策略，股票市场的发展也受到诸多限制，这在一定程度上阻隔了两个金融子市场之间的信息传导。然而2 0 0 5 年7 月2 1 日人民币汇率形成机制改革，人民币不再单一盯住美元，而是实行以市场供求为基础、参考

5、一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。改革之后，人民币汇率的弹性明显增强、波动性增加。另外，中国股票市场也不断规范和对外开放，2 0 0 5 年4 月2 9 日证监会发布的关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知为证券市场放松了管制和束缚。在此背景下，研究人民币汇率与股票市场之间的波动溢出效应具有重要的理论和现实意义。2 相关研究评述国外关于汇率与股票市场关系的研究文献较收蔫日期：2 0 0 8 1 2 1 8修运日期：2 0 0 9 0 5 2 8盒项目：国家自然科学基金(7 0 6 7 3 1 1 6)；教育部人文社会科学重点研究基地重大项目(0 5 J J D 7 9 0 0 7

6、5)；国家社会科学基金(0 7 B J Y l 6 7)；中山大学9 8 5 工程产业与区域发展研究创新基地项目；广东省普通高校人文社会科学重点研究基地项目；上海立信会计学院中国立信风险管理研究院项目作介：陈云(1 9 7 8 一)女湖北黄冈人中山大学岭南学院博士研究生。华南师范大学经济与管理学院教师，研究方向：金融经济学和货币经济学等。E m a i l：a n n a _ c h e n y u n 1 2 6 咖万方数据第3 期陈云等：人民币汇率与股票市场波动溢出效应研究1 0 5多，大多是基于变量一阶矩的分析，考察汇率(或汇率变动率)与股票价格(或股票收益率)之间的相关关系或领先滞后的

7、变动关系，也即是两个市场之间的价格溢出效应，S o e n e 和B a h a m a n i-O s k o o e e 等研究美元汇率与美国股市收益率的关系二1；A j a y i、A b d a l h i、C h i e n C h u n gN i e h 和K a t e 等研究其他工业国家和发展中国家的汇率与股票市场的关系“o。亚洲金融危机之后，有大量文献对东亚等国的汇率与股票市场关系进行研究，如C l i v e、Y u k oH a s h i m o t o、H w e y y u nY a u 和M i n g S h i u nP a n 等的研究“。相对于价格溢出效

8、应而言，波动溢出效应更能反映两个市场之间的信息流动和风险传递，然而这种基于变量二阶矩(方差)考察汇率与股市波动溢出效应的研究文献较少。B e n j a m i n 采用1 9 9 9 年1 月巴西汇率制度改革前后两个时期的汇率和股市数据，运用线性方法判别股价与汇率的格兰杰因果关系，同时考虑到变量的波动性，运用非线性方法判别股价与汇率的格兰杰因果关系。A n g e l o sK a n a s 基于6 个发达工业国家的日数据，利用协整技术和二元E G A R C H 模型分析股票收益率与汇率变动率之间的波动溢出效应。中国关于人民币汇率波动与股票市场关系的研究目前还比较欠缺，已有的几篇文献也仅

9、是判别人民币汇率与股价指数(股票收益率)之间的价格溢出效应，如张碧琼、陈雁云、邓巢和吕江林等的研究卜皤J，目前尚未检索到关于人民币汇率与股票市场之间的波动溢出效应的研究文献。基于此，本研究实证研究人民币汇率与股票市场的波动溢出效应，并试图从以下几个方面改进对人民币汇率与股票市场关系的研究。本研究选择1 9 9 7 年1 月1 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日的日交易数据，数据频度较高，样本期较长，较好地满足实证分析要求的数据质量。结合中国的实情，考虑到1 9 9 6 年底实施的涨跌停板制度对股市波动产生较大影响以及1 9 9 6 年1 2 月人民币经常项目可兑换这一事件对人民币汇率产

10、生的影响，将样本期的起点定为1 9 9 7年；同时还考虑了2 0 0 5 年7 月2 1 日人民币汇率形成机制改革所带来的结构变化，划分汇改前和汇改后两个子样本分别加以考虑。本研究对数据的处理更为仔细客观，对计量方法的选取也更为慎重，从而保证实证结论的可靠性。3 实证方法与步曩在分析金融市场的波动特征时，T i mB o l l e r s h v 提出的自回归条件异方差模型(A R C H)和广义自回归条件异方差模型(G A R C H)被广泛采用mJ，这类模型能较好地描述金融时间序列波动的集聚性和时变性特征，从而有效地考察各金融市场的条件波动性。然而，这类模型没有涵盖一个市场波动对另一个市

11、场波动的影响。丧失了市场相关性中所包含的有用信息，从而难以有效地考察不同市场之间的波动溢出效应。为此，单变量A R C H 和G A R C H 类模型逐步拓展到多元G A R C H(m u l t i v a r i a t eG A R C H，M V G A R C H)模型，利用残差向量的方差一协方差矩阵所包含的信息，形成条件矩相互影响参数的估计值从而反映多个市场之间的波动溢出效应。在条件方差一协方差的具体设定形式方面，E n g l e 等提出的B E K K 模型允许条件方差和协方差相互影响，同时又不需要估计太多参数，并且也保证了最优化过程中条件方差一协方差矩阵的正定条件【l8|

12、，在实际中使用较为广泛。本研究在分析人民币汇率与股票市场的波动溢出效应时。选择二元G A R C H(B V G A R C H)模型，并且考虑到模型的实用性和可操作性，建立B E K K 模型。首先设定条件均值方程为L=，+岛(1)其中，t 为时刻，y，为变量序列，为2 l 向量；，I 为长期漂移系数，也为2 1 向量；岛It 一。一N(0，凰)为市场在t 时刻受到新生变量的冲击，并具有相应的2 2条件方差一协方差矩阵只，为(t 一1)时刻的信息集。相应地，条件方差一协方差的B E K K 模型为l岛=F 口。珥=C C+A 口。占。一l A+B M l B(2)其中，吼为条件方差一协方差矩

13、阵为，2 的白噪声过程；c 为2x 2 的上三角形矩阵；A 和口均为2 2 的矩阵；c、A 和B 分别为矩阵c、A 和曰的转置矩阵。噩：?l l th 1 2,1L h 2 1 Ih 2 2J101 r。l l。1 2 1。篮饧J+口2 1 1rF 2 I I-II I口篮儿岛I I 占I 一t6 2 1 1 一一一6 2 2 儿h 2 1 I-Ih 笠。一住1+JL d 2 ln 笠J(3)其中，h。为t 时刻股票市场收益率序列的条件方差，h 笠。为t 时刻人民币汇率(或人民币汇率变动率)序列的条件方差，h 1 2。=h：I 1 为t 时刻两个序列的条件协方差，口I 1 一。和占：。分别为两

14、个序列的滞后一期的残差项；c i 为矩阵c 中的第(i J)个元素，为矩阵A 中的第(f J)个元素，b。为矩阵口中的第(J)个元素。考察两个市场之间的波动溢出效应。可以通过检验系数和b o(i，)是否显著异于0 问接反映。另外，由于条件方差一协方差矩阵的系数是参数矩阵中元素的非线性组合，也可以借鉴赵留彦和赵华等钆驯的分析方法，针对矩阵元素进行L R 似然比检验和W s J d 检验。检验既不存在股市对汇率的波动溢出效应，也不存在汇率对股市的波动溢出效应时，原假定n o：口1 2=O，b 1 2=09 口2 l=0，b 2 l=O；检验不存在股市对汇率的波动溢出效应时，原假定H o：a。：=0

15、，b：=O；检验不存在汇率对股市的波动溢出效应时，原假定H 0：口2 1=0，b 2 I=0。龟川i屯k吼门l J印即州形缸_。-_L。_Lr_-_L=万方数据1 0 6管理科学(J o u r n a l fM a n a g e m e n tS(沁n I P)2 0 0 9 年6 月、h、，日期囝1 人民币汇率序列F i g u r e1R M BE x c h a n g eR a t e构造L R 似然比统计量为L R=一2(f，一f。)一r()(4)其中，f，为有约束下的对数似然值，f。为无约束下的对数似然值，约束条件的个数即为，分布的自由度。如果随机误差项服从二元正态分布，给定7

16、 t 个观测值和2 l 向量l，未知参数向量为0，那么(1)式的条件密度函数为f(L I l,“口)：(2 丌)_ l|日I I 一e x p -丛罂(5)相应地，对数似然函数为r=l o g f(Y,I I,“口)r=一T l o g(2 1 r)一(1。gI 皿I+8 t t 何。B)(6)另外，为描述股市收益率序列Y。与人民币汇率序列y。的动态相关变化，还可以计算二者的条件相关系数矶，即n(y l。，兆)=孑H 1；2,t=(7)l I f h 2 2 t本研究对B V G A R C H B E K K 模型的估计用统计软件E v i e w s6 0，在进行最大似然估计过程中采用M

17、a r-q u a r t 算法，参数的收敛准则定为(1 e 一5)，参数初始值的设定方法为分别对股市、汇率估计单变量G A R C H(1。1)模型，取其参数或平方根作为B V G A R C H 模型中对应对角元素的初始值，非对角元素初始值设为0。4 数据来源和变量预分析4 1 数据来源和说明本研究选择1 9 9 7 年1 月1 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日作为样本期，研究人民币汇率与股票市场之间的波动溢出效应。由于在2 0 0 5 年7 月2 1 日汇率形成机制改革前人民币名义汇率基本上是盯住美元，在汇改后不再单一盯住美元，而是围绕一篮子货币浮动，但美元所占比重依然很大，因

18、此选取人民币对美元名义汇率作为人民币汇率的代表。另外，由于上证A股能较好地代表中国股票市场发展状况，因此选取上证A 股指数作为股价指数的代表。为分析人民币汇率与上证A 股之间的波动溢出效应，需要对原始数据进行相应的处理。原始数据为每周5 天的日交易数据，去掉节假日，去掉少数缺失一个市场数据的，得到两个市场都可获得的完整数据，共28 9 3 个观察值。人民币对美元名义汇率取外汇市场美元交易的中间价，以单位美元折算的人民币数值表示，数据来源于W 1 N D 资讯。上证A 股指数取沪市每日收盘价，数据来源于W I N D 资讯。人民币对美元名义汇率在样本期内的基本变化情况如图I 所示。1 9 9 7

19、 年1 月1 日一2 0 0 5 年7 月2 1日人民币对美元汇率长期保持相对稳定水平，波动幅度很小，均值为8 2 7 9 R M B￥U S$，最高点发生在1 9 9 7 年1 月1 日，为8 2 9 8R M B￥U S$，最低点在2 0 0 1 年1 月2 2 日，为8 2 7 6R M B￥U S$。2 0 0 5 年7 月2 1 日人民币汇率形成机制改革，人民币对美元名义汇率一步降至8 1 l R M B￥U S$，自此人民币对美元汇率持续下降，即人民币持续升值，且升值幅度较大。2 0 0 5 年7 月2 2 日2 0 0 8 年1 2 月3 1 日人民币对美元名义汇率均值为7 5

20、8 3 R M B￥U S$，在2 0 0 8 年9月2 3 丑人民币升值达最高点6 8 0 1R M B￥U S$。此后人民币对美元汇率保持相对平稳水平。上证A 股指数在样本期内的基本情况如图2 所示，反映了中国A 股市场大起大落的行情变化。自1 9 9 7 年1 月2 日起股市持续上扬，至5 月1 2 日上证A 股指数高达l5 6 9 点，此后股市进入约两年的调整时期，直至1 9 9 9 年5 月1 8 日，股指跌至11 2 6 2 1 点。随后出现“5 1 9”股市井喷行情，这一轮牛市持续到2 0 0 1 年6 月1 3 日，股指升至23 3 7 9 2 点。而2 0 0 1 年6月1

21、4 日国有股减持办法出台后，股市开始了长达4987654321O$童七b嘿粼靛忙叹、rAo文I-ooNn o-8 0-8 0 0 Nn o 寸o-8 0 0 NN-I _ 0 0 0 N口一卜o卜ooNnNno卜ooNn一-I一900NnI-h o-9 0 0 No一co900N卜o-I 一矗o o Nn 0 0 0 矗o o NN o n o n o o NN N-oI-寸o o N一口o寸ooN_文。导ooNo _ 0I-n o o Nn o-9 0 c o o No N-Io-c o o N峪I-西。式ooN1 z o-乙o o N寸0-一。曲ooNt，o-6 0-Io o N口。矗o

22、Io o Nn o 二o-I o o N_o西oooo一o”o-08Nn o 二o-o o o Noo6夸口一尊ono-6西西一ocN一_8岔西一一cIo-8西岔一no矗o-8昏夺一一n文I-卜岔A_【No600昏a_【口o”o卜口吼一Io100口一万方数据第3 期陈云等：人民币汇率与股票市场波动溢出效应研究年的熊市行情，股价指数最低降至l0 2 3 9 6 点。而自2 0 0 5 年6 月6 日起，伴随着股权分置等一系列股改措施的推行，股市开始了一路飞速上涨的牛市行情，尽管在股指突破30 0 0 点时遭遇了2 0 0 7 年2 月2 7 日。2 2 7”小股灾，却依然未能抑制股市继续上涨的趋

23、势，到2 0 0 7 年1 0 月1 6 日达最高点63 9 5 7 6 点。然而，此后受美国次贷危机和全球股市下跌影响中国A股市场开始了大幅持续下跌的熊市行情，2 0 0 8 年1 1月4 日股指一度跌至l7 9 3 0 6 点的最低点，此后稍有上升。考虑到2 0 0 5 年7 月2 1 日人民币汇率形成机制改革所带来的结构变化，本研究将整个样本区间分为6 0 0 0藿5 0 0 0氟4 0 0 0口皿嫠3 0 0 0宝2 0 0 01 0 0 0O1 0 7两个子样本，即1 9 9 7 年1 月2 日一2 0 0 5 年7 月2 1 日为汇改前子样本区间，共包含20 5 3 个观察值；2

24、0 0 5年7 月2 2 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日为汇改后子样本区间，共包含8 4 4)个观察值。由于股价指数是以1 0 0 为基点，因此对人民币汇率数据也取1 0 0 美元折算的人民币数值。另外，对汇率和股价指数变量序列进行对数化转换，分别用n e e 和印表示。4 2 单位根检验在实证分析之前，需要先对变量进行单位根检验，以判别变量的平稳性。为保证结果的稳健性，本研究同时采用A D F 单位根检验和P P 单位根检验，检验结果见表1。日期囝2 上证A 段指数序凋F i g u r e2S h a n g h a iAS h a r eI n d e x衰1 变量单位根检验

25、T a b l elU n i tR o o tT e s to fV a r i a b l e s注：(C T K)为A D F 单位根检验形式，(C，r，B)为P P 单位根检验形式C 为漂移项r 为趋势项根据其系数估计值的显著性选择具体检验形式中是否包含趋势项和漂移项。K 为A D F 单位根检验中根据S I C 准则选取的滞后项。口为P P 单位根检验中根据B a r t l e t tK e r n e l 估计和N e w y w e s t 准则选取的带宽。为显著性水平I 下拒绝单位根序列的原假设。-J I，、h 一一厂、一n I 飞户、一厂。1昏1心_800N!80800N=

26、寸oooHn o _ 8 No80000NNcoooN=I一900N=o-9 0 0 No 一-c o-9 0 0 N_【c-o一矗ooN卜N。口o。nooN_N式。矗ooNn 1-o I-寸o o NA o-9 0。寸o o N寸0-No寻ooN_ l-6 0-c o o NN”onooNn o-Io-c o o NN80文ooN寸N寸oNooN卜。文一-looNn o 8 0 Io o No-n o-Io o N崎_I-l_oooNnI-卜o-0 0 0“西o-c o-o o o NnN-o_16心口_丙_906西岔一No心o6西口_”o-01小昏_寸o岈o-8口一一N-Io8岔心_I 6

27、 0 口岔一西一以o西一N o-1 0 0 岔岔一万方数据1 0 8管理科学(J o u r n a lo fM a n a g e m e n tS c i e m P)2 0 0 9 年6 月衷2 汇率与股市收益率的描述性统计(1 9 9 r 7 年1 月2 日一2 0 0 5 年7 月2 1 日)T a b l e 2D e s c r i p t i v eS t a t i s t i c so fE x c h a n g eR a t ea n dS t o c kR e t u r nR a t e(1 9 9 7 1 2 2 0 0 5 7 2 1)同。注：J B 为J a

28、r q u e B e t a 统计量，用来检验序列是否服从正态分布，J B 统计量在大样本下服从自由度为2 的，分布。下衷3 汇率变动率与股市收益率的描述性统计(2 0 0 s 年7 月2 2 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日)T a b l e3D e s c r i p t i v eS t a t i s t i c so fE x c h a n g eR a t eC h a n g ea n dS t o c kR e t u r nR a t e(2 0 0 5 7 2 2 2 0 0 8 1 2 3 1)单位根检验结果显示，在汇改前子样本中，人民币对美元名义汇率(耻

29、r)为平稳序列，(O)；在汇改后子样本中，人民币对美元名义汇率为一阶单整序列，(1)。两个子样本中上证A 股指数均为一阶单整序列，(1)。4 3 描述性统计分析(1)1 9 9 7 年1 月2 日一2 0 0 5 年7 月2 1 日该样本区间内人民币汇率为平稳序列t(o)，而股价指数为一阶单整序列，(1)，因此针对人民币汇率序列和股价指数的一阶差分序列进行分析，股价指数的一阶差分序列也可视为股市收益率序列5 1 ，8 r t=叩l s p f 10两个序列的描述性统计分析如表2，即股市收益率序列和汇率序列的峰度大于3，偏度不为0，均满足尖峰厚尾特点。从J B 统计量和P 值来看，两个序列都不服

30、从正态分布。(2)2 0 0 5 年7 月2 2 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日该样本区间内人民币汇率和上证A 股指数均为一阶单整序列，(1)，因此针对汇率的一阶差分序列和股价指数的一阶差分序列进行分析，汇率的一阶差分序列可视为汇率变动率序列e l ，e r t=,s t t 一肥r。-l 股价指数的一阶差分序列可视为股市收益率序列s r，s r t2s p l s p l 10两个序列的描述性统计分析见表3，即股市收益率序列和汇率变动率序列的峰度大于3，偏度不为0，均满足尖峰厚尾特点。从J B 统计量和P 值来看，两个序列都不服从正态分布。5 估计结果与实证分析由前述描述性统计分

31、析看，适宜运用B V G A R C H B E E K 模型分别估计汇改前和汇改后两个阶段人民币汇率与股票市场之间的波动溢出效应。具体实证结果见表4。表4 中第一栏是不施加任何约束的B E K K 模型估计结果。矩阵A 的对角元素口。(i=I，2)反映A R C H 效应，矩阵口的对角元素b。(i=l，2)反映G A R C H 效应，也即是两个市场各自的时变方差特征和波动的持久性特征。矩阵A 和矩阵B 的非对角元素反映两个市场的波动溢出效应，元素口。(i J)表示市场i 的波动率对市场J 的冲击程度，反映波动溢出的A R C H 效应；元素b i(i J)表示市场i 与市场J之间波动率传导

32、的持久性，反映波动溢出的G A R C H效应。通过检验系数口，：和b。：是否显著异于0 可判别从股票市场到汇率的波动溢出效应，检验系数如。和b：是否显著异于0 可判别从汇率到股票市场的波动溢出效应。表4 中的第二栏是分别施加不同约束对波动溢出效应所做的假设检验，通过考察L R 似然比统计量和W a l d 统计量的显著性来判别是否存在波动溢出效应。汇改前(1 9 9 7 年1 月2 日2 0 0 5 年7 月2 1 日)，针对股市收益率和汇率序列考察二者之间的波动溢出效应。估计系数(n，b。)和(n：，b 船)均在l 显著性水平上异于0，反映了股市收益率序列和汇率序列各自都具有时变方差特征，

33、且波动具有持久性。根据估计系数n 小b 小a 2。和b：粗略地判别波动溢出效应，即估计系数a：和b，：近似等于0，且都不显著，这表明不存在从股市收益率到汇率的波动溢出效应。估计系数n 2 l 和b 2 分别为2 4 3 4 和一2 6 6 1，均十分显著，显著性水平为l，这表明存在从汇率到股市收益率的波动溢出效应，且汇率波动的A R C H 效应和波动持久性均对股市产生影响。假定不存在任何方向的汇率与股市的波动溢出效应时，L R 检验表明，约束模型的似然值相对于不施加约束的B E K K 模型显著下降，在l 的显著性水平上拒绝两个市场之间不存在波动溢出效应的原假定，W a l d 检验也得到了

34、类似的结论，这也证实了两万方数据第3 期陈云等：人民币汇牢与股票市场波动溢出效应研究1 0 9衰4B V G R A C H-B E K K 模型估计结果和假设检验T a b l e 4E s t i m a t i o na n dH y p o t h e s i sT e s t i n gR e s u l t so fB V G A R C H B E K KM o d e l第二栏：波动溢出效应的假设检验不存在任何方向的汇率与股市的波动溢出H o：a。2=O，b。：=o，口2。=0，b：，=0L=2 18 1 3 8 0 0L=69 0 7 6 5 4L=47 5 8 5 0 8L

35、 R=3 1 9 5 8 0 R=一3 6 4 3 4W a l d=9 9 8 5 2 耽d=1 8 4 8 4 不存在股市对汇率的波动溢出r i o：a。2：0，b。：=0L=2 19 7 3 5 6 0L R=0 0 6 0耽l d=0 0 6 lL=68 8 5 6 0 6L R=7 6 6 2“耽d=1 7 9 4 3 不存在汇率对股市的波动溢出H 0：a：。=0，b：=0L=2 19 4 9 8 9 0L R=4 7 4 0 0 l d=9 9 3 4 0 L：68 8 9 2 0 0L R=0 4 7 4耽l d=0 7 2 8地=一1 3 3 0 4耽I d=4 9 1 2 5

36、 L=47 4 7 9 2 0L R=7 8 7 2”W a I d=1 5 9 9 4 L=60 8 8 3 1 6L R=1 0 0 2 4”W a I d=3 1 0 0 0 注：第一栏是不施加约束的B E K K 模型，第二栏是施加不同约束的假设检验，为显著性水平为1，”为显著性水平为5。为显著性水平为1 0。个市场之间存在波动溢出效应。为进一步考察波动溢出的具体方向，假定不存在从股市到汇率的波动溢出效应，L R 检验和W a l d 检验均不能拒绝原假定；假定不存在从汇率到股市的波动溢出效应，L R 检验和W a l d 检验都拒绝了原假定，且统计量十分显著，显著性水平为1，表明存在

37、从汇率到股市的波动溢出效应。汇改后(2 0 0 5 年7 月2 2 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日)，针对股市收益率和汇率变动率序列考察二者之间的波动溢出效应。估计系数(口b，)和(a 2 2，b 2 2)均在l 显著性水平上异于0，表明股市收益率序列和汇率变动率序列都具有A R C H 效应和G A R C H 效应，即都具有时变方差特征，且波动具有持久性。根据估计系数a b 孙a：。和b：，粗略地判别波动溢出效应，即估计系数a：为一0 0 0 3，显著性水平为1；估计系数b。：约为0 0 0 1，但不显著，这表明存在从股市收益率到汇率变动率的波动溢出效应，且主要表现为当期股市收

38、益率波动的A R C H 效应对未来汇率变动率会产生微弱影响。估计系数a：。和b 2。分别为-0 0 5 6 和0 1 1 8，均不显著这表明不存在从汇率变动率到股市收益率的波动溢出效应。同样，假定不存在任何方向的汇率与股市的波动溢出效应，L R 检验无法拒绝原假设。W a l d 检验在I 显著性水平上拒绝了原假设；假定不存在从股市万方数据11 0管理科学(J o u r n ,：do fM a n a g e m e n t q c l e n(e)2 0 0 9 年6 月j 四g榭权盎籁帐斗K罂世媒伯臀观察值个数(a)汇改前蝈霜剁恹盎观察值个数C o)汇改后图3 汇改前和汇改后的协方差序

39、剜F i g u r e3C o v a r i a n c eS e r i e sb e f o r ea n da f t e rt h eR M【BE x c h a n g eR a t eR e f o r m观察值个数籁帕斗K罂世礤怕臀22 0 02 4 0 026 0 028 0 0观察值个数(a)汇改前(b)汇改后囝4 汇改前和汇改后的动态条件相关系数F i g u r e4D y n a m i cC o n d i t i o n a lC o r r e l a t i o nC o e f f i c i e n tb e f o r ea n da f t e rt

40、 h eR M BE x c h a n g eR a t eR e f o r m到汇率的波动溢出效应，L R 在5 显著性水平上拒绝了原假设，W a l d 检验在1 显著性水平上拒绝了原假设；假定不存在从汇率到股市的波动溢出效应，L R 和W a l d 检验均无法拒绝原假设。由以上结果看，L R 和W a l d 检验结果与前述判断基本一致。考虑到汇改后中国股市明显表现为两个阶段，I i P 2 0 0 5 年7 月2 2 日2 0 0 7 年l O 月3 1 日，股市持续大幅上涨；2 0 0 7 年1 1 月1 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日，股市持续大幅下跌，本研究进一

41、步增加稳健性检验。选择样本区间2 0 0 5 年7 月2 2 日一2 0 0 7 年1 0 月3 1 日，首先进行不施加约束的B E K K 模型估计，再进行L R 和W a l d 假设检验，估计结果与假设检验的结果基本一致均得到了显著的从股市收益率到汇率变动率的单向波动溢出效应，与2 0 0 5 年7 月2 2 日一2 0 0 8 年7月3 1 日期间得到的结论相同。但有所不同的是，在这一上涨区间内，不施加约束的B E K K 模型中，系数估计值口2。为一0 8 8 4 但不显著6 2。为1 2 6 2 且十分显著，表明存在从汇率到股市收益率的波动溢出效应，且主要体现为汇率变动率波动的持久

42、性对股市产生影响。假定不存在从汇率到股市的波动溢出效应，L R 在5 显著性水平上拒绝了原假设，W a l d 检验在1 显著性水平上拒绝了原假设，也表明存在从汇率到股市的波动溢出效应。另外，从图3 的协方差序列看，基本集中在零值上下，浮动极小。汇改前，汇率与股市收益率相互波动，在一段时间内有明显的集聚性特征；汇改后，汇率变动率与股市收益率相互波动也具有明显的集聚性特征，这说明外部冲击对协方差波动有影响。从图4 的动态条件相关系数看，也表现出明显的时变特征。汇改前，相关系数大多集中在零值上下波动，表明二者之间具备一定的相关性，但相关程度较弱；从符号方向看，相关系数频繁地在正负之间转换，说明相关

43、性不稳定。汇改后，相关系数变动幅度加大，不再集中于零值附近，大多在(一0 2，0 2)区间内上下波动，表明二者相关程度增强；另外，尽管相关系数也在正负之间转换，但频率降低，说明二者相关性的稳定性加强。6 结论本研究采用1 9 9 7 年1 月2 日一2 0 0 8 年1 2 月3 1 日的日交易数据，以人民币汇率形成机制改革为结构变化点划分为汇改前和汇改后两个子样本区问，运万方数据第3 期陈云等：人民币汇率 j 股票市场波动溢出效应研究1 11用B V G A R C H B E K K 模型考察人民币对美元名义汇率与上证A 股之间的波动溢出效应，实证结果表明，人民币汇率与股票市场之间存在波动

44、溢出效应。汇改前，存在显著的从人民币汇率到股市收益率的单向波动溢出效应；汇改后，存在显著的从股市收益率到人民币汇率变动率的单向波动溢出效应，但影响较小。此外，在汇改后中国股市飞速上涨阶段，不仅存在从股市收益率到人民币汇率变动率的波动溢出效应，而且存在从人民币汇率变动率到股市收益率的波动溢出效应。总体而言，汇改后两个市场的波动溢出和信息传递更为密切。以上实证结论充分反映了中国具体的经济环境和制度背景下人民币汇率与股票市场之间的特殊表现。人民币汇率形成机制改革以前，人民币名义上是管理浮动汇率制，但实际上是盯住美元，且由于政策干预，人民币对美元名义汇率长期维持在相对稳定的水平。人民币汇率水平微小的波

45、动，主要是受政府控制，其他金融市场的力量对汇率波动影响很小；然而，人民币汇率的微小波动可通过贸易收支等渠道引起股市收益率的波动，因此波动溢出表现为从汇市到股市。此外，由于这一阶段汇市和股市分割比较严重，汇率与股市收益率波动之间相关性较弱。且不稳定。人民币汇率形成机制改革之后，人民币对美元名义汇率波幅增加、弹性增强。同时这一阶段中国的股票市场也在不断发展完善、流动性加强，且对外逐步开放。在此背景下，两个市场的信息流动增加，资本流动途径在一定程度上充当了两个市场的中介，在人民币升值预期下，大量外来资本涌入中国股票市场，直接影响到股市收益率的波动，进而影响汇率变动率的波动，因此波动溢出表现为从股市到

46、汇市，尽管这种效应还比较微弱。另外，这一阶段汇市和股市两个子市场的联系日益密切，汇率变动率与股市收益率之间相关性加强，且相关性的稳定程度也加强。伴随着人民币汇率形成机制改革的进一步推进，资本管制的逐步放松，股票市场的不断对外开放，汇率与股市之间信息流动和风险传递会增强，尤其是股市对汇率的波动溢出会更明显。在这一背景下，股市的过度波动会传递到汇率上，甚至会引发汇率和股市相互传染的金融危机。因此，在准确把握二者之间波动溢出效应的基础上，投资者应当调整自己的投资行为，选择适当的资产组合以规避金融风险。政府当局一方面要继续加强中国国内股票市场制度建设，保证平稳有序发展；另一方面要建立金融风险预警机制，

47、并采取相应政策预防金融危机的发生。参考文献：1 S o e n e nLA，H e n n i g a rES A nA n a l y s i so fE x c h a n g eR a t e sa n dS t o c kP r i c e st h eU SE x p e r i e n c eb e t w e e n1 9 8 0a n d1 9 8 6 J A k r o nB u s i n e s sa n dE c o n o m i cR e v i e w，1 9 8 8(W i n t e r)：7 1 6 2 B a h m a n i O s k o o e e

48、M。S o h r a b i a nA S t o c kP r i c e sa n dt h eE f f e c t i v eE x c h a n g eR a t eo ft h eD o l l a r J A p-p l i e dE c o n o m i c s，1 9 9 2，2 4(4)：4 5 9 4 6 4 3 A j a y iRA，M o u g o u eM O nt h eD y n a m i cR e l a t i o nb e t w e e nS t o c k P r i c e sa n dE x c h a n g eR a t e s J

49、 J o u r-h a lo fF i n a n c i a lR e s e a r c h，1 9 9 6，1 9(2)：1 9 3-2 0 7 4 A b d a l l aISA，M u r i n d eV E x c h a n g eR a t ea n dS t o c kP r i c eI n t e r a c t i o n si nE m e r g i n gF i n a n c i a lM a r k e t s：E v-i d e n c eo nI n d i a，K o r e a，P a k i s t a n，a n dP h i l i p p

50、 i n e s J A p p l i e dF i n a n c i a lE c o n o m i c s，1 9 9 7，7(2)：2 5 3 5 5 C h i e n C h u n gN i e h，C h e n g F e wL e e D y n a m i cR e l a-t i o n s h i pb e t w e e nS t o c kP r i c e sa n dE x c h a n g eR a t e sf o rG 一7C o u n t r i e s J T h eQ u a r t e r l yR e v i e wo fE c o-n