時間：2022-04-13 06:45:31
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇金融月度總結(jié)，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
【關(guān)鍵詞】CPI與PPI的月度差值 上證綜指月度波動率 格蘭杰模型
通過觀察CPI、PPI和上證綜指三者的走勢發(fā)現(xiàn)CPI與PPI的差值與上證綜指有很大的相關(guān)性，本文運用格蘭杰因果關(guān)系模型對其進行實證檢驗。
一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源
考慮到股票市場成立于1991年底，而且初期上市股票非常少，上海證券交易所5家，深圳證券交易所3家公司，公司太少不具有代表性，因此本文選取1993年1月2013年12月為研究樣本。本文所使用的CPI指數(shù)、PPI指數(shù)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局；上證指數(shù)月度波動率來源于通達信軟件月K線上標(biāo)示的波動率。
二、實證檢驗方法介紹
本文通過運用格蘭杰時間序列模型驗證CPI與PPI月度差值和上證指數(shù)月度波動率兩者之間是否存在一定的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗?zāi)Ｐ陀煽巳R夫?格蘭杰教授創(chuàng)立的，該模型主要用于分析經(jīng)濟變量間的因果關(guān)系。在時間序列情形下，兩個經(jīng)濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關(guān)系定義為：若在包含了變量X、Y過去信息條件下，對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。為了防止偽回歸的情況出現(xiàn)，本文運用ADF檢驗方法對該時間序列進行單位根檢驗，然后再進行格蘭杰因果檢驗。
三、格蘭杰模型檢驗
本文用CZ代表CPI與PPI月度差值；用SY表示上證指數(shù)月度波動率。
（一）單位根檢驗
1.運用ADF的檢驗方法對上證指數(shù)月度波動率（SY）檢驗，檢驗的條件是：原序列、不帶時間趨勢項、不帶截距項。得出以下結(jié)果：
表1 上證指數(shù)月度波動率的平穩(wěn)性檢驗
可見，上證綜指月度波動率（SY）ADF檢驗是平穩(wěn)的。
2.運用ADF的檢驗方法對CPI與PPI的月度差值（CZ）檢驗，檢驗的條件是：原序列、不帶時間趨勢項、不帶截距項。得出以下結(jié)果：
表2 CPI和PPI的月度差值的平穩(wěn)性檢驗
可見，CPI與PPI的月度差值（CZ）的ADF檢驗，在5%的情況是平穩(wěn)的。
由此，上證指數(shù)月度波動率（SY）、CPI與PPI月度差值（CZ）通過平穩(wěn)性檢驗，可以進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。
（二）格蘭杰因果檢驗
對這兩組數(shù)據(jù)進行滯后1期的格蘭杰因果檢驗結(jié)論如下：
表3 CPI與PPI的月度差值和上證指數(shù)月度波動率的格蘭杰檢驗
從EViews5.0輸出結(jié)果看，在滯后1期，5%的顯著水平下，CPI和PPI月度差值是上證指數(shù)月度波動率的格蘭杰原因，而上證指數(shù)月度波動率不是CPI和PPI月度差值的格蘭杰原因。
綜上總結(jié)，在滯后1期，5%的顯著水平下，CPI和PPI月度差值是上證指數(shù)月度波動率的格蘭杰原因，而上證指數(shù)月度波動率不是CPI和PPI的月度差值的格蘭杰原因。
四、結(jié)論
我們通過進行模型檢驗說明，CPI與PPI月度差值與上證指數(shù)月度波動率在5%的顯著水平，滯后期為1期的情況下，CPI和PPI月度差值是上證指數(shù)月度波動率的格蘭杰原因，而上證指數(shù)月度波動率不是格蘭杰原因。可以認為CPI和PPI月度差值的變化導(dǎo)致了上證指數(shù)的變化，因此，在一般情況，我們可以參照此來進行證券投資決策，并判斷牛熊市的轉(zhuǎn)折點，進行波段操作。
參考文獻
[1]王若晨，甘朝陽.CPI與PPl月度差值和上證指數(shù)的關(guān)系研究.人民論壇[J]，2013.4.
[2]周星辰.宏觀經(jīng)濟變量與中國股票市場關(guān)聯(lián)性研究[D].南京師范大學(xué)，2010.
在黃金逐步非貨幣化的大背景下,黃金貨幣屬性的強弱取決于投資者對黃金保值需求的強弱程度。而這種需求產(chǎn)生于投資者對通脹、匯率等因素變化的反應(yīng)程度以及投資替代品價格的波動。
建立理論模型如下:
二、數(shù)據(jù)來源及搜集處理方法
課題組擬采用月度數(shù)據(jù)。原因有:第一、月度數(shù)據(jù)相比年度數(shù)據(jù)在最大程度上保證了樣本容量足夠大,使得模型估計的結(jié)果可靠性更高,精度更高。第二,月度數(shù)據(jù)相比年度數(shù)據(jù)能夠更加靈敏的反映價格變化的趨勢和程度大小。
三、模型參數(shù)估計和檢驗
(一)單位根檢驗
首先做出各個解釋變量的時序圖
由時序圖可以看出美元指數(shù)序列、玉米價格序列、國際石油價格序列是比較平滑的曲線,故繼續(xù)進行單位根檢驗。
下。
從檢驗結(jié)果看,在1%、5%、10%三個顯著性水平下,t統(tǒng)計量值小于相應(yīng)臨界值,從而拒絕原假設(shè),表明美元指數(shù)米價格序列以及國際油價一階單整的。
(二)多變量協(xié)整
根據(jù)以上結(jié)果對各解釋變量采用清華法進行多變量協(xié)整:
長期均衡關(guān)系,但從短期來看,可能會出現(xiàn)失衡,為了增強模型的精度,可以把協(xié)整回歸中的誤差項看作均衡誤差,建立誤差修正模型。
(三) 建立長期模型并進行回歸:
t=1,2,3
經(jīng)濟意義檢驗:
從長期模型回歸結(jié)果可以看出,在金融危機之前,美元指數(shù)提高1單位,黃金價格平均意義上來說下降16.43519;石油價格提高1美元,黃金價格平均意義上來說上漲2.053881。而在金融危機發(fā)生之后,黃金價格與美元指數(shù)同方向變化,黃金價格與石油價格出現(xiàn)短時期背離,大體上符合經(jīng)濟意義。
統(tǒng)計檢驗:
計量經(jīng)濟學(xué)檢驗:
在剔除玉米價格變量之后,DW值不顯著,說明模型存在自相關(guān),將在短期模型中進行修正。
(四)建立誤差修正模型
建立誤差修正模型如下:
的波動做出了較小部分的解釋。
(五)引入虛擬變量
為了深入探討金融危機的蔓延是否對黃金價格產(chǎn)生實質(zhì)性的影響,故課題組將現(xiàn)有數(shù)據(jù)分為兩個時間段進行對比研究,因此需要引入虛擬變量。至于時間的分割點選擇,考慮到從2008年的6月起金融危機才波及全球,所以課題設(shè)定以乘法方式引入虛擬變量的模型
其中(t=1,2,3)
從回歸結(jié)果看,擬合優(yōu)度不是很好。解釋變量的t值除均顯著,但F值不顯著,這說明所有解釋變量對被解釋變量的聯(lián)合解釋不顯著。石油在金融危機中的t值不顯著,這說明石油對黃金價格影響不顯著,這是由于石油在短期內(nèi)與黃金價格出現(xiàn)短期的背離。從實證上看,2009年4 月底國際市場黃金現(xiàn)貨價格收報在878.04 美元/ 盎司,較3月17日的歷史高點1032.55 美元/ 盎司已經(jīng)下跌了15%,而同期原油價格上漲了11%,原油和黃金價格走勢相背離。我們認為近期二者走勢的背離主要是由于品種屬性的差異,黃金的金融屬性較強,而原油更多地體現(xiàn)其工業(yè)品屬性。從中也可以看出黃金價格的上漲也預(yù)示著全球經(jīng)濟的衰退,而這也將導(dǎo)致石油做為工業(yè)品能源的需求下降,從而導(dǎo)致黃金價格同石油價格的背離。
四、模型總結(jié)
(一)美元走勢
在國際黃金市場中,美元作為強勢貨幣,是國際主要商品的標(biāo)價貨幣,因此美元與黃金在價格機制上具有一定的負相關(guān)性;此外,由于黃金具有保值功能,當(dāng)美國經(jīng)濟低迷導(dǎo)致美元疲軟時,投資者為了避免美國經(jīng)濟下行帶來的損失,會售出手上的美元或債券而買入黃金。
(二)大宗商品價格波動
在通貨膨脹的壓力下,人們會減少對大宗商品的持有,而黃金由于其特殊的保值功能會受到投資者追棒。但是在此次模型的建立時,選取玉米價格作為大宗商品的代表,從而作為通貨膨脹這一影響因素對美元價格的變動作出解釋。回歸結(jié)果不顯著,剔除變量后回歸模型較好。
(三)石油價格
世界主要石油現(xiàn)貨與期貨市場都以美元為標(biāo)價貨幣,因此石油價格的波動可以間接反映出美元的走勢;同時,石油價格的上漲往往使得以石油為原材料的商品的生產(chǎn)成本上升,從而增加通貨膨脹的風(fēng)險,間接影響黃金走勢。
(四) 金融危機
從我們引入虛擬變量模型回歸結(jié)果可以看出金融危機對黃金價格有很大的影響。
金融危機下美元指數(shù)持續(xù)往上漲的趨勢,從2008年6月的72.52漲到了84.79,從某種程度來講,美元的變化對國際金價的短期走勢起著決定性作用,美元漲金價跌,美元跌金價漲。美元指數(shù)的波動會加劇黃金價格的波動。
受金融危機影響,石油價格從126.33跌至42.45,高位回落。黃金與石油之間存在著正相關(guān)的關(guān)系,也就是說黃金價格和石油價格是同向變動的。石油價格的上升預(yù)示著黃金價格也要上升,石油價格下跌預(yù)示著黃金價格也要下跌。玉米價格從724.6持續(xù)下降到404。它們的價格趨勢能夠為研究黃金價格提供方向性的指示。
關(guān)鍵詞：中介目標(biāo)；中介變量；相關(guān)性
中圖分類號：F822 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）04-000-02
一、問題的提出
圖1.
如圖1所示，是我國2006年1月至2011年12月CPI的折線圖，圖中我們清晰地看到2006～2008年物價穩(wěn)中上升，這與人們的生活水平提高有密切聯(lián)系。但是2008年1月物價陡然上升，然后5月份左右物價急劇下降直至2009年2月，之后便緩慢上升至恢復(fù)到正常水平。為什么會有這種變化呢？我們想到了2008年美國次貸危機可能帶來的影響。美國次貸危機后我國在2008年7月之前實行緊縮性貨幣政策，而后一直實施寬松的貨幣政策，如放低存款準(zhǔn)備金比率，再貼現(xiàn)率，公開市場上買入有價證券以刺激消費，促進生產(chǎn)。并且促進對外貿(mào)易，避免經(jīng)濟增長大幅下滑。
事實說明貨幣供應(yīng)量在調(diào)節(jié)物價和促進經(jīng)濟增長這兩大目標(biāo)方面是有實際作用的，那么實際上貨幣供應(yīng)量作為中介變量是否有理論依據(jù)呢？在實際應(yīng)用中我們選取狹義的貨幣供應(yīng)量還是廣義的貨幣供應(yīng)量更直接有效呢？
二、文獻綜述
董明志，董粱（2013）選取我國1985年到2012年信貸投放量、GDP、M1、M2的季度數(shù)據(jù)做依存關(guān)系分析。研究結(jié)論表明信貸量與GDP和CPI的相關(guān)性強，信貸量、GDP、和CPI等相互之間正相關(guān)性不是太強。譚迪（2011）對比分析我國M1和M2分別對通貨膨脹的影響，并研究哪個指標(biāo)更適合作為貨幣政策的中介目標(biāo)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)M2適合充當(dāng)中介目標(biāo)，而M1適合做觀測目標(biāo)。蔣瑛琨、劉艷舞、趙針全（2005）建立了M1、M2兩個VAR系統(tǒng)，結(jié)果證明M1對通貨膨脹和產(chǎn)出目標(biāo)的影響更為穩(wěn)定，且M1比M2更為可控。60年代，貨幣主義者堅定地認為貨幣是最重要的，持續(xù)的通貨膨脹是單純的貨幣現(xiàn)象。因此，政府應(yīng)該以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)。
前人的研究已經(jīng)比較充分，但是很少有人將我國近年來不同階段的數(shù)據(jù)，尤其是利用2008年前后的數(shù)據(jù)，建立動態(tài)模型，然后對比分析M1、M2對于CPI、GDP在不同階段的影響。
三、對M1、M2作為中介變量的相關(guān)性、可測性及可控性做實證分析
貨幣政策的中介變量應(yīng)該兼具3個特征，即相關(guān)性、可測性和可控性。相關(guān)性：該中介變量的變化與最終目標(biāo)變量之間密切相關(guān)；可測性：貨幣當(dāng)局能夠及時、準(zhǔn)確且系統(tǒng)地統(tǒng)計出該金融變量的值；可控性：從政策工具到中介目標(biāo)這一傳導(dǎo)機制是有效的，即貨幣當(dāng)局通過操縱政策工具能有效控制中介目標(biāo)。
下面主要對我國貨幣供給量的相關(guān)性、可測行、可控性進行實證分析。
（一）相關(guān)性。本文選取我國2006至2011年M1、M2、CPI、GDP的月度數(shù)據(jù)進行分析，并且將數(shù)據(jù)總體按時間分為等量的兩個樣本，即2006年1月至2008年12月和2009年1月至2011年12月的兩個數(shù)據(jù)組。其中月度GDP用工業(yè)品出廠價格指數(shù)代替。然后分別做CPI和GDP對M1和M2的線性回歸模型。利用雙對數(shù)模型縮小量綱差距。
我們用最小二乘法（OLS）估計出的參數(shù)及模型最終形式如表1、表2所示：
表1（基于2006～2008年月度數(shù)據(jù)）
表2（基于2009～2011年月度數(shù)據(jù)）
結(jié)果分析：
第一，所建立的回歸模型均通過了統(tǒng)計檢驗，且擬合優(yōu)度接近預(yù)期。說明目標(biāo)變量與中介變量之間具有相關(guān)性。
第二，我們發(fā)現(xiàn)，以2009～2011年的數(shù)據(jù)做出的回歸模型的擬合優(yōu)度及解釋變量的系數(shù)都有明顯的提高。這表明M1、M2作為中介變量的選擇越來越重要。這恰恰證實了貨幣供應(yīng)量作為中介變量的可行性。同時也表明美國次貸危機之后，我國貨幣政策發(fā)生了明顯的變化。
第三，我們發(fā)現(xiàn)M1對物價的反應(yīng)更直接、效率更高，且能很好地解釋物價的波動。因為M2包括M1、企事業(yè)單位定期存款和居民儲蓄存款，所以M2每變化一個單位所帶來的物價指數(shù)變動及經(jīng)濟增長更為明顯。
第四，從表1看CPI對M1和M2回歸方程中的系數(shù)略高于GDP對M1和M2回歸方程中的系數(shù)，而表2中則恰恰相反，這說明2008年以后我國的貨幣政策有了效果很好。2008年以后CPI和GDP這兩個目標(biāo)變量的系數(shù)都有增加，且GDP的系數(shù)增加的大于CPI系數(shù)的增加，這意味著我國經(jīng)濟雖然受到美國次貸危機的沖擊，但仍處于增長階段，通貨膨脹處于合理水平。這也符合 的傳導(dǎo)機制。但是通貨膨脹的情況下，經(jīng)濟不可能有長期穩(wěn)定的增長，即物價穩(wěn)定和經(jīng)濟增長之間存在著矛盾，因此中介變量的可控性非常重要。
（二）可控性。在我國，銀行體系間有嚴格的貨幣供給機制，且中央銀行能在很大程度上通過政策手段來影響貨幣的供應(yīng)量，達到供求平衡。因此我們認為M1和M2是可控的。
（三）可測性。根據(jù)我國對于M1、M2的分類可知，M1是狹義貨幣，包括流通中的現(xiàn)金、機關(guān)團體部隊的存款、企事業(yè)單位的活期存款、個人信用卡存款及農(nóng)村存款；M2是廣義貨幣，包括M1和企事業(yè)單位的定期存款、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款、信托類存款以及其他存款。貨幣當(dāng)局通過匯總統(tǒng)計金融行業(yè)的各種報表，對M1和M2進行及時地測量。
四、總結(jié)
本文通過實證分析證明我國的貨幣供應(yīng)量具有相關(guān)性、可控性和可測性，最終證明通過控制中介變量M1、M2來控制通貨膨脹和經(jīng)濟增長是合理且可行的。有數(shù)據(jù)可知M1對于通貨膨脹的作用更直接，M2對經(jīng)濟增長更有效。所以，在具體實行貨幣政策時可根據(jù)目標(biāo)變量的變動選擇調(diào)整M1還是M2。
參考文獻：
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關(guān)鍵詞： 人民幣升值；熱錢；套利；套匯；套價
中圖分類號：F832
一、引言及文獻綜述
目前，熱錢流入已經(jīng)引起我國學(xué)術(shù)界和政府相關(guān)部門的高度重視。2008年經(jīng)濟危機后的中國，不但率先走出經(jīng)濟探底的泥潭，而且在2009年下半年展示出強勁的增長勢頭，再加上人民幣持續(xù)的升值預(yù)期，導(dǎo)致中國在國際熱錢泛濫中首當(dāng)其沖。
來無影、去無蹤的熱錢流動對我國宏觀經(jīng)濟和資產(chǎn)市場造成了極大影響。它加劇了我國通貨膨脹的壓力，推動了我國資產(chǎn)價格泡沫的形成，降低了中央銀行貨幣政策的獨立性。對此，時任中國銀監(jiān)會主席的劉明康先生在2010年12月17日的財經(jīng)年會上表示，新興市場面臨史無前例的熱錢壓力。
要想抑制熱錢的流入，就需要弄清楚熱錢流入的動因。而關(guān)于熱錢在國際間流動的動因，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界均已有許多研究。隨著上世紀90年代金融自由化、世界經(jīng)濟一體化進展的加速，短期資本的跨國流動逐漸成為國際金融中的熱門研究對象。而墨西哥、阿根廷等國家因國際資本流動所導(dǎo)致的貨幣危機則為這方面的研究提供了豐富素材。亞洲金融危機之后，關(guān)于國際熱錢的探討開始見諸于學(xué)術(shù)文獻，并積累了較豐富的研究成果。總結(jié)之前學(xué)者對熱錢流動原因的理論分析，主要包括利率驅(qū)動、匯率驅(qū)動、利率匯率聯(lián)合驅(qū)動，以及規(guī)避風(fēng)險和交易費用等原因。
Naylor（2004）認為，金融自由化是導(dǎo)致上世紀80年代之后短期資本在國家之間加速流動的主要原因，一國自由化程度越高，則資本流動愈頻繁。
Calvo、Leiderman和Reinhart（1994）認為，利率差是吸引國際資本流入的核心因素。在他們看來，上世紀90年代大規(guī)模的短期資本跨境流動伴隨著發(fā)達工業(yè)國家的不斷降息，導(dǎo)致資金涌入有更高收益率和明確增長前景的亞洲和拉丁美洲地區(qū)；其他的影響因素包括全球經(jīng)濟所處周期、國際貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r及流入國的政策。
另外，一些實證分析也表明，一些對于資本流入國而言的外生變量在決定國際資本流動中也起到了重要作用，這些外生變量包括發(fā)達國家利率水平、全球貨幣政策以及世界經(jīng)濟背景等。Calvo（1993）認為這些外生變量能夠解釋資本流入國30%～60%的外匯儲備變化；而Chuhan等學(xué)者（1993）則發(fā)現(xiàn)從美國流入拉丁美洲的證券資本有一半的原因可歸結(jié)為以上外生變量。
Gooptu（1993）則從投資的角度分析了大規(guī)模國際資本流動為何在近年興起的原因。他認為：隨著發(fā)達國家保險資金和公募基金規(guī)模迅速膨脹，其投資多樣化的需求越來越迫切；因此，從分散風(fēng)險及提高投資收益率來說，資產(chǎn)管理者進入新興市場成為一種合理與必然的選擇。
熱錢流入中國的動因，也已有了一些研究。Martin和Morrison（2008）則詳細論述了熱錢流入中國的原因、渠道、造成的影響以及相應(yīng)的應(yīng)對政策。他們將中國吸引熱錢流入的原因歸為兩個關(guān)鍵因素：一是中美利率差，二是人民幣升值預(yù)期。
丁志杰（2008）則通過分析境外匯款與中國宏觀經(jīng)濟變量之間的協(xié)整方程，認為境外匯款流動是順周期的，人民幣升值預(yù)期是影響境外匯款流動的重要因素。在流入動機方面，張誼浩、裴平、方先明（2007）依據(jù)三重套利模型利用1996-2005年的數(shù)據(jù)，實證檢驗了中國短期國際資本流動的影響動機。他們發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外利率比、證券投資余額與價格比均與中國短期國際資本流入總量存在顯著的正向關(guān)系，而短期國際資本流入總量與匯率之間也具有明顯的單向格蘭杰因果原因。
蘇永多、張祖國（2010）則進一步加入了套稅因素而將上述模型擴展為“四重套利模型”。根據(jù)文中的實證結(jié)果，短期國際資本在華流動具有套匯和套利的“雙重收益”，相當(dāng)于給國際熱錢加上了“雙重保險”，從而促使境外資本加速流入。
值得說明的是，與國際學(xué)者的結(jié)論不同，絕大多數(shù)針對中國的實證研究都顯示出利率并非影響短期資本流入中國的關(guān)鍵因素。王琦（2006）和劉立達（2007）均發(fā)現(xiàn)國際資本在中國的流動對短期利率變化很不敏感。
本文主要研究人民幣匯率形成機制改革以來熱錢流入中國的主要動因。與之前研究熱錢流入動因的文獻相比，本文的創(chuàng)新之處主要在以下兩個方面：
（1）本文對套匯、套利和套價三方面的度量指標(biāo)有所創(chuàng)新。到目前為止，大多數(shù)學(xué)者用人民幣名義匯率的變化來度量人民幣升值預(yù)期，而本文則用人民幣NDF匯 率與人民幣現(xiàn)貨匯率的比例來度量人民幣升值預(yù)期，這樣做顯然更有道理。在利率差方面，本文則選擇中美一年期國債收益率的差值，從而保持了兩國利率數(shù)據(jù)的可比性和一致性，而國內(nèi)的其他文獻常將中國存款利率與美國聯(lián)邦基準(zhǔn)利率作為利率差的原始數(shù)據(jù)；
（2）本文的數(shù)據(jù)也更新，樣本選擇相對更為合理，這使我們能夠更好地研究熱錢流入與我國股票市場的關(guān)系，并得到了熱錢流入是中國股票市場波動的正向格蘭杰原因這一結(jié)論。近年來，越來越多的證據(jù)表明外國資本開始逐漸重視A股市場，對其影響也在逐步加大，本文的研究支撐了這一假想。
二、關(guān)于熱錢流入中國的動因的實證研究
綜上所述，并結(jié)合我國目前的具體國情和全球經(jīng)濟大背景，2005年之后熱錢大規(guī)模流入我國的可能動因可以用“三重套利”來概括，即：套匯、套利與套價。“套匯”即博取匯率變動的收益，“套利”即博取利率差的收益，“套價”則是博取資產(chǎn)價格變動的收益。本節(jié)我們利用VAR模型來檢驗這三種可能的原因?qū)徨X流入中國的相對重要性。
本文各變量的數(shù)據(jù)皆為2005年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)（由于2005年沒有房地產(chǎn)價格統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此房地產(chǎn)價格為2006年1月開始的月度數(shù)據(jù)）。本研究中所涉及的幾個主要變量的度量方法如下。
（一）熱錢的定義和規(guī)模估算
一般而言，熱錢指的是貿(mào)易順差和外國直接投資之外的外匯的流入。近年來，由于人民幣升值預(yù)期的存在，熱錢流入中國就成為中國經(jīng)濟不可避免的問題。雖然中國政府對熱錢的流入給予了嚴格的監(jiān)控，但熱錢還是以各種渠道流入中國，比如假貿(mào)易、假直接投資，以及地下錢莊和其他方式。熱錢的流入可能會導(dǎo)致中國貨幣供給量的增加，資產(chǎn)價格泡沫的形成以及通貨膨脹問題。因此，估計熱錢流入的規(guī)模就成為中國宏觀調(diào)控所必須解決的問題。
目前估算熱錢流入的主要方法有兩種，即直接法和間接法。所謂“直接法”，就是把國際收支平衡表（BOP）中的“凈誤差和遺漏項”看作是熱錢。顯然，這一定義涵蓋范圍過小，忽視了在其他渠道掩蓋下流入的熱錢，而且“凈誤差和遺漏項”中真正的“凈誤差和遺漏項”也被看作是熱錢，導(dǎo)致測量誤差。
間接法對熱錢的定義則要“寬泛”許多。間接法將新增外匯儲備減去貿(mào)易順差與外國直接投資后的殘差視作熱錢。顯然，間接法相對更科學(xué)合理，因而逐漸成為學(xué)術(shù)界估算熱錢規(guī)模的主流方法。但這種方法會高估熱錢的實際規(guī)模，而且跟直接法一樣，忽視了FDI和貿(mào)易順差中可能存在的熱錢，也就是假冒的貿(mào)易順差或外國直接投資，而這種隱性熱錢的規(guī)模可能不可忽視（唐旭、梁猛，2007）。
蘇劍、童立（2011）對間接法做了一定修正，考慮到了隱性熱錢問題。他們主要考慮了隱藏在貿(mào)易順差中的熱錢。他們的計算公式是：
HM = (FER－TS－FDI) + (TS－RTS) （1）
其中，F(xiàn)ER、TS和FDI分別代表新增外匯儲備、貿(mào)易順差（統(tǒng)計值）和外國直接投資，而RTS則表示合理的貿(mào)易順差(Reasonable Trade Surplus)。因此，上述公式的前半部分是間接法計算熱錢規(guī)模的公式，后半部分是隱藏在貿(mào)易中的熱錢規(guī)模的計算公式，它就等于實際貿(mào)易順差減去合理的貿(mào)易順差。那么合理的貿(mào)易順差怎么估算呢？他們首先假定，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力成本、要素價格及稅率等相對穩(wěn)定的情況下，短期內(nèi)加工貿(mào)易的“進口金額/出口金額”也應(yīng)相對穩(wěn)定，不會大起大落。因此，他們估算隱藏在貿(mào)易渠道中的熱錢的方法的邏輯為：短期中出口結(jié)構(gòu)及整體利潤率水平相對穩(wěn)定，因此“貿(mào)易順差/出口比值”也波動不大。選擇2000-2002年的“貿(mào)易順差/出口比值”為基準(zhǔn)值，這一階段尚未有熱錢的大規(guī)模流入，因而貿(mào)易數(shù)據(jù)大致上反映了真實的商品進出口情況。他們以2000-2002年為基期，以2009年6月為終期參照點，通過擬合這段時間內(nèi)的“貿(mào)易順差/出口比值”來得到未隱藏?zé)徨X的合理的趨勢值。這樣，就可以得到隱藏在貿(mào)易渠道中的熱錢的規(guī)模。表1即是他們用這一方法估算出來的2005-2010年流入中國的熱錢的規(guī)模。
本文采用的熱錢流入數(shù)據(jù)是依據(jù)蘇劍和童立（2011）提出的方法估算的。根據(jù)上述方法不難得到熱錢規(guī)模的月度數(shù)據(jù)。因此，本文各變量皆為2005年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)（由于2005年未有統(tǒng)計，因此房地產(chǎn)價格為2006年1月開始的月度數(shù)據(jù)）。
（二）人民幣升值壓力的度量
無論是理論界還是在實踐中，投資行為是基于預(yù)期做出的抉擇早已成為共識。因此，如果單純以非市場化的人民幣匯率作為升值指標(biāo)則在邏輯上有所不足，缺乏說服力。為此，本文引入1年期的人民幣NDF（Non-deliverable Forward）來彌補這一缺陷。
NDF的本質(zhì)是無本金遠期外匯交易，屬于離岸金融衍生產(chǎn)品，主要目的在于規(guī)避匯率風(fēng)險。交易雙方事先約定未來指定日期的匯率，到期時只計算約定匯率與即期匯率差價，不真正交割。人民幣NDF開始于1996年，目前主要在香港和新加坡兩個主要成熟離岸交易市場。經(jīng)過十多年的發(fā)展，且隨著我國匯率形成制度的改革，人民幣NDF交易逐漸活躍，已具有較強的流動性。再考慮其遠期交割的特點，其能作為國際市場對人民幣升值預(yù)期的一個合理參考指標(biāo)。
2005年之后，美元兌人民幣匯率一路走低，這種升值趨勢一直持續(xù)到2008年中旬，隨后美元兌人民幣匯率一直維持在6.8：1左右至2010年一季度，之后人民幣重回升值軌道。本文將人民幣NDF匯率和人民幣即期匯率兩種匯率綜合為指標(biāo)ExchPres(Exchange Pressure)來衡量人民幣的升值預(yù)期：
若ExchPres小于1，則預(yù)期人民幣會貶值；若大于1，即表明人民幣有升值壓力。ExchPres值越大，人民幣升值預(yù)期越強烈。
圖1給出了本文對2005-2010年間人民幣升值預(yù)期的度量。其中，NDF數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫，美元兌人民幣現(xiàn)貨匯率來源于國家外匯管理局，樣本數(shù)量皆為72個。
（三）利率差
正如在經(jīng)濟學(xué)中有時間成本的概念，資本的使用也同樣具有成本。因此，與上部分人民幣匯率升值預(yù)期同理，如果僅選用中國國內(nèi)利率作為熱錢套利的單邊指標(biāo)，并不能夠準(zhǔn)確衡量熱錢是否是因為利息收益而選擇流入中國。本文將美國利率作為熱錢的資金成本，以中美利率差作為熱錢套取利率差收益之動因的核心指標(biāo)。
考慮到利率指標(biāo)的可比性，本文選取中國1年期存款的基準(zhǔn)利率和美國聯(lián)邦基金利率作為各自國家利率水平的衡量指標(biāo)。其中，人民幣基準(zhǔn)存款利率數(shù)據(jù)來源于中國債券信息網(wǎng)，而美國聯(lián)邦基準(zhǔn)利率則來源于美聯(lián)儲，樣本數(shù)為72個，具體情況見圖2。
2005-2007年美聯(lián)儲不斷上調(diào)其利率目標(biāo)，聯(lián)邦基準(zhǔn)利率從2.28%一路上升至5.26%。2007年中旬金融危機的爆發(fā)使美國進入漫長的降息周期，并自2008年底后一直維持在零利率水平。反觀中國，在2007年國內(nèi)CPI不斷創(chuàng)新高的背景下，央行連續(xù)6次提高人民幣存款基準(zhǔn)利率。之后席卷全球的金融危機愈演愈烈，中國亦不能獨善其身。面對出口嚴重萎縮，經(jīng)濟增速不斷下滑的嚴峻形勢，央行于2008年第四季度果斷將基準(zhǔn)利率連降三次以刺激經(jīng)濟復(fù)蘇，并在隨后兩年的時間中保持人民幣一年期存款2.25%的低利率水平。直至2010年下半年通脹再次抬頭，中國才重新進入新一輪的加息周期。
（四）資本市場收益的度量：股票市場與房地產(chǎn)市場
根據(jù)上一部分的估算結(jié)果，熱錢大規(guī)模流入始自2005年，并在2007年超過2000億美元達到歷史最高值。而與此相對應(yīng)的是，中國的股票市場與房地產(chǎn)市場在這一階段也漸漸升溫，上證指數(shù)從2006年年初的1180點攀升至年末的2675點，全年漲幅高達127%。而2007年則不但延續(xù)了牛市走勢，更是在2007年10月創(chuàng)出了6124點的上證綜指歷史最高點。圖3顯示的是2005年3月至2010年11月的上證綜合指數(shù)和熱錢流入規(guī)模。從圖3 可以看出，2005-2010年間上證綜指與熱錢流動規(guī)模之間存在明顯的相關(guān)性。相比股市的紅火，房地產(chǎn)行業(yè)絲毫不落下風(fēng)，僅以深圳為例，其一手房成交均價歷時半年多，便從2007年年初的不到11000元/平米飆升至8月的24000元/平米，上漲幅度之大、速度之快令人瞠目結(jié)舌。
2007年資本資產(chǎn)市場的火爆造就了全民皆股、全民皆房的現(xiàn)象，聯(lián)系到熱錢流入趨勢，兩者之間是否存在因果關(guān)系就成為一個值得思考的問題。在資產(chǎn)價格的暴漲中，熱錢是順勢而為收益頗豐，抑或是幕后推手之一，正是接下來的實證分析所要回答的問題。
在度量資本市場的收益時，針對股票市場本文選取月度收益率因變量，初始數(shù)據(jù)來源于Wind資訊；而針對房地產(chǎn)市場則采用全國房地產(chǎn)月度環(huán)比價格指數(shù)，其出處為中房網(wǎng)，樣本數(shù)為60。
（五）實證分析
只有先明確熱錢為何流動，才能在政策層面提出有針對性的合理建議。因而本文將利用VAR模型通過格蘭杰因果檢驗來研究熱錢流動與眾多套利因素之間的關(guān)系，以此來確定影響熱錢流動的主要動因。
1．回歸變量的統(tǒng)計性描述
首先我們需要明確回歸模型的各變量含義：因變量實際熱錢規(guī)模用HM代表，而自變量人民幣升值預(yù)期、中美利率差分別用ExchPres和IntD表示，最后用Stock和RealEst代指上證綜指月度區(qū)間收益率及中國房地產(chǎn)價格指數(shù)。
各變量的統(tǒng)計性描述結(jié)果如表2所示。
實證檢驗的樣本區(qū)間為2005年1月至2010年12月，除房地產(chǎn)數(shù)據(jù)缺失2005年數(shù)據(jù)外，其余變量樣本數(shù)皆為72個。
2. 樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗
變量的不平穩(wěn)性是造成偽回歸最主要的因素之一。為了避免這種偽回歸，確保格蘭杰因果檢驗的有效性，回歸前必須對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用的是ADF檢驗方法，檢驗結(jié)果顯示在表3中。
根據(jù)表3結(jié)果，熱錢規(guī)模和上證綜指收益是平穩(wěn)時間序列，而人民幣升值預(yù)期、中美利率差及房地產(chǎn)價格指數(shù)的時間序列在5%的顯著性水平下非平穩(wěn)。因此，我們需要考察各變量的一階差分平穩(wěn)性，結(jié)果如表4所示。
很明顯，在5%的顯著性水平下，所有變量的一階差分皆為平穩(wěn)序列，因此我們將使用樣本數(shù)據(jù)的一階差分進行格蘭杰因果檢驗。
3. 協(xié)整檢驗
由ADF檢驗結(jié)果可知，人民幣升值預(yù)期、中美利率差及房地產(chǎn)價格環(huán)比指數(shù)皆為非平穩(wěn)序列，但所有變量差分的一階均為平穩(wěn)時間序列。因此，在正式進入格蘭杰因果檢驗之前，還需檢驗熱錢規(guī)模與各自變量之間的協(xié)整關(guān)系。
本文利用Johnansen法檢驗時間序列樣本的協(xié)整關(guān)系，其中滯后期的確定根據(jù)AIC(Akaike Information Criterion)準(zhǔn)則。如表5所示，滯后期為2時，AIC最小，因而本文的最佳滯后期為2期。
對于多變量模型，Johnansen協(xié)整檢驗的原假設(shè)為樣本數(shù)據(jù)之間不存在協(xié)整關(guān)系的數(shù)目。根據(jù)表6的檢驗結(jié)果，HM、ExchPres、IntD、Stock及RealEst至少存在2個協(xié)整關(guān)系。
4. 格蘭杰因果檢驗
由于各變量具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此我們能夠?qū)Ρ疚乃P(guān)心的核心問題―熱錢流動動因進行格蘭杰因果檢驗（Granger Test）。值得注意的是，由于格蘭杰因果檢驗的結(jié)果對滯后期的敏感度較高，因而我們對最佳滯后期的選擇除AIC準(zhǔn)則之外，還將綜合考慮SC準(zhǔn)則，若兩者矛盾則最后根據(jù)似然比(LR)統(tǒng)計量來確定。需要特別說明的是，由于實際熱錢規(guī)模（HM）和上證指數(shù)月度收益（Stock）都是平穩(wěn)序列，且根據(jù)協(xié)整檢驗存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此在格蘭杰檢驗中我們直接使用兩個變量。
從表7可見，熱錢規(guī)模的變動和人民幣升值預(yù)期的變動存在格蘭杰因果關(guān)系，而股票市場收益也與熱錢流動規(guī)模存在單向的格蘭杰因果關(guān)系；但利率差、房地產(chǎn)價格指數(shù)的變動與熱錢流動不存在格蘭杰因果關(guān)系。其中，人民幣升值預(yù)期的變動是熱錢規(guī)模變化的格蘭杰原因，但反之不成立。而熱錢流動規(guī)模則是上證指數(shù)月度收益的格蘭杰原因，反之亦不成立。
上述檢驗結(jié)果并不令人吃驚。從經(jīng)濟學(xué)意義上，可以由此得到四個結(jié)論。第一，人民幣升值預(yù)期變動對熱錢流動規(guī)模變化的影響非常顯著。之前我們已經(jīng)看到國際短期資本由凈流出轉(zhuǎn)為凈流入正好發(fā)生在2003年人民幣升值預(yù)期開始升溫之時，現(xiàn)在則從實證的角度對這種聯(lián)系進行了驗證。第二，套利不是熱錢流動的格蘭杰原因，更進一步地，我們做了熱錢規(guī)模與美國利率變動的格蘭杰因果檢驗，兩者還是沒有顯著的格蘭杰因果關(guān)系。同時，資本市場的收益對熱錢也不存在明顯的格蘭杰原因。綜合這兩點，可以得到這樣的結(jié)論：人民幣匯率升值預(yù)期引致大規(guī)模的熱錢流入，套匯收益是熱錢的首要目的。第三，盡管資本市場收益不是熱錢流動的格蘭杰原因，但是熱錢流入?yún)s是中國股票市場波動的正向格蘭杰原因。其背后的邏輯可能在于中國的股票市場尚不成熟，炒作坐莊的現(xiàn)象仍較嚴重，因而會有相當(dāng)部分的熱錢進入股票市場博取資本利得。第四，雖然房地產(chǎn)價格的變動與熱錢在兩個方向上皆不存在格蘭杰因果關(guān)系，但這絕不能表明沒有熱錢進入房地產(chǎn)市場。格蘭杰因果檢驗結(jié)論的原因之一可能是相比股票市場，中國的房地產(chǎn)市場太過龐大，其整體價格的起伏更多地受到政策、國內(nèi)流動性等其他方面的影響。
5. 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
在VAR模型的基礎(chǔ)上建立脈沖響應(yīng)函數(shù)，并據(jù)此得到熱錢流動對其他變量的脈沖響應(yīng)路徑。其結(jié)果如圖4所示，其中橫軸為滯后期數(shù)，本文為滯后15期；縱軸表示被解釋變量對解釋變量沖擊的響應(yīng)程度，虛線區(qū)域為響應(yīng)函數(shù)在正負兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。
圖4顯示了脈沖-響應(yīng)分析的結(jié)果。圖4左上圖顯示的是人民幣升值壓力對熱錢流入的影響，由該圖可見，在給予人民幣升值壓力一個正沖擊后，熱錢流入規(guī)模迅速作出反應(yīng)，并在第二期達到最大值120，之后迅速下降并在第五期轉(zhuǎn)為微弱的負值。同樣，熱錢對中美利率差的沖擊響應(yīng)值一直為正，在第三期到達最高峰后緩慢下降至零附近（圖4右上圖）。相比而言，熱錢對房地產(chǎn)（圖4左下圖）和股票（圖4右下圖）沖擊的響應(yīng)波動較小，而且響應(yīng)值比較微弱。
上述結(jié)果也具有較合理的經(jīng)濟學(xué)含義，熱錢對人民幣升值預(yù)期沖擊的響應(yīng)程度最高也最強烈，也印證了本文的觀點――即本輪熱錢選擇大規(guī)模進入中國的出發(fā)點正是豪賭人民幣升值。另一方面，利率差、房地產(chǎn)價格、股票市場收益和升值預(yù)期等四個變量在長期的響應(yīng)值皆相當(dāng)微弱，則深刻反映了熱錢追逐短期收益的本質(zhì)，一旦獲得預(yù)期利潤，則迅速撤離。
三、總結(jié)
熱錢流入已經(jīng)成為我國目前面臨的重要問題之一。熱錢流入迫使中央銀行投放基礎(chǔ)貨幣，加劇了我國流動性過剩的局面。熱錢為什么流入我國？對我國經(jīng)濟的哪些方面會產(chǎn)生影響？這些問題成為我國宏觀經(jīng)濟政策設(shè)計方面需要解決的問題。
熱錢流入的動因可被歸納為“套匯”、“套利”和“套價”。我們根據(jù)2005年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)所進行“三重套利”的實證研究，從格蘭杰因果檢驗和脈沖響應(yīng)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人民幣升值預(yù)期的“套匯因素”是吸引熱錢流入中國最重要的原因。利率差并未如其他學(xué)者以及我們之前所設(shè)想的那么重要，一個可能的原因是我國管制利率和匯率，利率差在刨除了匯率差這一因素外。房地產(chǎn)價格的變動和股票收益率也不是熱錢流入的原因，這可能是因為股市風(fēng)險較大、房地產(chǎn)流動性太差，當(dāng)然具體是什么原因還需要進一步深入研究。
這一結(jié)果對我國未來的經(jīng)濟走勢和經(jīng)濟政策走勢有重要啟示。既然熱錢流入的主要原因是“套匯”，那么現(xiàn)在人民幣是在升值，所以熱錢流入，但一旦人民幣升值到位，或者人民幣匯率波動風(fēng)險加大，那么這些熱錢就隨時可能撤離中國，這將導(dǎo)致中國貨幣基礎(chǔ)的大量下降，就如同現(xiàn)在熱錢流入導(dǎo)致貨幣基礎(chǔ)大量增加一樣。熱錢的撤離可能引發(fā)我國資產(chǎn)價格泡沫的破滅，將我國經(jīng)濟拖入金融危機之中。因此，隨著人民幣升值逐步到位，熱錢流出的可能性也在逐步上升，如何應(yīng)對這一可能性，防范由此可能引發(fā)的金融危機，是我國應(yīng)該立即考慮的問題。
本文也發(fā)現(xiàn)，熱錢流入對人民幣升值預(yù)期、利率差、房地產(chǎn)價格的變化沒有顯著影響，但對股票市場收益率有單向影響，這表明了熱錢確實會進入我國的資本市場，但更多的是進入股市而非房市。結(jié)合我們關(guān)于熱錢流入的動因的結(jié)論，可以發(fā)現(xiàn)，股市收益不是熱錢流入的格蘭杰原因，但熱錢流入?yún)s是股市收益的格蘭杰原因，這意味著，雖然熱錢進入中國時，主要考慮人民幣升值，股市收益不是其主要考慮因素，但熱錢一旦進入中國，還是希望博取股市收益；由于熱錢是短期資金，所以要投資的話也會優(yōu)先考慮流動性較高的資產(chǎn)，因此股市就成為其最佳選擇。這也意味著，一旦人民幣升值到位，熱錢撤出中國，我國的股市可能會出現(xiàn)狂跌的局面。如何穩(wěn)定那時的股市，也成為我國需要立即考慮的問題。
另外，既然熱錢流入對房地產(chǎn)價格的變化沒有顯著影響，那就意味著，我國近年來的房價大幅度上漲跟熱錢流入沒有顯著的聯(lián)系。這是可以理解的，因為熱錢畢竟是要博取短期收益的，房地產(chǎn)流動性太差，顯然不是熱錢的最佳投資去向。這也意味著，近年來我國房價的飛漲另有原因，我國要調(diào)控房價需要從別的方面著手。
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關(guān)鍵詞:貨幣危機;銀行危機;早期預(yù)警模型
一、貨幣危機和銀行危機理論:文獻回顧
(一)貨幣危機理論。對于過去30年來發(fā)生在拉丁美洲、歐洲和亞洲的貨幣危機和銀行危機的起因,目前已經(jīng)有了大量的文獻。研究貨幣危機的文獻通常在一開始就介紹有關(guān)模型用來解釋一些拉丁美洲國家在20世紀七十年代末所經(jīng)歷的危機。這些模型把貨幣危機看作是脆弱經(jīng)濟基礎(chǔ)的結(jié)果。第一代模型開始于krugman(1979)、flood和garber(1984)的創(chuàng)造性研究,重點關(guān)注廣義的宏觀政策的不一致性,這些宏觀不一致性可能包括過度的國內(nèi)信貸增長、脆弱的財政狀況和疲軟的經(jīng)濟表現(xiàn)。這些研究的貢獻不在于指出不一致性會導(dǎo)致貨幣調(diào)整,因為這一點我們都能很好的理解,而是在于它預(yù)言:當(dāng)有遠見的市場參與者意識到目前的匯率不能再維持下去的時候,外匯儲備可能會急劇突然流失。
obstfeld開創(chuàng)了第二代貨幣危機模型。obstfeld強調(diào)在一個國家追求的各種政策目標(biāo)之間可能存在相互抵消的關(guān)系。由于銀行體系崩潰預(yù)期,財政出于救助而導(dǎo)致的財政赤字也可能觸發(fā)貨幣危機——這種政府不得不救助銀行體系的預(yù)期可能會導(dǎo)致債權(quán)人抽離資金,從而引起貨幣崩潰并產(chǎn)生危機。這意味著一個國家可能會遭受自我實現(xiàn)式的貨幣危機。也就是說,因為一些時間或行動(例如由一個投機者所發(fā)起的時間或行動),這種均衡可能會從固定匯率體制轉(zhuǎn)換到浮動匯率體制,或從一個固定匯率水平轉(zhuǎn)換到另外一個貶值了的固定匯率水平。
自從1997年亞洲金融危機以來,貨幣危機的理論研究已經(jīng)深入了許多。所謂的第三代模型將貨幣危機看作是一國的資金外逃或者金融恐慌。第三代模型更關(guān)注對一國債權(quán)的結(jié)構(gòu),因為它會影響金融危機的風(fēng)險。債權(quán)人,特別是那些短期債權(quán)人,能夠突然撤回債權(quán),從而導(dǎo)致該國外匯和流動性的急劇短缺,從而觸發(fā)貨幣或金融崩潰。
廣而言之,第三代模型已經(jīng)注意到資產(chǎn)負債表效應(yīng)對貨幣目標(biāo)可持續(xù)性的重要影響。這方面的文章認為,資產(chǎn)負債表的不匹配會迫使銀行或公司快速產(chǎn)生外匯需求。當(dāng)很大一部分金融部門或者公司部門都有外匯需求時,匯率就會面臨壓力。但匯率貶值時,會有更多的金融機構(gòu)或企業(yè)為了應(yīng)對無止境的頭寸需要而尋找外匯,進一步加劇資本流出,引發(fā)貨幣危機。
(二)銀行危機理論。銀行業(yè)的困境有兩個:一是單個銀行困境;二是系統(tǒng)性銀行困境。有關(guān)第一種類型銀行困境的原因,理論上更多地是從微觀角度展開研究。一些主要發(fā)達國家使用的實證模型廣泛運用這一理論來預(yù)測金融困境。單個銀行困境可以導(dǎo)致系統(tǒng)性銀行困境。chari和jagannathan(1988)的模型假定銀行危機是這樣的誤解造成的:沒有信息來源的存款人錯誤地認為,其他提取存款是因為一些有關(guān)銀行資產(chǎn)的不利信息而行動的。
危機的另一個傳播機制是通過銀行間存款進行傳導(dǎo)。單個銀行困境的溢出效應(yīng)通過同業(yè)拆借可以影響整個銀行體系。金融機構(gòu)的規(guī)模、銀行間市場和其他金融市場的功能等因素將決定傳染的可能性。從這個意義上說,新型市場中的銀行風(fēng)險更大。
決定銀行體系困境的重要微觀因素是一國整體制度框架的質(zhì)量。由于道德風(fēng)險、信息披露有限、公司治理框架薄弱、存款保險過度或者監(jiān)管水平低所導(dǎo)致的市場紀律差,是決定信息不對稱的程度、銀行管理的質(zhì)量以及脆弱性積累的關(guān)鍵因素,這些都會引發(fā)系統(tǒng)性銀行危機。在系統(tǒng)層面上,宏觀經(jīng)濟因素——對利率的沖擊、匯率貶值、商品價格的沖擊、經(jīng)濟增長減速和資本外流——也是危機的重要決定因素。
二、預(yù)測金融危機
(一)開發(fā)早期預(yù)警模型的原因
第一,發(fā)生銀行危機和貨幣危機的國家損失慘重——由危機溢出效應(yīng)而影響的其他國家受損也特別嚴重。自從20世紀七十年代后期以來,已有93個國家發(fā)生了100多次系統(tǒng)性銀行危機事件(caprio和honohan,2001)。從公共部門解決危機的成本來看,其中約有18次危機(均發(fā)生在發(fā)展中國家)的成本達到了危機發(fā)生國gdp的10%或更多。根據(jù)貨幣基金組織1998年的一項研究報告,一國在銀行業(yè)危機爆發(fā)后需要約3年時間才能使產(chǎn)出恢復(fù)到正常趨勢,平均累積產(chǎn)出達gdp的12%。
危機還有“傳染”的特征。即使是在一個相對較小的經(jīng)濟體中發(fā)生的金融行業(yè)嚴重問題也會有廣泛的溢出效應(yīng)。若世界某地發(fā)生了貨幣危機,其他國家(經(jīng)濟體)遭到投機性沖擊的概率上升7%,即使相關(guān)國家對其政治經(jīng)濟基本因素采取了控制措施。
第二,簡單觀察貨幣風(fēng)險及違約風(fēng)險的傳統(tǒng)市場指標(biāo)往往不能獲得多少關(guān)于即將發(fā)生危機的預(yù)警信號。目前的證據(jù)表明,在亞洲金融危機的發(fā)展過程中,利差和信用評級等指標(biāo)的表現(xiàn)令人失望。研究表明,3個月期限的離岸證券利差這一指標(biāo)沒能對印度尼西亞、馬來西亞和菲律賓的困境發(fā)出預(yù)警。也就是說,這類指標(biāo)不是平坦就是下降,只是對泰國給出了斷斷續(xù)續(xù)的信號。
在新興經(jīng)濟體中,預(yù)測單個銀行困境和破產(chǎn)也存在一些問題。最近一項研究分析了一些國家的銀行困境,結(jié)果表明,傳統(tǒng)的銀行脆弱性指標(biāo),如資本資產(chǎn)比率、凈邊際利潤率、營運成本與資產(chǎn)的比率、流動比率等,在找出有問題銀行方面的作用十分有限。也就是說,傳統(tǒng)的camil類型的比率——資本充足率、資產(chǎn)質(zhì)量、管理穩(wěn)健程度、收益、流動性——將不能預(yù)測單個銀行是否要陷入困境。總而言之,僅僅集中精力于一個或者兩個“包治百病式”指標(biāo)的“廉價做法”不太可能得到一個良好的早期預(yù)警系統(tǒng)。若投資于一個綜合的早期預(yù)警系統(tǒng),則更可能獲得成功。
(二)早期預(yù)警實驗的一般規(guī)則。第一,在金融危機起源中尋找系統(tǒng)性模式意味著不能局限于最近的一次危機(或者一系列危機),而是要研究一個更大的樣本。否則,在重要因素與不太重要因素之間進行區(qū)分就可能會有太多解釋,或者所得出的最后結(jié)果經(jīng)不起更多實際經(jīng)驗的檢驗;第二,要像關(guān)注貨幣危機一樣關(guān)注銀行危機。關(guān)于金融危機先行指標(biāo)的文獻大都涉及貨幣危機。然而,發(fā)展中國家銀行危機的成本比貨幣危機成本更大。銀行危機似乎是引致貨幣危機的一個更重要的原因;第三,盡量使用比較廣泛的早期預(yù)警指標(biāo)集合。因為在新興經(jīng)濟體中,金融危機的根源很多,因此需要大量指標(biāo)來反映潛在風(fēng)險源;第四,采用樣本外檢驗來判斷先行指標(biāo)的有用性。一個模型的樣本內(nèi)表現(xiàn)會使人們樂觀地誤以為模型在樣本外也能表現(xiàn)良好。
(三)早期預(yù)警實驗中有意義的發(fā)現(xiàn)。通過實際數(shù)據(jù)的運用,goldstein、kaminsky和reinhart(2000)從早期預(yù)警模型中獲得了一些實證結(jié)果。下面介紹一些有代表性的發(fā)現(xiàn):(1)新興市場中,銀行危機和貨幣危機在爆發(fā)前都有征兆,有些現(xiàn)象有重復(fù)發(fā)生的行為特征;(2)對于新興經(jīng)濟體而言,利用月度數(shù)據(jù)對銀行危機進行準(zhǔn)確預(yù)測的難度要大于貨幣危機。在樣本內(nèi),銀行危機的平均噪音信號比貨幣危機的要高;同樣,在樣本外,該模型對貨幣危機的預(yù)測表現(xiàn)也比對銀行危機的預(yù)測表現(xiàn)要好很多;(3)對于貨幣危機來說最好的月度指標(biāo)是實際匯率(相對于趨勢)的升值,而對于銀行危機來說最好的月度指標(biāo)是證券價格的下跌、出口的下降、m2與國際儲備比率的偏高以及經(jīng)濟衰退;(4)銀行危機和貨幣危機的最優(yōu)先行指標(biāo)之間既有很多共同之處也存在很大的區(qū)別,因此應(yīng)單獨考慮這兩種危機;(5)在預(yù)測新興經(jīng)濟體的貨幣危機和銀行危機方面,主權(quán)信用評級變化的表現(xiàn)比經(jīng)濟基本因素中較好的先行指標(biāo)的表現(xiàn)要差很多;(6)先行指標(biāo)的樣本外檢驗結(jié)果一直是令人鼓舞的——至少在貨幣危機方面是這樣;(7)國家間危機傳染效應(yīng)表明,在理解新型市場發(fā)生貨幣危機的脆弱性時,要更加關(guān)注國家特有的經(jīng)濟基本因素。
三、總結(jié)
國家應(yīng)該預(yù)期到未來的金融危機,并為此做好準(zhǔn)備。為了限制金融危機的風(fēng)險和實際危機的沖擊效應(yīng),需要對脆弱性和金融風(fēng)險進行實時監(jiān)測。這可以通過運用設(shè)計良好的分析和預(yù)測框架——早期預(yù)警系統(tǒng)經(jīng)常對金融穩(wěn)定進行評估來實現(xiàn)。一定的危機應(yīng)急計劃也很有用,特別是如何應(yīng)對早期銀行危機的第一個信號的計劃。因為最初銀行危機的第一個信號經(jīng)常決定是否會產(chǎn)生更加系統(tǒng)性的銀行危機。然而更重要的是,國家要不斷改進其整體激勵框架,以使私人部門的金融機構(gòu)及企業(yè)有意愿也有能力合理地管理其金融風(fēng)險。這需要良好的宏觀經(jīng)濟管理水平,包括適度的匯率管理,并確保實現(xiàn)金融部門和公司部門穩(wěn)健的所有支柱都到位。
主要參考文獻:
另一個特別值得引起關(guān)注的平臺疑點是“秒標(biāo)”現(xiàn)象。依然是在“重災(zāi)區(qū)”P2P 網(wǎng)貸平臺上，《中國經(jīng)濟周刊》記者注意到，為了招攬人氣，有時會發(fā)放高收益、超短期限的秒標(biāo)，具體的行騙方法就是通過網(wǎng)站虛構(gòu)一筆借款，由投資者競標(biāo)并打款，網(wǎng)站在滿標(biāo)后很快連本帶息還款。
這種方式將虛增交易量和虛降壞賬風(fēng)險，誤導(dǎo)投資人，并且在短期內(nèi)吸收大量資金，卻不進行凍結(jié)，存在金融詐騙的風(fēng)險。由于秒標(biāo)的標(biāo)的不產(chǎn)生實際價值，極易被用來堆砌龐氏騙局。
2014年6月27日上午，剛剛成立的新平臺恒金貸正式上線，下午老板就已失聯(lián)，刷新了網(wǎng)貸跑路的雷人歷史。平臺上午的秒標(biāo)標(biāo)的總金額為20萬元，年利率為8.8%，最低投資額為50元，因條件優(yōu)惠，不少投資人試水“打新”，誰也想不到下午公司官網(wǎng)就全面癱瘓，任何渠道都無法聯(lián)系客服。
因為根本不可能產(chǎn)生真實的價值和效益，所以秒標(biāo)現(xiàn)象風(fēng)險大增。更早些時候的“淘金貸”也曾在注冊日推出秒標(biāo)活動吸引投資人。然而幾天后，淘金貸網(wǎng)站就已無法打開，案件嫌疑人終在甘肅落網(wǎng)。
據(jù)記者了解，秒標(biāo)往往造成饑餓營銷的假象，騙子“裝修”完一個網(wǎng)貸平臺后，制作一套假公司證件或套用其他公司證件，再憑此注冊一個域名并與第三方支付平臺合作，接著就給網(wǎng)友秒標(biāo)的利誘，待投資者上鉤后將資金打入網(wǎng)站在第三方平臺的個人賬戶中，最后將資金提取出來直接跑路。
此外，網(wǎng)貸之家創(chuàng)始人徐紅偉還對《中國經(jīng)濟周刊》記者總結(jié)了多條過濾P2P平臺道德風(fēng)險的經(jīng)驗，比如在P2P平臺成交量的月度數(shù)據(jù)上，如果連續(xù)多個月份出現(xiàn)周期性波動，每個月同一天出現(xiàn)相同的成交量，極有可能是以新賬補舊賬的原因。
與行業(yè)動態(tài)的結(jié)合也能成為判斷依據(jù)。2015年全國房地產(chǎn)市場低迷，而有做房地產(chǎn)業(yè)務(wù)的平臺卻突然在一段時間內(nèi)資金量飆升，徐紅偉判斷其可能挪用資金。
另有平臺一段時間內(nèi)投資人數(shù)與交易額出現(xiàn)反方向的變化，徐紅偉懷疑其存在數(shù)據(jù)造假。而連續(xù)一段時間，投資人數(shù)和交易額下降過快，他則認為可能是投資人預(yù)感到風(fēng)險，正在快速地撤資。
盡管甄別平臺的方法確實復(fù)雜，但互聯(lián)網(wǎng)金融平臺犯罪的經(jīng)偵難度極大，一旦平臺坍塌，投資人極大可能血本無歸，必須充分理性地投前調(diào)查。據(jù)經(jīng)偵辦案人士對記者解釋，許多問題平臺甚至聘請專業(yè)技術(shù)人員負責(zé)網(wǎng)站框架工程設(shè)計和數(shù)據(jù)管理維護，定期銷毀、清洗企業(yè)交易記錄、人員架構(gòu)、信息通訊等關(guān)鍵信息，或者依托外省甚至外國的網(wǎng)站服務(wù)器。還有犯罪組織主要頭目身居國外，利用網(wǎng)絡(luò)即時通信工具指揮國內(nèi)人員從事犯罪活動，或者將受害人資金轉(zhuǎn)移至境外洗錢消費，增加了偵查機關(guān)從源頭上摧毀打擊犯罪網(wǎng)絡(luò)的難度。
關(guān)鍵詞：國際油價 通貨膨脹 相關(guān)性
石油是一種主要的能源，是關(guān)系到國家經(jīng)濟和社會發(fā)展的重要戰(zhàn)略物資。近段時間中東的動蕩已影響了全球石油市場，國內(nèi)油價也隨國際油價上行波動，對中國國民經(jīng)濟、物價水平產(chǎn)生了重大影響。因此研究國際石油價格波動對中國通貨膨脹是否有影響及影響有多大對穩(wěn)定中國經(jīng)濟增長、降低通貨膨脹具有重要的現(xiàn)實意義。本文擬選取2002年1月至2011年12月的數(shù)據(jù)，運用變系數(shù)的狀態(tài)空間模型來分析國際油價波動對中國通貨膨脹的影響。
相關(guān)文獻回顧
在現(xiàn)有文獻中，研究國際石油價格與中國通貨膨脹之間關(guān)系的學(xué)者持有不同的觀點，其中部分學(xué)者認為中國通貨膨脹與國際油價波動之間的關(guān)聯(lián)性較不顯著，如陳彥玲（2007）利用1995年2月至2007年4月之間的月度數(shù)據(jù)，研究國際原油價格與中國和美國居民消費價格指數(shù)之間的關(guān)系，結(jié)果顯示美國居民消費價格指數(shù)受國際原油價格波動的影響顯著，而中國CPI受到的影響卻不明顯，國際石油價格每變動1%，中國CPI平均變動0.045%。王彬、李成、馬文濤（2010）利用VAR、多元GARCH-BEKK和DCC-GARCH模型，考察不同經(jīng)濟周期下中美兩國通貨膨脹與國際油價間的溢出關(guān)系。結(jié)果表明，美國通貨膨脹與國際油價之間有雙向明顯的均值和波動溢出效應(yīng)，而中國通貨膨脹與國際油價之間沒有任何方向的均值和波動溢出效應(yīng)；國際油價與美國通貨膨脹之間的動態(tài)相關(guān)關(guān)系明顯強于中國，國際油價對中國通貨膨脹的沖擊和影響很不明顯。持相同觀點的還有曾林陽（2008）、趙笑宇（2006）等。
與上述學(xué)者的觀點相反，亦有部分學(xué)者認為國際石油價格上漲會導(dǎo)致中國物價水平明顯上漲。如王風(fēng)云（2007）在研究國際石油價格波動的基礎(chǔ)上，運用H-P 濾波、Granger因果關(guān)系檢驗和條件異方差模型等時間序列分析方法研究國際石油價格的變動趨勢及其對我國物價水平的影響，Granger因果關(guān)系的結(jié)果顯示國際油價變化率對我國通貨膨脹率存在顯著的單Granger因果關(guān)系，經(jīng)驗數(shù)據(jù)的估計結(jié)果顯示國際油價變化率的趨勢成分對于我國通貨膨脹率趨勢成分具有顯著影響，并且整體影響邊際系數(shù)是0.08。吳力波、華民（2008）總結(jié)了石油價格上漲的特點，采用非對稱協(xié)整檢驗方法，研究分析2002年以來原油價格波動對美國、日本和中國宏觀經(jīng)濟的影響，其結(jié)果表明國際原油價格波動與中國總體價格水平之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，國際原油價格上漲會導(dǎo)致中國物價水平明顯上漲。史丹（2000）、曾秋根（2005）等也同意此觀點。
從現(xiàn)有文獻來看，國內(nèi)學(xué)者對國際油價波動與中國通貨膨脹之間的關(guān)系采用定性分析的比較多，定量分析的較少；且在現(xiàn)有的定量分析中，使用的研究方法主要是自回歸分布滯后模型和向量自回歸模型及協(xié)整檢驗等時間序列方法。然而隨著經(jīng)濟運行環(huán)境的變化，運用向量自回歸等模型得出的不變系數(shù)來描述國際油價波動與中國通貨膨脹之間的關(guān)系可能已不太準(zhǔn)確。因此，本文擬在前人研究的基礎(chǔ)上，采用變系數(shù)的狀態(tài)空間模型來分析國際油價波動與中國通貨膨脹之間的相關(guān)性，希望能由此得出更為合理的結(jié)論，進而為相關(guān)決策提供有價值的依據(jù)。
基于狀態(tài)空間模型的實證檢驗
（一）模型設(shè)定
狀態(tài)空間模型由一組量測（Observation）方程和狀態(tài)（State）方程構(gòu)成，在可用來分析狀態(tài)變量動態(tài)變化的同時，還可用來驗證狀態(tài)變量是否真實反映客觀事實。為了清晰地揭示國際油價波動與中國通貨膨脹之間的關(guān)系，本文建立如下狀態(tài)空間模型：
（1）
（2）
方程（1）是量測方程，表示國際油價波動與中國通貨膨脹之間的一般關(guān)系，其中P表示中國通貨膨脹水平，oil表示國際石油價格，而參數(shù)αt稱為狀態(tài)變量，服從于AR（1）模型。方程（2）稱為狀態(tài)方程，用來描述狀態(tài)變量的生成過程。εt和ηt分別是量測方程和狀態(tài)方程的擾動項，它們相互獨立且服從均值為零、方差是常數(shù)的正態(tài)分布。
（二）變量選取和數(shù)據(jù)處理
本文采用大多數(shù)學(xué)者的做法，用CPI作為中國通貨膨脹水平的代表變量；由于美國是石油最大的消費國，美國西得克薩斯中質(zhì)原油（WTI）即期合約被很多投資者視為國際能源市場衡量原油價格變化的基準(zhǔn)價，因此本文用WTI現(xiàn)貨價格代表國際石油價格。中國于2001年完成CPI重新修改的編制方法，同時可用于實證檢驗的最新數(shù)據(jù)截止于2011年12月，所以本文選擇的樣本區(qū)間為2002年1月至2011年12月，所有變量均采用月度數(shù)據(jù)。其中CPI數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站；WTI現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)來自于美國能源情報署（EIA）網(wǎng)站。為消除時間序列中可能存在的異方差現(xiàn)象，提高實證檢驗結(jié)果的合理性，本文對原始數(shù)據(jù)進行了季節(jié)性調(diào)整和對數(shù)化處理。調(diào)整和處理后的CPI記為lncpi，oil則記為lnoil。文中運用的軟件為Eviews 6.0。
（三）狀態(tài)空間模型估計
本文運用Eviews 6.0軟件估計上述狀態(tài)空間模型，得到如下結(jié)果：
（3）
圖1給出了運用狀態(tài)空間模型計算出的中國CPI與國際油價之間的彈性系數(shù)在2002年1月至2011年12月之間的變化趨勢。
關(guān)鍵詞：慣性效應(yīng)；反轉(zhuǎn)效應(yīng)；行為金融
一、引言
Fama（1970）的有效市場假說（Efficient Market Hypothesis，EMH）認為投資者無法利用已有信息去獲得除去交易成本和風(fēng)險溢價之外的超額收益。但是近些年諸如慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)這種市場異象在全球范圍內(nèi)被廣泛證實，EMH逐漸受到質(zhì)疑。傳統(tǒng)金融理論試圖找到能夠解釋慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)的因子，通過因子模型來解釋慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)這個市場異象（Fama和French，1996；Carhart，1997），行為金融學(xué)派認為慣性與反轉(zhuǎn)策略的收益并非來自于承擔(dān)了風(fēng)險等外部因素，而是來源于投資者自身的各種行為偏差，因此可以通過構(gòu)建行為金融模型來解釋慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)。學(xué)界對慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)的存在多種理論解釋，尚未達成一致，但是已形成共識的是慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)廣泛存在于不同國家、不同市場和不同時間段，很多投資者在實際操作中確實使用了慣性和反轉(zhuǎn)策略并獲利，因此，對于慣性利潤和反轉(zhuǎn)利潤來源的深入研究能夠為研究與實踐起到很大的幫助。本文試圖通過對慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)的系統(tǒng)介紹與相關(guān)文獻梳理，旨在找出已有研究的不足，并試圖探索新的研究方向。
二、慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)的研究意義
研究和考察金融市場中是否存在慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)，具有三方面的理論和現(xiàn)實意義。
第一，慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)的普遍存在，有助于交易者投資策略的選擇。研究表明，大量投資者在實際交易中采取了慣性或反轉(zhuǎn)策略，一些投資者獲得了不錯的回報（Grinblatt等，1995；攀登，2003；祁斌等，2006）。
第二，減少交易者非理，有助于形成市場均衡價格。一旦交易者清楚認識到慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)的存在及其給他們帶來的超額收益時，他們自然透析自身交易缺陷并予以完善，可有效緩解因投資者的非理而導(dǎo)致價格大漲大落的現(xiàn)象，促使投資日趨理性，有助于形成“均衡”的價格信號。
第三，慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)及其原因的剖析，有助于判斷市場的有效性狀況。慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)這兩種金融市場異象的存在，可能表明股票收益在一定程度和時間范圍內(nèi)是可以預(yù)測的，這與EMH矛盾，學(xué)者們開始質(zhì)疑有效市場理論的適用性。
三、慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)的相關(guān)研究
通過系統(tǒng)梳理現(xiàn)有關(guān)于慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)的文獻，我們可以發(fā)現(xiàn)，慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)是普遍存在的。第一，無論發(fā)達國家還是新興國家的股票市場，基本上都存在不同程度的慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)（Rouwenhorst，1998；Chui等，2000；Griffin等，2003；Chen等，2012；Asness等，2013）。第二，慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)不僅在股票市場上存在，在外匯、債券和期貨等衍生品市場上也觀察到慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)的存在（Miffre和Rallis，2007；Menkhoff等，2012；Asness等，2013）。
實際上，不同學(xué)者根據(jù)對各個真實市場不同時段的考察，可能得出差異性的更為嚴謹客觀的結(jié)論，有時，甚至存在一些與慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)相關(guān)的爭議性結(jié)論。
慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)并不一定同時存在某一市場，可能以其中一種效應(yīng)為主。盡管慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)在全球股票、外匯、債券、衍生品市場上普遍存在，但是這并非就意味著，同一市場一定都存在著慣性和反轉(zhuǎn)效應(yīng)。比如，在1990-2011年北美、歐洲和亞太的股票市場均都具有很強的慣性效應(yīng)（Fama和French，2012）；日本股票市場并不慣性效應(yīng)，而以反轉(zhuǎn)效應(yīng)為主（Fama和French，2012；Chui等，2000）；韓國股票市場有顯著的慣性策略，可以使用慣性策略獲益而反轉(zhuǎn)策略不行（Pyo和Shin，2013）；東歐地區(qū)股票市場也不具有慣性效應(yīng)（Cakici等，2012）；美國商品期貨市場以慣性效應(yīng)為主（Shen等，2007；Miffre和Rallis，2007）。已有的大部分研究表明歐美國家市場慣性效應(yīng)比較明顯，而亞洲和東歐國家市場反轉(zhuǎn)效應(yīng)相對比較明顯。
隨著時間的推移和市場的發(fā)展，同一市場不同時段的慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)的結(jié)論可能發(fā)生變化。Mark和Tonks（2003）研究了英國股票市場1955-1996年的數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：1977-1996年，存在著顯著的慣性效應(yīng)，而在1955-1976年，不存在慣性效應(yīng)。Cooper等（2004）通過研究美國1929年到1995年股票市場的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)慣性策略收益受市場狀態(tài)影響，牛市中慣性收益明顯高于熊市中的慣性收益，在正市場收益率之后（牛市）平均月度慣性收益是0.93%，而在負市場收益率之后（熊市）平均月度慣性收益是-0.37%。
國內(nèi)金融市場是否存在慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)存在爭議，但多傾向于存在反轉(zhuǎn)效應(yīng)。國內(nèi)金融市場慣性或反轉(zhuǎn)效應(yīng)的研究主要集中在股票市場，研究結(jié)果具有明顯的爭議性。第一，關(guān)于我國股票市場是否存在反轉(zhuǎn)效應(yīng)，形成截然不同的兩種結(jié)論。早期學(xué)者（張人驥等，1998；沈藝峰和吳世農(nóng)，1999）認為，市場上不存在反轉(zhuǎn)效應(yīng)；而之后的學(xué)者（王永宏和趙學(xué)軍，2001；楊忻和陳展輝，2004；劉博和皮天雷，2007；許年行等，2011）認為市場上存在明顯的反轉(zhuǎn)效應(yīng)，反轉(zhuǎn)效應(yīng)隨著時間的推移逐漸減弱，但不存在慣性效應(yīng)。早期學(xué)者和之后學(xué)者研究樣本不完全相同，但樣本之間有幾年的數(shù)據(jù)是重合的，實證結(jié)論卻截然相反，導(dǎo)致對中國股票市場的反轉(zhuǎn)效應(yīng)存在一定的爭議性。第二，關(guān)于我國股票市場是否存在慣性效應(yīng)，也存在著截然不同的兩種結(jié)論。一些學(xué)者（王永宏和趙學(xué)軍，2001；劉博和皮天雷，2007；許年行等，2011）認為市場上不存在慣性效應(yīng)；而另外一些學(xué)者（吳世農(nóng)和吳超鵬，2003；朱戰(zhàn)宇等，2003；沈可挺和劉煜輝，2006；魯臻和鄒恒甫，2007）認為市場上存在慣性效應(yīng)。
四、總結(jié)
慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)廣泛存在于不同國家、不同資產(chǎn)類型以及不同時間跨度，一直是學(xué)術(shù)界經(jīng)久不衰的研究課題。研究重心從早期的驗證慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)的存在性上轉(zhuǎn)移到慣性與反轉(zhuǎn)策略利潤的存在原因、利潤的具體實現(xiàn)及影響因素、與其他策略的結(jié)合上面來，為國內(nèi)外學(xué)者提供了廣闊的研究機會，也為市場參與者提供了實用的投資策略。（作者單位：北京工商大學(xué)）
參考文獻：
[1]魯臻，鄒恒甫.中國股市的慣性與反轉(zhuǎn)效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟研究，2007，9（13）：145-155.
[2]王鄖，華仁海.投資者行為與期貨市場波動：基于OLG模型和高頻數(shù)據(jù)的理論與實證[J].中國管理科學(xué)，2012（1）：91-101.
[3]Asness C S，Moskowitz T J，Pedersen L H.Value and momentum everywhere[J].The Journal of Finance，2013，68（3）：929-985.
目前我國醫(yī)院信息化的大部分是加強醫(yī)院的收費管理。在嚴格意義上，完整的醫(yī)院信息系統(tǒng)（HIS（醫(yī)院信息系統(tǒng)）應(yīng)該包括醫(yī)院管理信息系統(tǒng)（HMIS）和臨床信息系統(tǒng)（CIS）兩部分：財務(wù)管理系統(tǒng)、人事管理系統(tǒng)、住院病人管理、藥品庫存管理系統(tǒng)等系統(tǒng)是屬于類別的醫(yī)院管理信息系統(tǒng)（HMIS），我們的目標(biāo)是支持醫(yī)院的行政管理與事務(wù)處理業(yè)務(wù)，提高醫(yī)院的工作效率，輔助高層領(lǐng)導(dǎo)決策。
二、醫(yī)院信息系統(tǒng)的現(xiàn)狀和主要階段的財務(wù)制度醫(yī)院改革收費體系
醫(yī)院信息系統(tǒng)的現(xiàn)狀和其主要階段的財務(wù)制度在醫(yī)院改革的收費體系中，加強醫(yī)療費用的管理發(fā)揮了重要作用。系統(tǒng)克服人為因素的影響在收費工作，有效地杜絕醫(yī)療行業(yè)不是標(biāo)準(zhǔn)收費，使收入的準(zhǔn)確性大大提高，醫(yī)院收費行為的完整性也在不斷增加，與此同時，HIS的應(yīng)用大大縮短病人的時間支付方便患者，并提高工作效率。目前，醫(yī)院以其相對獨立的經(jīng)營和財務(wù)管理體系，財務(wù)系統(tǒng)側(cè)重于會計，他的系統(tǒng)主要負責(zé)管理和藥品管理，部分醫(yī)院如電子醫(yī)療記錄、醫(yī)療咨詢、形象在他的系統(tǒng)中，但關(guān)鍵是成本管理。對金融系統(tǒng)，他主要是提供各種門診住院收入數(shù)據(jù)，藥品進銷存總結(jié)報告等，但由于兩個系統(tǒng)的數(shù)據(jù)庫結(jié)構(gòu)和編程語言和運行平臺，導(dǎo)致金融體系一般不能直接從HIS讀取所需的數(shù)據(jù)，他的診所和醫(yī)院系統(tǒng)需要日常財務(wù)部門日常和月度報告，月度財務(wù)部門根據(jù)該報告手工編制憑證，會計處理。該系統(tǒng)獨立運行，相互之間缺乏適當(dāng)?shù)臋z查機制，相應(yīng)的財務(wù)數(shù)據(jù)將出現(xiàn)不一致，人為的主觀因素將影響財務(wù)數(shù)據(jù)的真實性、準(zhǔn)確性和完整性。時間越長，錯誤越嚴重，積累的錯誤越多，如果沒有及時的審計，就越有可能出現(xiàn)財務(wù)風(fēng)險。
三、財務(wù)系統(tǒng)和HIS數(shù)據(jù)對接的設(shè)想
從工作內(nèi)容的聯(lián)系上來看，醫(yī)院財務(wù)系統(tǒng) 和HIS之間是你中有我、我中有你的關(guān)系。HIS為財務(wù)系統(tǒng)提供基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，系統(tǒng)生成的各種報表作為會計核算的原始憑證；財務(wù)系統(tǒng)反映HIS運行的結(jié)果，從宏觀上控制和協(xié)調(diào)HIS的運行。會計核算是一個綜合的整體，會計科目相互之間有著緊密的聯(lián)系。在正常情況下，醫(yī)院兩套系統(tǒng)之間對應(yīng)的數(shù)據(jù)都是一致的，因此，克服 技術(shù)上的瓶頸，整體構(gòu)建規(guī)劃，制定一套數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)，轉(zhuǎn)變業(yè)務(wù)流程，設(shè)置HIS與財務(wù)系統(tǒng)數(shù)據(jù)接口，財務(wù)系統(tǒng)直接從HIS中讀取相關(guān)報表數(shù)據(jù)，自動產(chǎn)生記賬憑證，使得HIS數(shù)據(jù)與財務(wù)系統(tǒng)數(shù)據(jù)兼容共享，不僅可以有效提高對收費票據(jù)的監(jiān)控力度，督促各部門及時報賬，減少財務(wù)隱患，而且從財務(wù)監(jiān)控角度考慮，HIS與財務(wù)系統(tǒng)的數(shù)據(jù)接口可以完善報表上報與審核、票據(jù)管理、藥品等消耗材料管理，最終完善全院各部門財務(wù)數(shù)據(jù)的審核，保障資金安全與收入完整。
（一）報表上報及審核確認
實現(xiàn)兩套系統(tǒng)接口后，報表的上報分為兩種，其一是收費處專人將所有收費員當(dāng)日全部日結(jié)表匯總打印后送至財務(wù)部門。其二是系統(tǒng)將自動匯總報表數(shù)據(jù)，會計人員從后臺系統(tǒng)接收匯總的報表數(shù)據(jù)，將報送的紙質(zhì)報表和自動接收的數(shù)據(jù)進行對照，審核無誤后，財務(wù)系統(tǒng)自動生成記賬憑證，確認收費部門的收入，予以報賬。這一功能的實現(xiàn)將在很大程度上的減少財務(wù)憑證的錄入工作量，極大提高財務(wù)人員的工作效率。通過兩條途徑報表， 相互對照，保證了財務(wù)系統(tǒng)和HIS系統(tǒng)收入完全一致。財務(wù)系統(tǒng)與收費系統(tǒng)得到無縫隙鏈接，使該環(huán)節(jié)的差錯率降至最低。
（二）票據(jù)管理
門診掛號、門診收費、預(yù)收款、出院結(jié)算等票據(jù)應(yīng)由財務(wù)部門的票據(jù)專管員授權(quán)在HIS系統(tǒng)上激活使用。 專管員要隨時監(jiān)控系統(tǒng)中已用票據(jù)、 在用票據(jù)、未用票據(jù)的使用狀態(tài)，隨時監(jiān)控收費員是否使用來源不明的票據(jù)，進行違規(guī)操作。票據(jù)從領(lǐng)用到銷號都在財務(wù)有效控制之中。實現(xiàn)系統(tǒng)數(shù)據(jù)對接票據(jù)銷號功能后，HIS系統(tǒng)中票據(jù)產(chǎn)生的收入，與財務(wù)系統(tǒng)中的收入在對賬時，很容易發(fā)現(xiàn)差錯點。對發(fā)現(xiàn)的差錯點票據(jù)專管員可及時查明原因進行處理。在設(shè)置報賬確認和票據(jù)銷號兩個功能共同控制下，只有報賬確認后，才能做票據(jù)銷號，原則上不報賬即無法銷號，以此督促收費員及時報賬。
四、實現(xiàn)數(shù)據(jù)接口后的管理
（一）發(fā)展完善、嚴格的內(nèi)部管理體系
實現(xiàn)信息管理的目標(biāo)，首先是數(shù)據(jù)的安全。根據(jù)相關(guān)規(guī)定，結(jié)合醫(yī)院實際情況，制定嚴格的計算機系統(tǒng)管理系統(tǒng)，是計算機信息系統(tǒng)運行管理系統(tǒng)、電子信息系統(tǒng)網(wǎng)絡(luò)安全管理系統(tǒng)、電子檔案管理信息系統(tǒng)和一系列系統(tǒng)的重要保證。嚴格規(guī)范每個操作人員和管理員的管理，以確保系統(tǒng)正常運行。
2018年第三季度，在領(lǐng)導(dǎo)和同事的支持及幫助下，通過自身不懈的努力，我在科技信息崗位的工作中得到了鍛煉，取得了一定成績，但也存在不足。主要情況匯報如下：
一、2018年三季度工作取得的成績：
（一）、完成我行日常網(wǎng)絡(luò)維護、系統(tǒng)管理、機具設(shè)備維護和技術(shù)支持、機房管理等科技工作。積極實時和總行科技對接，完成中成村鎮(zhèn)銀行網(wǎng)銀自建CA證書改造，上報給人行《大理古城中成村鎮(zhèn)銀行科技運維2018年3季度報告》、《大理古城中成村鎮(zhèn)銀行網(wǎng)絡(luò)應(yīng)急預(yù)案》、《2018年金融科技活動周材料和科技成果概況報告》，上報大理信息技術(shù)科《大理古城中成村鎮(zhèn)銀行金融城域網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)安全自查報告》，積極配合完成好信息技術(shù)工作，保障我行日常工作穩(wěn)定運營；
（二）、完成日常行政事務(wù)工作。認真貫徹銀監(jiān)和人行等監(jiān)管部門的政策要求，積極完成廣告和宣傳活動。積極開展了：“2018年金融科技活動周”宣傳活動，并積極上報活動匯報材料，接受中國人民銀行大理中支科技科對我行的金融城域網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)安全檢查，滿足監(jiān)管要求并擴大了我行的知名度；完成我行公務(wù)用車管理工作；
（三）、完成全行后勤保障工作。完成了2018-2020保安合同、2019年駕駛員合同、2019年植物租賃合同、2018年2代UK采購合同的簽訂，2019年大理村行所有質(zhì)保金的報銷工作，積極做好日常水、電、網(wǎng)絡(luò)保證、做好日常辦公用品和耗材采購發(fā)放、及時處理各種房屋和機具故障維修工作、積極進行草木修剪和綠化維護工作、及時完成辦公室布置調(diào)整安裝工作、完成日常郵寄快遞工作、完成日常培訓(xùn)和會議保障、做好固定資產(chǎn)和低值易耗品實物管理等工作，保障我行正常運營；
（四）、完成日常財務(wù)部分工作。積極做好年度和月度預(yù)算編制和上報工作、完成全行日常采購和比價工作、及時完成全行各類費用報銷處理工作、完成全行各類合同管理工作、完成固定資產(chǎn)和低值易耗品盤點及臺帳管理工作、完成全行重要空白憑證管理工作。
（五）領(lǐng)導(dǎo)安排的其他工作任務(wù)。
二、2018年三季度工作存在的問題：
伴隨著取得的成績，我在工作中也存在一些不足，面臨著一些問題和挑戰(zhàn)。我目前工作中主要面臨的問題具體情況如下：
（一）、績效考核財務(wù)指標(biāo)完成不理想，沒有達到設(shè)定的目標(biāo)責(zé)任。
三、工作改進措施及方法
對于上述存在的問題和挑戰(zhàn)，我認為今后應(yīng)該從以下方面進行改進和調(diào)整：
（一）、針對績效考核財務(wù)指標(biāo)完成情況，這是我面臨的一個挑戰(zhàn)。首先，目前大部分時間完全忙于信息工作和日常行政繁雜事務(wù)，客戶資源有限。為解決該現(xiàn)狀必須堅持走出去，在做好本職工作的前提下統(tǒng)籌安排、做好規(guī)劃，從我身邊的親朋好友開始拓展業(yè)務(wù)，爭取完成好財務(wù)指標(biāo)。
（二）、在現(xiàn)有工作完成情況下更進一步提高工作效率。今后要注重工作上的方式方法，加強與其他部門和同事的溝通交流。我自身平時也會加倍努力，有計劃的把日常工作慢慢梳理，把今后工作按部就班地開展，使我們的工作達到良好有序的狀態(tài)。
四、2018年四季度工作計劃：
關(guān)鍵詞：人民幣匯率；資產(chǎn)價格；短期國際資本流動；VAR模型
中圖分類號：F831 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）09-0049-06
一、引言
國際經(jīng)驗表明，隨著經(jīng)濟全球化、區(qū)域經(jīng)濟一體化的發(fā)展，匯率、資產(chǎn)價格和短期國際資本流動之間的關(guān)系越來越密切。2005年7月21日，我國央行宣布開始實行以市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)，有管理的浮動匯率制度。此后隨著人民幣匯率不斷升值，進一步推高了人民幣升值的預(yù)期，短期國際資本迅速流入我國境內(nèi)。2008年由美國次貸危機引發(fā)的全球金融危機，迫使全球機構(gòu)投資者出售全球范圍內(nèi)的風(fēng)險資產(chǎn)，落實去杠桿化的政策，致使大量短期國際資本從包括我國在內(nèi)的新興市場國家抽調(diào)回發(fā)達國家。2009年以來，我國經(jīng)濟開始復(fù)蘇，相對于其他國家，我國的經(jīng)濟形勢較好，國際資本開始流入。從2008年開始至2012年末，我國國際收支平衡表中的誤差與遺漏項連續(xù)呈現(xiàn)負幾百億美元的數(shù)額。2013年第一季度，該項數(shù)字又達到193億美元。與此同時，2013年5月份我國的宏觀數(shù)據(jù)低于預(yù)期，經(jīng)濟下行風(fēng)險加大，再加上近期美聯(lián)儲暗示貨幣寬松政策轉(zhuǎn)向收緊的預(yù)期以及美國經(jīng)濟基本面向好的態(tài)勢，有跡象表明，熱錢自2013年5月開始流出中國。
由此可見，短期國際資本流動呈現(xiàn)出明顯的方向易變、規(guī)模變化較大以及波動性較強的特征，會不可避免的威脅到我國實體經(jīng)濟的平穩(wěn)運行以及資本市場的健康發(fā)展。隨著央行逐步擴大人民幣匯率的波動幅度，人民幣匯率的變化日趨復(fù)雜，這意味著人民幣匯率將存在更多的不確定性。那么，匯率的波動對短期國際資本流動的影響程度到底有多大？隨著人民幣國際化和資本賬戶逐步開放的過程中，匯率政策可以發(fā)揮怎樣的作用？深入研究和探討匯率與資產(chǎn)價格、短期國際資本流動之間的動態(tài)關(guān)系對整個金融市場的穩(wěn)定有著十分重要的意義。
二、文獻綜述
（一）國外學(xué)者觀點
Calvo等（1993）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，20世紀90年代大量資本流入拉丁美洲部分原因是外部環(huán)境的變化，尤其指出美國為緩解經(jīng)濟衰退，刺激本國經(jīng)濟而造成的美國利率下降，從而使得國際資本追逐利差趁機流入拉美國家。Sebastian Edwards（2000）通過對20世紀90年代初期拉丁美洲幾國資本流動的實證研究指出，有大量資本流動引起的實際匯率升值可能通過降低出口部門的國際競爭力干擾一國貿(mào)易自由化的改革；資本流動轉(zhuǎn)化成實際匯率升值依賴于名義匯率體制以及貨幣當(dāng)局對于關(guān)鍵宏觀經(jīng)濟變量變動的反應(yīng)。Gregorios Siourounis（2004）通過向量自回歸（VAR）模型對五個經(jīng)濟合作與發(fā)展組織國家（美國、英國、德國、日本及瑞士）的凈資本流動、名義匯率、凈資產(chǎn)收益差異與利率差異間的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)隨著跨國資產(chǎn)收購在跨國資本流動中所占比重的增大，名義匯率的影響也越來越重要，追求通貨膨脹與產(chǎn)出穩(wěn)定的一國貨幣政策制定者，應(yīng)當(dāng)把資產(chǎn)流動作為一個匯率變動的決定因素來著重看待。Harald Hau等（2005）通過構(gòu)建在不完全外匯風(fēng)險交易下的匯率、股價以及資本流動的模型，利用美國和17個經(jīng)濟合作與發(fā)展組織國家的數(shù)據(jù)，證明與外國資本市場相關(guān)的本國資本市場的更高收益與本國貨幣的貶值存在聯(lián)系，流入外國市場的凈資本與一種外匯的升值正相關(guān)。Rilina Basu Banerjee等（2012）通過構(gòu)建有效需求模型，分析股票市場價值和產(chǎn)出以及古典失業(yè)模型分析信貸緊縮與滯漲，發(fā)現(xiàn)新興市場國家的資本外流引起包括股票在內(nèi)的資產(chǎn)價格下降并誘發(fā)該國貨幣貶值。Jean-Louis Combes等（2011）基于面板協(xié)整實證分析發(fā)展中國家的國際資本流動與匯率彈性情況下的實際有效匯率的影響，發(fā)現(xiàn)公開與私人的資本流動與實際有效匯率的升值密切相關(guān)，其中屬于私人資本流動的組合資產(chǎn)投資比私人轉(zhuǎn)移對于匯率升值的影響更大。Jack Favilukis等（2012）通過實證分析2000—2010年房地產(chǎn)市場由繁榮轉(zhuǎn)向蕭條這一時間段內(nèi)房價與國際資本流動的相關(guān)性發(fā)現(xiàn)，與傳統(tǒng)理論認為房地產(chǎn)市場的繁榮吸引國際資本流入一國進行住宅投資不同，包括美國在內(nèi)的其他十個國家和地區(qū)的資本流動對于居民住宅價格波動的解釋能力較弱。
（二）國內(nèi)學(xué)者觀點
王世華等（2007）指出2003年至今，我國面臨的主要形式是大量短期國際資本流入，通過計量模型發(fā)現(xiàn)，短期來看人民幣預(yù)期升值率的變動是中國短期國際資本流動的決定因素，良好的宏觀經(jīng)濟形式也會吸引短期國際資本流入；長期看人民幣預(yù)期升值率變動和國內(nèi)外利差變動都會影響短期國際資本流動；從回歸系數(shù)值可以看出，無論何時人民幣預(yù)期升值率變動的影響比其他因素都重要的多。張誼浩等（2007）運用1996—2005年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，將利率平價理論發(fā)展成為三重套利模型，對中國短期國際資本流入及其動機進行實證研究發(fā)現(xiàn)，人民幣預(yù)期匯率與名義匯率偏離導(dǎo)致的人民幣升值預(yù)期和國內(nèi)固定資產(chǎn)價格上漲形成較大套匯和套價空間，進而使套匯和套價成為具有中國特色的短期國際資本流入的重要動機。宋勃等（2007）在考慮通貨膨脹的前提下，選取我國1998—2006年的實際利用外資和房地產(chǎn)價格的季度數(shù)據(jù)建立誤差修正模型，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)房價上漲誘導(dǎo)外資流入，長期來看外資的流入助漲了我國的房價上漲。李宏等（2011）指出在實行資本管制和釘住匯率制度的經(jīng)濟體中，短期內(nèi)匯率可以看作是影響短期資本流動的外生變量，但在較長時期，則匯率和短期資本流動是相互作用的。此外與朱孟楠等（2010）的研究類似，均采用向量自回歸（VAR）模型進行經(jīng)驗分析，認為人民幣升值與升值預(yù)期會促進短期資本流入。
以上學(xué)者們的論述，部分專注于單一因素與短期國際資本流動間的動態(tài)關(guān)系研究，或者研究集中于匯改前的時間段。本文在選擇高頻月度數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，綜合分析匯率、資產(chǎn)價格以及短期國際資本流動的動態(tài)關(guān)系，同時注重匯改后分階段的實證結(jié)果對比。
三、實證研究
基于VAR模型經(jīng)常用于預(yù)測相互關(guān)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響，本文通過建立無限制的VAR模型，來分析短期國際資本流動、人民幣匯率以及資產(chǎn)價格這三者之間的動態(tài)關(guān)系。
（一）數(shù)據(jù)選取及來源
實證研究的樣本區(qū)間為2005年7月至2012年12月。鑒于在2007年5月21日，央行決定將銀行間即期外匯市場人民幣兌美元交易價浮動幅度由3‰擴大到5‰這一政策性調(diào)整的現(xiàn)實情況，本文將樣本區(qū)間分為2005年7月至2007年5月與2007年6月至2012年12月兩個階段，數(shù)據(jù)來源與說明如下：
1. 短期國際資本流動STCF。張明（2010）對國內(nèi)外有關(guān)短期國際資本流動規(guī)模測算方法進行了梳理與評價，總結(jié)出直接法、間接法以及混合法。綜合考慮其優(yōu)缺點以及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取一種基于修改后的間接法，其公式為短期資本流動=外匯占款增量-經(jīng)常項目盈余-FDI凈流入-外債凈流入+誤差與遺漏。其中外匯占款增量以及外債凈流入的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)宏觀月度庫，F(xiàn)DI凈流入與誤差與遺漏來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。短期資本流動的具體估算結(jié)果如圖1所示。
2. 國內(nèi)外利差I(lǐng)RD。本文對于國內(nèi)外利差的統(tǒng)計方法選擇國內(nèi)利差與國外利差之比，其中國內(nèi)利差代表利率為1年期存款利率，來源于中國人民銀行網(wǎng)站；國外代表性利率為美國聯(lián)邦基金1年期存款利率，來源于美聯(lián)儲官方網(wǎng)站。
3. 人民幣匯率變動率ER和人民幣預(yù)期匯率變動率EE。其中人民幣匯率選擇人民幣對美元的名義匯率，來源于中經(jīng)網(wǎng)宏觀月度庫；人民幣預(yù)期匯率選擇人民幣NDF市場上人民幣對美元的匯率，來源于彭博社數(shù)據(jù)庫。兩種匯率變動率的計算均用環(huán)比值表示。
4. 資產(chǎn)價格本文主要分析股票價格變動率SCI和房地產(chǎn)價格變動率REPI。其中股票價格選取上證綜合指數(shù)月度收盤價，房地產(chǎn)價格選取月度房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)，兩者均來源于中經(jīng)網(wǎng)宏觀月度庫，變動率的計算均用環(huán)比值表示。
（二）VAR模型的構(gòu)建與分析
1. 單位根檢驗。一般來講，在建立VAR模型之前，需要對模型中的變量進行平穩(wěn)性檢驗，否則非平穩(wěn)的變量進入模型，出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致模型最終的分析出現(xiàn)偏差。本文采用ADF單位根檢驗的方法來分兩階段檢驗各變量的平穩(wěn)性，其結(jié)果如表1所示。從ADF檢驗結(jié)果中可以看出，除中美利差I(lǐng)RD變量為非平穩(wěn)的情況外，其他各項變量都為平穩(wěn)序列，考慮到IRD的一階差分變量DIRD是平穩(wěn)過程，最終進入到VAR模型的中美利差變量形式是其一階差分序列DIRD。
2. 格蘭杰因果關(guān)系檢驗。格蘭杰因果關(guān)系定義為，經(jīng)濟變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。但這種結(jié)論只是統(tǒng)計意義上的因果性，不一定是真正的因果關(guān)系。本文檢驗SCI、REPI、EE、ER、DIRD與STCF之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系，結(jié)果見表2。
從格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果來看，首先，人民幣匯率變動率、人民幣預(yù)期匯率變動率分別與短期國際資本流動存在單向的因果關(guān)系，即人民幣匯率變動率、人民幣預(yù)期匯率變動率在一定程度上影響了短期國際資本流動的變化，同時可以發(fā)現(xiàn)，第二階段的格蘭杰因果關(guān)系顯著高于第一階段，說明第二階段擴大匯率波動幅度更有利于人民幣匯率變動率、人民幣預(yù)期匯率變動率對短期國際資本流動的影響與引導(dǎo)作用。其次，人民匯率變動率、人民幣預(yù)期匯率變動率分別是股價變動率的格蘭杰原因，同時可以發(fā)現(xiàn)，在第二階段股價變動率也是房地產(chǎn)價格變動率的格蘭杰原因，說明擴大匯率波動幅度后，股價變動率對于房地產(chǎn)價格變動率的影響與引導(dǎo)作用在一定程度上得到了釋放。
3. 模型滯后階數(shù)與脈沖響應(yīng)分析。在建立VAR模型進行脈沖響應(yīng)分析之前，需要確定模型的滯后階數(shù)。本文根據(jù)最大似然比（LR）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）和赤池信息準(zhǔn)則（AIC），綜合考慮將模型的滯后階數(shù)確定為2。
脈沖響應(yīng)分析是用時間序列模型來分析影響關(guān)系的一種思路，主要考慮擾動項的影響是如何傳播到各變量的。為研究短期國際資本流動對于人民幣匯率、利率以及資產(chǎn)價格的突發(fā)性或非預(yù)期性的反應(yīng)，本文分別給予以上變量一個正向沖擊，考察短期國際資本流動的脈沖響應(yīng)函數(shù)。其脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖2所示。根據(jù)圖2分析如下：
（1）相比較而言，對于短期國際資本流動本身、股價變動率、房價變動率、人民幣匯率變動率、人民幣預(yù)期匯率變動率和利差的結(jié)構(gòu)沖擊，在期初，第二階段比第一階段更富有彈性。表明每日交易波幅擴大后，各種沖擊的能量能夠得到一定程度的釋放。
（2）盡管期初的沖擊效應(yīng)第二階段比第一階段較大，但是其后的衰減率第二階段比較快，且一直持續(xù)衰減值0。以短期國際資本流動本身為例，2個月內(nèi)，第一階段由140衰減到-25，幅度為165，而第二階段則由232衰減到19，幅度為213。這一方面的差異也是導(dǎo)致兩個階段在圖2中出現(xiàn)差異的重要原因。
（3）雖然第一階段當(dāng)中受沖擊的絕對程度略小于第二階段，但是并不能說明第一階段的短期國際資本流動具有一定程度上的穩(wěn)定流動性。其原因為：匯率彈性區(qū)間的限制在一定程度上抑制了沖擊能量的釋放，致使其他各因素對于短期國際資本流動的沖擊呈現(xiàn)出不同程度的正負波動。
4. 基于方差分解的對比評估。所謂方差分解，就是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解能夠給出VAR模型中每個隨機擾動對于變量影響的相對重要的信息。
以下利用方差分解來分析短期國際資本流動本身、股價變動率、房價變動率人民匯率變動率、人民幣匯率預(yù)期變動率，以及利差對短期國際資本流動的貢獻程度，兩個階段的預(yù)測方差分解結(jié)果如表3、表4所示。
由第一階段短期國際資本流動的預(yù)測方差結(jié)果（表3）來看，短期內(nèi)，短期國際資本流動預(yù)測方差主要由其自身的變化來解釋；但從長期來看，這一解釋比例持續(xù)下降，接近一半的短期國際資本流動方差變化是由利率、匯率以及資產(chǎn)價格這三大因素來解釋的。其中，房地產(chǎn)價格變動率解釋程度最高，最高達21%，其次是股票價格變動率，維持在17%左右，再次是中美利差變動率，大約為4.4%，最后是匯率變動率與預(yù)期匯率變動率，合計3.5%左右。
由第二階段短期國際資本流動的預(yù)測方差結(jié)果（表4）來看，總體上短期國際資本流動的預(yù)測方差絕大部分是由其自身來解釋的，為82%左右，其次是房地產(chǎn)價格變動率、匯率變動率、股價變動率和預(yù)期匯率變動率，分別為4.8%、4.6%、4.5%和3.7%，四者差異不大，利差變動率解釋能力最低，僅為0.2%左右。
結(jié)果顯示，與第一階段相比，第二階段的短期國際資本流動主要受自身運動規(guī)律的影響，也受一定程度的匯率變動、資產(chǎn)價格變動的影響，而利差的影響可以忽略不計。
四、結(jié)論與政策建議
（一）結(jié)論
本文通過選取短期國際資本流動、人民幣匯率以及資產(chǎn)價格共6個時間變量序列，收集2005年7月至2012年12月的月度數(shù)據(jù)，分兩階段構(gòu)建VAR模型，進行實證分析，其結(jié)果如下：
首先，人民幣匯率變動率、人民幣預(yù)期匯率變動率是短期國際資本流動比變動和股價變動的原因，人民幣匯率波動幅度擴大后，股價變動又是房地產(chǎn)價格變動的原因，也就是說匯率變動引起短期國際資本流入我國，進入股票市場，引起股價上升，之后帶動房地產(chǎn)市場價格的上漲，同時人民幣升值預(yù)期加大加劇了短期國際資本的流入。
其次，在央行對銀行間即期外匯市場人民幣兌美元交易價浮動幅度進行政策性調(diào)整后，短期國際資本流動自身的預(yù)測方差能力最大，其余各因素的預(yù)測方差能力有限。兩階段相比可以初步斷定人民幣兌美元交易價波動幅度的擴大，有利于分散各種套利、套匯以及套價收益的短期國際資本對于我國金融、資本市場穩(wěn)定性的沖擊。
（二）政策建議
最近人民幣升值壓力繼續(xù)不斷增大，大規(guī)模的國際資本趁機持續(xù)流入我國，尤其是以投機為主的短期國際資本流動會對我國資本市場造成一定的沖擊，因此我國可以采取以下措施，減少由于匯率波動引起的國際游資對我國經(jīng)濟環(huán)境的不良影響。
1. 加強對流入我國的短期資本的監(jiān)督和審查，建立對相關(guān)熱錢流入的長期跟蹤和預(yù)警機制，審查其流入的方式以及真實性。適時運用稅收方式，提高熱錢流入我國的成本，壓縮其獲利空間。
2. 逐步推進人民幣匯率體制和形成機制改革，繼續(xù)堅持以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度不動搖，同時進一步落實銀行間即期外匯市場人民幣兌美元交易價浮動幅度的擴大的政策，逐步形成人民幣匯率的彈性機制，緩解外匯市場不能出清導(dǎo)致的央行被動入市平衡供求的壓力，加快人民幣國際化的步伐，為實現(xiàn)人民幣完全自由浮動的最終目標(biāo)奠定堅實的基礎(chǔ)。
3. 在嚴厲打擊短期國際資本通過經(jīng)常項目違法違規(guī)流動的同時，積極、穩(wěn)健、有序地推進我國資本項目賬戶的逐步開放，持續(xù)推出QFII和RQFII，拓寬國際資本流入我國的渠道，進一步提高國際資本在我國流動的透明度，使我國金融當(dāng)局的監(jiān)管更加有效。
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在“穩(wěn)中求進”的政策基調(diào)下，市場預(yù)期今年貨幣信貸會適度放松，M2增長將恢復(fù)至14%，新增人民幣貸款將達8萬億元。但是，對于實體經(jīng)濟，尤其是中小企業(yè)和民營經(jīng)濟而言，對金融支持能夠明顯改善的預(yù)期不宜過高。
單從貸款規(guī)模看，2011年全年人民幣貸款增加7.47萬億元，貸款余額54.79萬億元，同比增長15.8%。即便今年新增貸款規(guī)模達到8萬億元，貸款余額的同比增長僅14.8%。
而且，雖然自去年11月開始銀行貸款出現(xiàn)恢復(fù)性增長，但其中短期信貸成為增長的主力，中長期貸款新增規(guī)模及占比繼續(xù)萎靡。這一方面說明，實體經(jīng)濟資金鏈緊張的狀況仍未得到趨勢性緩解，實體經(jīng)濟去杠桿行為可能仍在持續(xù)；另一方面也反映，銀行作為資金供給方，對于信貸風(fēng)險的擔(dān)憂在加劇。
再綜合一些商業(yè)銀行的情況，今年1月信貸增量可能不足8000億元。除了管理層主動平緩?fù)斗殴?jié)奏外，銀行的貸存比限制是重要原因之一，在去年一些中小銀行貸存比接近紅線后，一些大行也因逼近紅線主動控制了投放進度。雖然目前多家銀行按照比去年投放增長5%制訂信貸計劃，但具體執(zhí)行仍要看資本流動狀況和貸存比限制。一些銀行人士反映，當(dāng)前信貸規(guī)模管制政策是近年來最為嚴格的，投放指標(biāo)按月下達，月末考核。企業(yè)資金計劃難以月度進行規(guī)劃，這就嚴重影響了企業(yè)從銀行系統(tǒng)獲得資金用于周轉(zhuǎn)、生產(chǎn)或投資的能力，但銀行對此基本上無能為力。
展望今年的貸款投向，除了重點項目、基礎(chǔ)設(shè)施和新興產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域外，其他實體經(jīng)濟部門，尤其是中小企業(yè)和民營經(jīng)濟，能夠獲得的資金支持也不太樂觀。“挪了西墻補東墻”，這是一位國有銀行公司部的人士總結(jié)去年工作的用詞。
存款增長緩慢，還有存貸比和高存準(zhǔn)率壓力，今年信貸的增長有限，重點還在投向的結(jié)構(gòu)調(diào)整。在宏觀調(diào)控方面，不久前國務(wù)院提出要保證國家重點在建續(xù)建項目的資金需求，抓緊布局、有序推進新的國家重點項目，保持投資穩(wěn)定增長。因此，信貸將優(yōu)先考慮重點項目。
再從更宏觀的層面考慮對資本形成關(guān)聯(lián)度更高的M2。目前市場判斷今年的M2增長目標(biāo)在14%左右，但實現(xiàn)這一目標(biāo)的難度較大。若今年M2增長14%，意味著增加11.9萬億元，以去年新增人民幣貸款占新增M2比例73.3%估算，今年新增貸款規(guī)模要達8.69萬億元。
而且，今年外匯占款的趨勢性下降幾成市場共識。也就是說，只有貸款對貨幣擴張的貢獻度更高，才能保證今年M2達到14%的增幅。機構(gòu)對今年外匯占款的估計基本在1.5萬億至2.5萬億元之間，也就是說貸款增量要超過9萬億元。但寄望銀行貸款大幅增長是不現(xiàn)實的。
可以預(yù)期，央行將通過持續(xù)調(diào)低存準(zhǔn)率來提高貨幣乘數(shù)，監(jiān)管層也可能默許商業(yè)銀行突破75%的貸存比限制。即便如此，貸款也難突破8萬億元，除非有較明顯的經(jīng)濟下滑風(fēng)險。（據(jù)《經(jīng)濟參考報》）
