人民幣升值對(duì)我國(guó)上市公司的影響分析

賈瑞峰　商麗景

摘 要：人民幣升值是關(guān)系我國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)外平衡的重大問(wèn)題，而人民幣匯率變化又是諸多經(jīng)濟(jì)因素綜合作用的結(jié)果。本文運(yùn)用典型調(diào)查的方法，通過(guò)相關(guān)分析和回歸分析，探尋人民幣匯率和上市公司股價(jià)之間的關(guān)系，從而確定人民幣升值對(duì)上市公司的影響。

關(guān)鍵詞：人民幣升值；上市公司；相關(guān)分析

中圖分類(lèi)號(hào)：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.05.26 文章編號(hào)：1672-3309（2013）05-60-03

一、風(fēng)帆股份公司概況

風(fēng)帆股份是保定市上市公司之一，隸屬中國(guó)船舶重工集團(tuán)公司，主要經(jīng)營(yíng)蓄電池開(kāi)發(fā)、研制、生產(chǎn)、銷(xiāo)售，蓄電池配件的生產(chǎn)銷(xiāo)售以及蓄電池及相關(guān)配件的進(jìn)出口業(yè)務(wù)。2004年7月，“風(fēng)帆股份”A股（600482）在上海證交所掛牌上市。我們選取了2010-2011年人民幣匯率和該公司的股價(jià)為樣本，對(duì)它們之間的關(guān)系進(jìn)行分析研究。

二、人民幣匯率和風(fēng)帆股價(jià)之間的相關(guān)關(guān)系分析

為研究人民幣匯率與保定市風(fēng)帆股份之間的關(guān)系，首先觀察二者的相關(guān)圖。

■

圖1 2010-2011年人民幣匯率與保定風(fēng)帆股價(jià)相關(guān)圖

注：圖中直線是擬合人民幣匯率與保定風(fēng)帆股價(jià)的回歸趨勢(shì)線。

從圖1中可以觀察到：人民幣匯率與風(fēng)帆股份數(shù)據(jù)部分符合線性趨勢(shì)，但二者之間并無(wú)明確的相關(guān)關(guān)系，因此進(jìn)一步對(duì)二者進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，總體相關(guān)系數(shù)通常用ρ表示：

■

其中，Var（X）是變量X的方差，Var（Y）是變量Y的方差，Cov（X，Y）是變量X和Y的協(xié)方差。

總體相關(guān)系數(shù)？籽反映了總體兩個(gè)變量X和Y的線性相關(guān)程度，對(duì)于特定的總體來(lái)說(shuō)，X和Y的數(shù)值是既定的，總體相關(guān)系數(shù)？籽也是客觀存在的特定數(shù)值，然而對(duì)于變量X和Y的部分觀測(cè)值Xj和Yj，變量Xi和Yi的樣本相關(guān)系數(shù)通常用rXY表示，可做以下估計(jì)：

■

或

■

其中，X和Y分別是變量X和Y樣本觀測(cè)值的平均值。

相關(guān)系數(shù)有如下特點(diǎn)：X和Y都是相互對(duì)稱(chēng)的隨機(jī)變量，rXY=rYX。當(dāng)r=0時(shí)，表明X與Y沒(méi)有線性相關(guān)關(guān)系；當(dāng)0<│r│<1時(shí)，表明X與Y存在一定的線性相關(guān)系數(shù)。若r>0表明X與Y為正相關(guān)，若r<0表明X與Y負(fù)相關(guān)；當(dāng)│r│=1時(shí)，表明X與Y完全線性相關(guān)，若r=1，稱(chēng)X與Y完全正相關(guān)，若r=-1，稱(chēng)X與Y完全負(fù)相關(guān)。

根據(jù)人民幣匯率與保定市風(fēng)帆股份數(shù)據(jù)計(jì)算二者相關(guān)系數(shù)，如表1所示：

表1 人民幣匯率與風(fēng)帆股價(jià)相關(guān)關(guān)系表

■

人民幣匯率與保定市風(fēng)帆股份之間的相關(guān)系數(shù)為

-0.598，說(shuō)明人民幣匯率與保定風(fēng)帆股價(jià)之間存在負(fù)相關(guān)，但相關(guān)性較小，進(jìn)一步通過(guò)一元線性回歸模型分析人民幣匯率對(duì)保定風(fēng)帆股價(jià)的影響程度。

三、構(gòu)造人民幣匯率與保定風(fēng)帆股價(jià)的回歸模型

由于解釋變量X與被解釋變量Y之間是不確定的函數(shù)關(guān)系，因此對(duì)于X的每一個(gè)取值Xi，根據(jù)Y的條件分布和條件概率，可以計(jì)算出Y的條件期望或稱(chēng)條件均值E（Y│Xi）。如果把Y的條件均值表示為X的某種函數(shù)，可表示為■，這個(gè)函數(shù)成為總體回歸函數(shù)。

若Y的總體條件均值E（Y│Xi）是解釋變量X的線性函數(shù)，則總體回歸函數(shù)可表示為■，其中， β1和β2是未知參數(shù)。樣本回歸函數(shù)的函數(shù)形式與設(shè)定的總體回歸函數(shù)的形式一致，即樣本回歸函數(shù)可表示為■，其中，■是回歸線上與Xi相對(duì)應(yīng)的Y的樣本條件均值，可視為對(duì)總體條件均值E（Y│Xi）的估計(jì)值；■1和■2分別是樣本回歸函數(shù)的截距系數(shù)和斜率系數(shù)，可視為對(duì)總體回歸函數(shù)中系數(shù)β1和β2的估計(jì)。其表達(dá)式如下：

■

因此，根據(jù)保定市人民幣匯率與保定風(fēng)帆股價(jià)數(shù)據(jù)得到二者之間的線性模型為：

Y = 90.27356 - 11.3277X

（17.3249） （-14.5262） t-值

F=211.0089 R？=0.6576 DW=0.5004

四、模型檢驗(yàn)

（一）模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

由于樣本回歸線僅是對(duì)樣本數(shù)據(jù)的一種擬合，從上面的散點(diǎn)圖中也可觀察到樣本回歸線對(duì)樣本觀測(cè)總是存在或正或負(fù)的偏離，為了評(píng)價(jià)所建立的樣本回歸函數(shù)對(duì)樣本觀測(cè)值的擬合程度，需要對(duì)所建立模型的擬合優(yōu)度通過(guò)可決系數(shù)r2加以度量。

■

可決系數(shù)是介于0和1之間的一個(gè)數(shù)，r2越接近于1，模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合度越好。

在此模型：

Y = 90.27356 - 11.3277X

（17.3249） （-14.5262） t-值

F=211.0089 R2=0.6576 DW=0.5004

由以上模型得知：匯率平均變動(dòng)百分之一，保定風(fēng)帆的股價(jià)變動(dòng)幅度為11.3277。

R2=0.6576擬合優(yōu)度較好，說(shuō)明解釋變量X對(duì)被解釋變量Y的解釋程度較高。

（二）對(duì)回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)）

回歸分析中對(duì)回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，目的在于檢驗(yàn)該回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)的解釋變量是否對(duì)被解釋變量有顯著影響。通常把回歸系數(shù)β2=0作為原假設(shè)。設(shè)原假設(shè)為H0：β2=0，備擇假設(shè)為H1：β2≠0時(shí)，

有 ■

當(dāng)系數(shù)估計(jì)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值超過(guò)2時(shí)，可以粗略判斷在顯著性水平α=0.05下，拒絕原假設(shè)，即相應(yīng)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是顯著的；反之，則不能拒絕原假設(shè)，即相應(yīng)的解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是不顯著的。

本模型中t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值為14.5262>t臨界值，且t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率為0< 0.05，在0.05的顯著性水平下，拒絕H0：β2=0的原假設(shè)，說(shuō)明該變量X在模型中顯著，即解釋變量X對(duì)被解釋變量Y的影響顯著。

綜上擬合優(yōu)度和顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)F值=211.0089其伴隨概率為0<0.05，模型整體顯著，說(shuō)明該模型整體顯著性良好，說(shuō)明保定市風(fēng)帆股份股價(jià)的變化受人民幣升值即人民幣匯率的影響。并且，可以看出風(fēng)帆股份股價(jià)和匯率是負(fù)相關(guān)關(guān)系，也就是隨著人民幣匯率的降低，保定風(fēng)帆股份的股價(jià)在不斷增長(zhǎng)。

（三）Granger因果檢驗(yàn)

上面的分析表明人民幣匯率和保定風(fēng)帆股價(jià)存在均衡關(guān)系。但是，這種均衡關(guān)系是匯率引起股價(jià)的結(jié)果， 還是股價(jià)引起匯率的結(jié)果？為揭示人民幣匯率與保定風(fēng)帆股價(jià)之間的關(guān)系，使用Granger因果檢驗(yàn)方法對(duì)人民幣和保定風(fēng)帆股份的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.Granger因果檢驗(yàn)原理。

格蘭杰因果關(guān)系表示，如果兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量x和y在包含過(guò)去信息的條件下對(duì)y的預(yù)測(cè)效果要好于只單獨(dú)由y的過(guò)去信息對(duì)y的預(yù)測(cè)，即變量x有助于變量y預(yù)測(cè)精度的改善，則稱(chēng)x對(duì)y存在格蘭杰因果性關(guān)系。首先建立回歸模型：

■（1）

■（2）

其中白噪聲μ1，和μ2，假定為不相關(guān)。

式（1）假定當(dāng)前的y與y自身以及x的過(guò)去值有關(guān)，而式（2）對(duì)x也假定了類(lèi)似的行為。

對(duì)式（1）而言，其原假設(shè)H0：al = a2=...= aq=0；

對(duì)式（2）而言，其原假設(shè)H0：σl = σ2=...=σs=0。

現(xiàn)在分四種情況討論：

第一，x是引起y變化的原因，也就是說(shuō)存在由x到y(tǒng)的單向因果性。若式（1）中滯后的x系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著不為零，同時(shí)式（2）中滯后的y的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著為零，則稱(chēng)x是引起y變化的原因。

第二，y是引起x變化的原因，也就是說(shuō)存在由y到x的單向因果性。若式（2）中滯后的y系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著不為零，同時(shí)式（1）中滯后的x的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著為零，則稱(chēng)y是引起x變化的原因。

第三，x和y互為因果關(guān)系，也就是說(shuō)即存在x到y(tǒng)的單向因果性，同時(shí)也存在y到x的單向因果性。若式（1）中滯后的x的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著性不為零，同時(shí)式（2）中滯后的y的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著不為零，則稱(chēng)x和y間存在反饋關(guān)系，或者雙向因果性。

第四，x和y是獨(dú)立的，或x和y間不存在因果性。若式（1）中滯后的x系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著為零，同時(shí)，式（2）中滯后的y系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上整體的顯著為零，則稱(chēng)x與y間不存在因果關(guān)系。

值得注意的是，Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)中滯后長(zhǎng)度q或s的選擇是任意的，并且因果檢驗(yàn)的結(jié)果對(duì)滯后長(zhǎng)度q或s的選擇優(yōu)勢(shì)是很敏感的，即不同的滯后期，有時(shí)會(huì)對(duì)因果性的判斷造成影響。因此一般而言，在進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)式，通常對(duì)不同的滯后長(zhǎng)度分別進(jìn)行試驗(yàn)，以確信因果關(guān)系檢驗(yàn)中的隨機(jī)誤差不存在序列的相關(guān)來(lái)選取適當(dāng)?shù)臏箝L(zhǎng)度。

為了檢驗(yàn)x是y的原因，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)步驟如下：

第一步：將當(dāng)前的 y 對(duì)所有的滯后項(xiàng) y 以及別的變量（如果有的話）做回歸，即 y 對(duì) y的滯后項(xiàng)yt-1，yt-2 ，...，yt-q及其他變量的回歸，但在這一回歸中沒(méi)有把滯后項(xiàng)x包括進(jìn)來(lái)，這是一個(gè)受約束回歸。然后由回歸得到受約束的殘差平方和RSSR。

第二步：做含有滯后項(xiàng)x的回歸，即在前面的回歸式中加進(jìn)滯后項(xiàng)x，這是一個(gè)無(wú)約束回歸，由回歸得到無(wú)約束的殘差平方和RSSU。

第三步：原假設(shè)是H0：α1 = α2 = ... = αq = 0，即滯后項(xiàng)x不屬于此回歸。

第四步：用 F 檢驗(yàn)原假設(shè)，即：

■

它遵循自由度為 q 和 n-k 的 F 分布。n 為樣本容量，q 等于滯后項(xiàng) x 的個(gè)數(shù)，即有約束回歸方程中待估參數(shù)的個(gè)數(shù)，k 是無(wú)約束回歸中待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。

第五步：若在顯著性水平（α）上計(jì)算的F值臨界值Fα，拒絕原假設(shè)，則滯后項(xiàng)x就屬于此回歸，表明x是y的原因。

第六步：為檢驗(yàn)y是否是x的原因，可將變量y 與x相互替換，重復(fù)步驟一至步驟五。

2.檢驗(yàn)結(jié)果。

檢驗(yàn)結(jié)果結(jié)果如表2所示：

表2 匯率與風(fēng)帆股價(jià)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

■

注：（1） 本表中的P值是零假設(shè)成立時(shí)的概率值。

（2） 判斷標(biāo)準(zhǔn)是當(dāng)確定5%的概率水平下，概率值大于5%時(shí)接受零假設(shè)，否則拒絕零假設(shè)。

在滯后期為1時(shí)，接受X不是Y的Granger原因犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的最大概率是0.1108大于0.05，接受原假設(shè)，則認(rèn)為X不是Y的Granger原因。拒絕Y不是X的Granger原因犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的最大概率是2.E-05小于0.05，拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為X是Y的Granger原因。綜上所述可知，匯率與風(fēng)帆股價(jià)存在穩(wěn)定的單向的Granger因果關(guān)系，基本上可認(rèn)為人民幣匯率是風(fēng)帆股價(jià)的Granger原因。

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