人民币升值对股票市场的影响.doc

文章中方法存在一大误区：对两个时间序列进行协整检验首先要保证两时间序列都是平稳的，（协整检验结果与分析）中第一段说是直接对一阶单整的时间序列进行协整检验是不行的（已经差分），可想后面得到的结果都是有问题的，应该对差分之后的两个时间序列进行协整检验。文章中有些语句（附件中红色字体）抄袭率过高，请换种表述方法，要不然学院会通不过的。还有其他的一些小问题见附件中紫色字体。人民币升值对股票市场的影响摘要外汇市场和证券市场是金融市场主要的两个子市场，汇率和股价是两个市场的价格，汇率代表一国货币的对外价格，而股价则被认为是国民经济发展的晴雨表。外汇与证券市场间的影响和联系关系到我国经济的持续稳定和长久发展。2005年7月，中国人民银行发文宣布：“我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，人民币汇率调整为美元：人民币=1：8.11”。在人民币升值背景下，我国股市迎来了大牛市。所以，人民币升值对股价影响的研究具有理论价值和实践的意义，对投资者的投资和货币当局部门制定政策具借鉴的意义。文章首先讨论研究汇率对股价影响的背景和意义，并对现有的国内外研究成果进行总结；其次人民币升值对我国A股价格估值水平的影响，国际短期资本、外汇占款等对A股市场资金供求的影响进行了分析，并对人民币汇率的未来趋势进行了展望；再次运用Johansen协整检验、Granger因果检验等计量方法分析人民币汇率制度改革后人民币对美元、欧元和日元的名义汇率与上证A股综合指数的739个样本数据，人民币升值影响中国A股股价的实证结果表明，人民币汇率制度改革后人民币对美元和日元的名义汇率与上证A股股价存在长期稳定的协整关系，人民币对美元和日元的名义汇率升值是上证A股综合指数的单向Granger原因。最后，就实现人民币汇率稳定和促进股市健康发展提出了相应的应对策略。关键词：人民币升值 国际短期资本 协整检验 Granger检验ABSTRACTForeign exchange market and the stock market is financial market main two clauses market, the exchange rate and the share price is two market price, the exchange rate of foreign representative monetary price, the price is considered a barometer of national economic development. Foreign exchange market and securities market between the ties and mutual influence relates to our country economic stability and development. On July 21, 2005, the peoples bank of China announced that our country begins to execute based on market supply and demand with reference to a basket of currencies, managed floating exchange rate system, the RMB exchange rate adjustment as the dollar: RMB = 8. 11. The RMB under the background of the Chinese stock market welcomed unprecedented bull run. Therefore RMB appreciation share price impact study has theoretical significance and practical significance for investors, investment and monetary authorities formulate a policy significance. This article first discuss research exchange rate of share price impact and the background and significance of the existing research results was summarized, Secondly RMB appreciation to our country a-shares valuation levels, the influence of international short-term capital, foreign exchange gap on the a-share market effect of capital supply and demand is analyzed, and the future trends of RMB exchange rate is prospected, Again using Johansen cointegration test, Granger causality test, measurement method to analyze such as RMB exchange rate system after the reform of RMB against the us dollar, the euro and the yen nominal exchange rate with the Shanghai a-share composite index 739 A sample data, RMB appreciation influence Chinese a-share stock empirical results indicates that RMB exchange rate system after the reform in the RMB against the us dollar and the yen nominal exchange rate with Shanghai a-share stock, there exists A long-term stable co-integration relationship against the dollar, and the yen appreciation of the nominal exchange rate is Shanghai a-share composite index of unidirectional Granger reasons. Finally, can achieve RMB exchange rate stability and promote the healthy development of stock market put forward the corresponding strategies. Keywords: RMB appreciation，international short-term capital，cointegration test，Granger inspection 目录摘要1ABSTRACT3第一部分：问题的提出51.1研究背景51.2研究意义51.3文献综述51.3.1国外文献综述51.3.2国内文献综述6第二部分：问题的分析72.1基本理论72.1.1人民币升值的原因72.1.2人民币升值对股价关系的理论预测82.1.3人民币升值股市产生的风险分析92.1.4协整理论102.2.实证研究102.2.1数据选择102.2.2实证结果与分析112.2.3对实证结果的进一步说明15第三部分：对策建议163.1 进一步完善人民币汇率形成机制163.2构建证券市场动态监控与预警机制163.3规范证券市场以消除汇率变动造成负面影响173.4增强股票市场的流动性，证券投资品种多元化17参考文献18第一部分：问题的提出1.1研究背景2005年7月的人民币汇率改革，彻底改变了过去 “钉住美元”的政策。从此，人民币开始步入了长期升值的轨道，人民币兑美元的汇价迭创新高，而且升值的速度有加速的趋势，到目前为止，人民币兑美元的汇率己经从8.27人民币兑1美元的水平升值到了7.71人民币兑1美元的水平。我国股市在经历了长期的熊市之后，在千点附近止跌，而恰好这个时候人民币汇率开始改革，股市并于人民币汇改宣布的上证指次日(7月22日)大涨2.52%，从此步入了波澜壮阔的牛市行情。人民币汇率改革形成的升值及升值预期究竟和我国自2005年年中以来的这轮牛市行情有没有必然的联系以及人民币升值预期以何种途径影响我国股市等问题都是本文将要探究的对象。1.2研究意义本文研究的人民币升值预期对我国股市的影响问题，其研究意义首先在于公众对此问题的高度关注，投资者急切希望了解人民币升值预期与股市之间关系；此外，多数投资者在人民币升值预期对我国股市产生的影响上，只单纯地从正面来思考，而忽略了一些负面的影响，本文从较为客观的角度上分析人民币升值预期对我国所产生的影响，有利于对此问题的全面的了解；再者，目前多数的关于此问题的研究文献，很少有对此问题进行全方位的探讨，一般都是从其中的一点着手进行分析，特别是在人民币升值预期对股市产生影响的机制上一般都没有进行专门的理论分析，只是进行了常识性的推理和叙述。1.3文献综述股价指数和汇率变动既是两个主要的金融市场子市场(股票市场和外汇市场)的价格，又同为反映国民经济运行状况的指标。 1.3.1国外文献综述Smith(1992)利用美、日、德三个发达国家的数据构造了一个广义模型进行描述。模型中的相关变量包括政府债务、经常账户盈余、国与国之间的利率差距、股票市值、债券的市值和汇率等，从而比较全面地概括了宏观金融变量交叉影响下的股价与汇价关系。该文实证了股价和汇率之间存在着重要的正向相关关系。Abdalla和Murinde(1997)在这方面做了开拓性的研究。他们进行了详细的格兰杰检验(GrangerTest)，最后得出了汇率对股价的影响十分显著的结论，这与以前对发达国家的研究得出的结论一致。Apte(2001)通过EGARCH模型研究了印度的名义汇率与股市发散性的关系，数据选择为从1991-2000年的汇率和股价指数的收盘价，研究发现存在由外汇市场到股票市场的正向溢出。 1.3.2国内文献综述中国这方面的实证研究最近才起步。其中陈雁云、何维达(2006)通过对人民币各种汇率与股价的逐日数据(2001-2005年)所作的ARCH效应检验，得出相应的GARCH和EGARCH模型，并证明人民币对美元名义汇率与股价呈显著的正向关系，即为人民币币值与股价呈反向相关；人民币对日元名义汇率与股价呈微弱的正向关系，即为人民币币值与股价呈微弱反向相关。但这个模型存在较大局限性，因为不仅模型本身的数据周期太短，而且中国的汇率在汇率改革以前实质是盯住美元制度，汇率变化不灵活，另外股市也不成熟，股权分置改革在2005年5月才刚起步，因此，该模型说服力明显不够。目前针对人民币的升值对我国股市的影响问题，理论界进行相当多的讨论，以下是具有代表性的观点：唐旭(2006年5月)认为中国股市不缺资金，以MZ/GDP(即广义货币与国民生产总值的比)来衡量，中国2005年底达1.6左右，在国际上属于货币化程度最高的一类国家，银行存款一直以高于经济增长的速度不断上升。在人民币升值过程中，外资投入中国股市有双重的盈利可能，一是人民币升值的收益，二是股市的收益。但由于我国实行外汇管制，不会有大规模热钱进入。而股权分置改革使中国股市迎来了新一轮机会，恰好国外资金也赶上了这班车。吴晓求(2006年5月)认为随着股权分置改革的不断深入，市场预期股权分置时代的不良现象如企业非理性的排队融资、上市后公司业绩下滑与投机性并购现象会逐步好转，市场从原来简单的融资功能回归到存量资源的调整配置功能。在一个正常规范的制度下，今后价格的涨跌都是正常的。刘纪鹏(2006年5月)认为人民币升值是这次行情爆发的一个非常重要的外因。谭雅玲(2006年5月)认为应该理性地看待人民币的汇率走势，任何价格走势都有规律和周期，今年以来整个国际股市的上涨趋势非常明显，从这个角度看我们跟国际市场连接比较紧密，汇率对资本市场有一定影响。左小蕾(2006年5月)认为：中国股市短期快速上涨要放到国际大环境下来分析。中国股市行情跟全球货币流动性过剩有很大关系，我们在看到股权分置改革的制度性改善同时，也要看到货币流动性带来的资金推动。在资金充裕的背景下，市场需要在犹霭甲做出冷静的每游橱。管同伟(2006年5月)认为，如果人民币在2008年以前升值40%，中国股票价格每年就有10%的升幅；何诚颖(2006年5月)认为人民币升值对我国A股和香港的H股中长期形成利好，对于以外币面值的B股票随着升值压力的加大管理部门会重新启动B股市场，短中期看淡而长期看涨；唐迪认为，人民币的升值预期将对股市形成利好，但是在预期成为现实以后，股市必将随着国际投机资金的撤出而导致股市下挫。总结以上观点，基本都认为人民币升值对我过股市有重要的影响，只有唐旭认为股市近期的繁荣是股权分置改革的原因，外国资金只是恰好赶在这个时候进了场，外资起的作用相对较小。第二部分：问题的分析2.1基本理论2.1.1人民币升值的原因外部原因在国际贸易往来日益密切的现代经济社会，汇率的变动是关系一个国家整体竞争力的直接性因素，货币的贬值将提高该货币的发行国的商品出口竞争力，从而刺激本国的经济增长，反之则削弱出口竞争力，不利于货币发行国的经济增长。正因为如此，一国的政府在其当政期间，一般都倾向于刺激本国的经济增长，于是都愿意使本币贬值而乐意让其贸易伙伴的货币升值。进入2002年之后，随着美元对欧元等主要货币的大幅贬值，单一盯住美元的人民币名义汇率相比于欧元、日元等货币也出现了较大程度的下跌，这引发了日、欧等国家要求人民币升值的呼声。随着我国外汇贸易顺差的不断扩大和外汇储备的不断增加，世界上许多经济学家和政府开始呼吁中国对人民币重新估值。内部原因人民币中期升值趋势自1994年确立，一直没有升值是由于中央银行干预外汇市场，收购多余外汇造成的，这就是国家外汇储备增加到万亿美元以上的原因。从国内情况来看，人民币名义汇率的升值内部压力来自:第一，国内储蓄大大超过投资，资本过剩。外资企业是以外资银行为基础的，因此，国内通货紧缩不会结束。人民币的升值预期虽然很大程度上来自人民币随美元贬值的事实，但人民币升值的主要力量实际上是国内的一些不动产和服务类资产价值严重低估，亦即“一价定律”在非贸易品中的实效。因此，人民币升值对于估值水平的提高更多地是由非贸易品资产价值提升促动的，这些资产包括有形的如房地产、商业与酒店、基础设施、旅游景点等，以及无形的如销售网络和商业网点、甚至城市公交等。2.1.2人民币升值对股价关系的理论预测传统经济学认为:本国货币升值会降低进口商品的国内价格和提高出口产品的国外价格通过这种相对价格的变化，在符合一定的进出口需求价格弹性的条件下，进口增加，从而一定程度上限制国内进口替代品产业的扩展；出口相应减少，从而出口商品的生产企业受到不利影响。在人民币升值预期存在的情况下，投资者会在各自的人民币升值预期幅度和其对将来相关股票的影响进行揣度的基础上来进行投资决策。本文将人民币升值影响股市的传导机制描叙如下:人民币升值预期投资者对相关的证券进行价值重估相关证券的价格发生变化整个市场的价格水平和价值结构发生变化其中投资者对相关证券重估的过程中，有一个比较复杂的过程。投资者在作投资决策的时候，一般要考虑影响目标证券价格的各方面，这里我们假定其它的条件不变，投资者只考虑单一的人民币升值的预期对目标证券的影响。以下是投资者对目标证券价值重估的过程：新的升值预期下，投资者预计将来一个时期内人民币将出现一定幅度的升值在这一预期汇率情况下，由于相对价格效应各公司的价值体现发生了变化，这个变化了的价值称为预期价值投资者在对当前汇率水平下公司的价值和预期汇率下公司的价值比较下做出相应的投资决策。2.1.3人民币升值股市产生的风险分析虽然我国目前人民币没有自由兑换，外资不可能大量流人，但在人民币升值的预期下，外资通过各种渠道流人国内已是一个不争的事实。2007年第一季度，中国实际利用外资158.9亿美元，而外汇储备增加了1356.9亿美元。有分析人士认为，其中733.47亿美元的差额表明有“热钱”流人中国。长期研究资本外逃的金融专家、北京大学李庆云教授更是指出，以他的估计，虽然难以有公式对热钱流入的数量进行计算，但考虑在通常情况下，外资直接投资中往往有一半是通过机器设备和技术投资，并非通过货币形式；另外，外资投资收益部分的汇回以及非正常项目下的转移，流入中国的热钱要远大于733亿美元。有媒体披露，据有关部门一份没有公开的调查表明，目前中国境内的股票市场上，已经有接近1/4的资本属于外资或含外资背景，其中相当一部分通过私募基金的形式参与了二级市场的炒作。特别是在实行QFII（Qualified foreign institutional investor，合格的境外机构投资者)体制下，外资进人中国证券市场的大门已经打开。从2003年5月26日开始，中国证券监督管理委员会已经批准瑞士银行有限公司、野村证券株式会社、摩根士丹利国际有限公司、花旗环球金融有限公司、高盛公司、德意志银行、香港上海汇丰银行有限公司、ING银行等8家境外金融机构为合格的境外机构投资者(QFII)。截至2006年3月底，外资参股证券公司有4家，外资参股基金管理公司有20家，引进境外合格的机构投资者（QFII）35家，批准金额为70亿美元。而实际上，QFII制度的出台，吸引国外资金进人中国证券市场的原因在相当大程度上，就是人民币升值的预期。德意志银行专业人士坦言，从投资风险以及收益的角度来看，对人民币升值的预期是QFII进人中国股市的重要因素。从目前QFTI的投资动向来看，其在国内股票市场的投人并没有大规模展开，而是在债券和可转换债券上倾注了更大的热情，因为投资债券市场一方面可以获得稳定收益，另一方面也有人民币升值预期带来的收获。按照有关机构的预期，如果人民币兑美元汇率在2008年上升至5：1，那么在未来5年间，即使目前中国境内证券市场的指数依然停留在现在水平，QFII资金一进一出汇兑盈利就达每年单利8%。这样，对境外投资者而言，货币升值和股票上涨可以使其享受双重收益，即货币升值带来的汇率收益和股票上涨产生的股票投资收益，人民币连续升值将吸引大量国际投机资本，以正规和非正规渠道进入中国证券市场进行套汇，尽管我国资本市场相对封闭性，以及现阶段人民币资本项目不可自由兑换，但实际上境内外资本管道是在逐渐连通的，从资本市场来说，H股、B股、A股市场的QFII等都是连接境内外的管道，从外汇市场而言，沿海一带发达的地下外汇市场己成为我国正规外汇市场的重要补充，一旦人民币升值由预期转变为现实，这些巨额资金以各种方式自由进出证券市场以获取人民币汇率上我带来的丰厚收益。最令人担忧的便是人民币升值可能引发中国出现经济泡沫，就像当初日元升值最终导致日本经济及股市长期衰退一样，损害中国经济及股市的长期稳定发展。从而也给我国证券市场将带来类似于90年代初的日本、台湾股市的剧烈震荡。2.1.4协整理论格兰杰于1981和1983年提出了协整的概念。协整(Cointegration ):如果序列X1t, X2t,，Xkt都是d阶单整，存在一个向量a =(a1 , a2 , . . . ak ),，使Zt=aXtI(a-b)，其中，b0, Xt=(X1t, X2t, ., Xkt)，则认为序列X1t,X2t,，Xkt是(d, b)阶协整，记为XtCI(d,b),a为协整向量。E-G两步法简单实用，但是该方法只适用存在一个协整关系的系统。对于多个协整关系的检验与估计，Johansen(1988，1991)提出了极大似然检验，该检验方法是在VAR模型中利用极大似然估计来检验多个变量间协整关系的方法。2.2.实证研究2.2.1数据选择本文选取2007年12月22日至2010年12月31日的日交易数据作为分析汇改后汇市与股市关系的样本区间。汇市采用的是以直接标价法表示的人民币对美元名义汇率(USD/RMB)这个指标，即单位美元换取人民币的数量，名义汇率没有考虑通货膨胀因素。股市采用的是上证A股综合指数(SH州DEX)，因深证综合指数与上证A股综合指数走势几乎一致，上证A股综合指数(SHINDEX)反应了我国A股价格变化的走势，上证A股综合指数(SHINDEX)以交易日的收盘价为准；同期的人民币名义汇率(USD/RMB、JPY/RMB、EUR/RMB)，下文均简称为：USD、EUR、JPY。数据来自于国家外汇管理局网站()每天公布的中间价，上证综合指数(SZINDEX)的日交易数据来自WIND数据库。为了使这两个市场的数据逐日匹配，删除了外汇市场中因为股票市场休市而没有对应数据的样本点，共计739个样本数据。如不加特殊说明，本文的实证均在EVIEWS5.0软件平台上完成。2.2.2实证结果与分析单位根检验结果与分析由于上证指数和人民币名义汇率序列都是时间序列数据，为了防止伪回归，在进行协整检验和因果检验之前，必须进行时间序列的平稳性检验，即检验序列是否服从单位根的过程。在ADF检验中，滞后期应使AIC和SC值最小为最佳，在EVIEWS5.O软件中，提供了自动选择最佳值的功能。其检验结果如表2.1：表2.1 原序列单位根ADF检验结果原序列SHINDEXUSDEURJPYADF值0.150338-0.707272-3.955462-2.6940601%临界值-3.970536-3.970570-3.970536-3.9705365%临界值-3.415917-3.415934-3.415917-3.41591710%临界值-3.130228-3.130238-3.130228-3.130228结论不平稳不平稳不平稳不平稳表2.2 一阶差分序列单位根ADF检验结果差分序列SHINDEX USD EUR JPY ADF值-27.04779-22.83659-28.28238-26.758971%临界值-3.970553-3.970570-3.970553-3.9705535%临界值-3.415926-3.415934-3.415926-3.41592610%临界值-3.130233-3.13028-3.130233-3.130223 结论 平稳 平稳 平稳 平稳上述结果表明：上证综合指数的原序列检验的值为0.150338，大于1%显著性水平临界值-3.970536，说明在1%显著性水平下都是非平稳过程。同理，人民币对美元、欧元、日元的名义汇率不能拒绝原假设，原序列是不平稳的。而一阶差分序列其ADF值均小于1%显著性水平临界值，拒绝原假设，序列是平稳的，上证综合指数及人民币对美元、欧元、日元的名义汇率的一阶差分序列均为一阶单整序列。协整检验结果与分析从上述ADF检验结果来看，从2007年7月22日至2010年7月31日的时间段内，上证综合指数和人民币对美元、日元、欧元的名义汇率都是一阶单整序列，因此可以对该时间段中的序列进行协整检验（已经差分过了）。由于E-G两步法会出现在把不同的变量作为被解释变量时，可能会检验出不同的的协整缺陷，因此本文采用Johansen检验法，Johansen检验法不仅可以克服E-G两步法的缺陷，而且在作多变量检验时还可以精确的检验出协整向量的个数。在运用Johansen协整分析方法来检验上证综合指数和人民币对美元、日元、欧元的名义汇率是否存在协整之前，还要确定最优的滞后期，根据AIC原则，最佳滞后期为3。Johansen协整的结果于表2.3：表2.3 Johansen协整检验结果Sample (adjusted)： 5 739Included observations： 735 after adjustmentsTrend assumption： Linear deterministic trendSeries： SHINDEX USD EUR JPYLags interval (in first differences)： 1 to 3Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)Hypothesized Trace 0.050000No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None*0.03807158.73667347.8561270.003443At most 1*0.02241630.20775129.7970730.044833At most 20.01824813.54428615.4947130.096317At most 30.000011 0.0081943.8414660.927433Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level*MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-valuesUnrestricted Cointegrating Coefficients(normalized by b*S11*b=I)：SHINDEXUSDEURJPY-0.0006513.5394462.160666-291.1547420.0003990.994879-0.616606-296.9352980.000556-3.855256-5.873161 189.878535-0.000878-3.025924-0.328507-244.663778Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha)：D(SHINDEX)7.4696455.187353-3.309380.142006D(USD)0.001168-0.000680.000073-5E-06D(EUR)-0.001960.0032750.0051550.000052D(JPY)0.0000050.000040.000019-1E-061 Cointegrating Equation(s)： Log likelihood 4408.628879Normalized cointegrating coefficienis (standard error in Parentheses)SHINDEXUSDEURJPY1-5433.84-3317.11446987.71733.1311486.73120786.6Adjustment coefficients(standard error in Parentheses)D(SHINDEX)-0.0048660.001719D(USD)-0.0000010.000000D(EUR)0.0000010.000001D(JPY)0.0000000.0000002 Cointegrating Equation(s)： Log likelihood 4416.960612Normalized Cointegrating coefficients(standard error in Parentheses)SHINDEXUSDEURJPY1.0000000.000000-2103.412360-369658.2099091145.964806167250.3645490.0000001.0000000.223358-150.2888710.22752033.205933Adjustment coefficients (standard error in parentheses)D(SHINDEX)-0.00279731.5991890.002010 9.674507D(USD)-0.000001 0.0034580.000000 0.001037D(EUR)0.000003-0.0036820.000001 0.006516D(JPY)0.000000 0.0000600.000000 0.0000553 Cointegrating Equation(s)：Log likelihood 4423.728658Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)SHINDEXUSDEURJPY1.0000000.0000000.000000-268974.3162670.0000001.0000000.000000167459.8994110.0000000.0000001.000000 -160.98034434.92593247.866931Adjustment coefficients (standard error in parentheses)D(SHINDEX)-0.00463 844.35770332.3773860.00248314.00277416.528656D(USD)-0.0000010.0031750.0025110.0000000.0015030.001774D(EUR)0.000005-0.023557-0.0365340.0000020.0093860.011079D(JPY)0.000000-0.000012-0.0001220.0000000.0000790.000093从表2.3中可以看出，结果中迹统计量为：58.736673，大于47.85612(5%置信水平下的临界值)，实证结果拒绝了原假设，说明上证综合指数和人民币对美元、欧元、日元的名义汇率之间存在长期稳定的均衡关系。协整方程为：SHINDEX=-5433.841USD-3317.1067EUR+446987.7JPY （2.1）(1733.13) (1486.73) (120787.55)从(2.1)式中可以看出，上证综合指数与人民币对美元和欧元的名义汇率存在反向关系，与人民币对日元的名义汇率存在正向关系。2.2.3对实证结果的进一步说明通过上面的协整结果发现，上证综合指数与人民币对（兑）美元、欧元、日元之间存在明显的长期均衡关系，因此可以运用Granger因果检验法进一步研究它们之间的因果关系。由于Granger因果检验对滞后的阶数非常敏感，为了获得最佳的滞后阶数，根据AIC原则，最佳滞后期为3。Granger因果关系检验结果见表2.4：表2.4 Granger因果检验结果Pairwise Granger Causality TestsSample： 1739Lags： 3Null Hypothesis：ObsF-StatisticProbabilityUSD does not Granger Cause SHINDEX7363.5452350.01432SHINDEX does not Granger Cause USD2.049610.105581EUR does not Granger Cause SHINDEX7361.4561120.225286SHINDEX does not Granger Cause EUR4.3090960.005035JPY does not Granger Cause SHINDEX7362.9028610.034125SHINDEX does not Granger Cause JPY0.4032420.750714上述检验结果表明，原假设人民币对美元的名义汇率不是上证综合指数的相应F统计量的概率水平0.01432小于显著水平5%，拒绝原假设；原假设人民币对日元的名义汇率不是上证综合指数的相应F统计量的概率水平0.034125小于显著水平5%，同样拒绝原假设。而原假设人民币对欧元的名义汇率不是上证综合指数的相应F统计量的概率水平0.225286大于显著水平5%，接受原假设。说明人民币对美元、日元的名义汇率是上证综合指数的单向Granger原因，而人民币对欧元的名义汇率不是上证综合指数的Granger原因。人民币对美元的名义汇率是上证综合指数的单向Cranger原因验证了人民币升值及预期导致大量国际短期资本流入到我国的资本市场，投机到股票和房地产等金融资产上，获取汇差和资本利得双重收益。第三部分：对策建议3.1 进一步完善人民币汇率形成机制为减少人民币升值及预期带来的短期国际资本的流入，稳定外汇市场，要从制度上根本解决问题，我国的汇率制度始于1994年，以人民币汇率并轨和实行银行结售汇制为开端，我国外汇体制改革全面推进。而在此基础上建立的银行间外汇市场最基本的职能就是为结售汇体制服务。外汇市场运行的过程，就是汇率形成的过程，而人民币汇率的形成机制，则是我国外汇市场的核心问题。市场化的人民币汇率形成机制将使中国更容易应对国际经济、贸易、投资和政治环境的变化，市场化是人民币汇率形成机制走向完善的根本出路。3.2构建证券市场动态监控与预警机制目前，我国仍对资本项目的外汇收支实行一定的管制，人民币还不是自由兑换货币。但是，随着改革开放的不断深入，我国证券市场国际化已是大势所趋。根据我国加入WTO