中美貿(mào)易摩擦對我國股票市場的影響

王佐滕

摘 要：本文以2017年8月美國總統(tǒng)特朗普啟用“301調(diào)查”為事件起點，研究中美貿(mào)易摩擦對我國股票市場的影響。以“貿(mào)易摩擦—匯率利率—股市”為分析框架，從貨幣政策、上市公司、投資者個人三個層面剖析對我國資本市場的沖擊程度。利用日度的上證綜指波動率，上海銀行間同業(yè)拆放利率，美國聯(lián)邦基金利率，人民幣中間匯率等數(shù)據(jù)，結(jié)合這些金融數(shù)據(jù)具有自回歸的特點采用ARMA-GARCH模型實證分析了上述傳導(dǎo)機制，先是科學(xué)驗證了貿(mào)易戰(zhàn)對我國股市存在實際影響;然后得出了貿(mào)易摩擦背景下，利率匯率和我國股價呈顯著的負相關(guān)。

關(guān)鍵詞：中美貿(mào)易戰(zhàn) ?資本流動 ?股票市場 ?事件分析法

中圖分類號：F752.7 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2020）02（a）--04

中美貿(mào)易摩擦自2017年8月特朗普當局啟動塵封已久的“301調(diào)查”開始，對我國在知識產(chǎn)權(quán)保護、改善外資營商環(huán)境等方面的成績做出否定。貿(mào)易摩擦至今多次磋商，兩國就大部分內(nèi)容達成共識，但是在一些方面美國由于奉行“美國優(yōu)先”的策略，多次出爾反爾導(dǎo)致局勢緊張，貿(mào)易沖突加劇，這一事件的影響不僅對我國的企業(yè)貿(mào)易活動等產(chǎn)生影響，對金融市場產(chǎn)生的沖擊也是不可小覷的。

中美貿(mào)易摩擦的沖擊在多方面、多層次對金融市場產(chǎn)生影響，我國當前的資本市場的開放程度較往年大幅提高，加之市場上的噪音交易者對股票價格具有很大的影響，導(dǎo)致資產(chǎn)價格的波動往往難以預(yù)測。因此投資者對貿(mào)易摩擦這一事件的關(guān)注會轉(zhuǎn)換成資產(chǎn)轉(zhuǎn)移發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的問題。中美貿(mào)易摩擦作為外部事件，對金融市場所釋放外部風(fēng)險不單在資本市場發(fā)生變化，同樣地，外匯市場和利率市場也受到不同程度的沖擊。我國的金融市場之間存在相互影響的機制，如果外部風(fēng)險突然放大甚至?xí)?dǎo)致整個市場發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險。

1 文獻綜述

資本市場、貨幣市場和外匯市場作為向投資者提供資產(chǎn)配置的不同渠道，為滿足投資者實現(xiàn)預(yù)期收益率的需要而相互依存。作為風(fēng)險厭惡者，必須思考有限的資產(chǎn)如何在三類市場中發(fā)生轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)風(fēng)險對沖的目的。然而，現(xiàn)有多數(shù)文獻僅對匯率與股價、匯率與利率或者利率與股價之間的傳導(dǎo)機制展開研究。

第一部分，是關(guān)于匯率與股市的研究。Dornbusch和Fisher（1980）強調(diào)是匯率對經(jīng)常賬戶的影響進而影響到資本市場，具體的表現(xiàn)為進出口公司的國際競爭力和公司績效會受到匯率波動的影響，進而對其自身的股價造成波動;Branson（1983）認為一國（地區(qū)）股價的上漲會引起資本的流入，會引起本國貨幣升值，針對的主要是資本項目賬戶;Gavin（1989）同樣從資本賬戶角度證明了股價變動會引導(dǎo)匯率波動。第二部分，是關(guān)于匯率與利率二者關(guān)系的研究。根據(jù)有效市場理論假說，如果地區(qū)實行資本的自由流動以及浮動的匯率制度，那么必將存在自動平衡機制來平衡利率、匯率與國際資本流的關(guān)系。Peel和Taylor（2002）得到結(jié)論，資本在國際間的自由流動主要是受到匯率因素的影響，再由國際資本傳導(dǎo)到國家間的利率?！胺瞧綊伬势絻r”理論被看作外匯市場與貨幣市場相互影響的理論基礎(chǔ)，直接影響國際資本的走向與平衡能否有效實現(xiàn)。Frankel（1997）等認為，貨幣國際化導(dǎo)致國內(nèi)貨幣市場需求增加，導(dǎo)致本幣升值，進而傳導(dǎo)至外匯市場。Kim（2000）及Lipschitz（2002）等研究認為，資本流動受到國際利率變動反向作用變化，而且會對真實匯率水平波動敏感引發(fā)資本流動。第三部分，是關(guān)于利率對股市的影響。Patelis（1997）發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)提高利率對于股價有顯著的負面影響，而在長期具有正向影響。Roberto等（2003）指出，美聯(lián)儲會根據(jù)股市指數(shù)的波動從而進行利率調(diào)整，標普指數(shù)每5%的上下波動，聯(lián)邦利率將有一般的可能性調(diào)整25個百分點。Ehrmann（2004）采用多個國家數(shù)據(jù)得到結(jié)論，貨幣政策對資本市場具有顯著的正向作用，而美國存在典型的單向波動溢出性。Bernanke和Kenneth（2005）認為未預(yù)期到的利率降低導(dǎo)致股票價格上升，Rigobon和Brian（2004）采用基于異方差的估計量研究利率波動的增加，得到了相似的結(jié)論。

綜合以上文獻可以發(fā)現(xiàn)，針對兩個市場之間關(guān)系的研究已經(jīng)很多，但目前對資本市場、外匯市場、貨幣市場三方的動態(tài)關(guān)系的專著還不是很普遍?；谌嗣駧艊H化程度加強以及我國不斷提高資本市場開放，境內(nèi)外投資者可選擇的投資標的更加豐富，因此，研究三個市場要素價格之間的關(guān)系對于資產(chǎn)的合理配置顯得尤為重要。

2 影響機制分析

首先是中美貿(mào)易摩擦對我國各方面影響的具體分析，理論上每一次貿(mào)易摩擦消息面的公布都對應(yīng)著相應(yīng)股票市場非理性波動，但是本文在實證部分探究了這是否存在普遍規(guī)律還是僅僅是慣性判斷，科學(xué)證明了中美貿(mào)易戰(zhàn)對股市的切實影響。

于是提出假設(shè)1：貿(mào)易沖突對我國股票市場造成影響。

其次，貿(mào)易戰(zhàn)不但只會對我國股票市場產(chǎn)生影響，同樣改變了利率和匯率，進而本文重點研究的是“貿(mào)易戰(zhàn)—匯差利差—股市”的傳導(dǎo)機制。

本文將中美貿(mào)易摩擦背景下，利差匯差的傳導(dǎo)機制主要是從三個方面影響各層次再最終影響到股票市場。貿(mào)易戰(zhàn)對股市的影響，實質(zhì)上可以分解為對貨幣政策、對上市公司，對單一投資者（包括機構(gòu)）的傳導(dǎo)途徑。

于是提出假設(shè)2：貿(mào)易沖突通過匯率以及利率影響股票市場。

對于貨幣政策來說，中美貿(mào)易戰(zhàn)實質(zhì)上是美國單方面迫切想要縮小中美貿(mào)易逆差，因此其橫行征稅的后果很有可能對我國人民幣造成升值影響，從而加快削弱我國商品進出口的比較優(yōu)勢。美國實施貿(mào)易制裁減少雙方國民的外貿(mào)紅利，使得國內(nèi)經(jīng)濟形勢更加嚴峻，美國加息的預(yù)期改變對金融市場的風(fēng)險加劇。對于上市公司而言，貿(mào)易摩擦帶來的沖擊可以分為直接沖擊和間接沖擊。直接沖擊是指由于中美雙方提高關(guān)稅而對公司的進出口商品服務(wù)等數(shù)量產(chǎn)生的影響，直接會反映到公司的經(jīng)營狀況上，減少了國際貿(mào)易所帶來的福利效應(yīng)，也直接提高了雙方居民的生活成本，減少了對商品的總需求，對雙方國內(nèi)的物價以及就業(yè)形式產(chǎn)生強烈沖擊。間接來看，貿(mào)易戰(zhàn)所帶來的利率匯率波動對上市公司的財務(wù)狀況影響進而影響公司的生產(chǎn)經(jīng)營投資收益等，最終傳導(dǎo)至上市公司的股價。對于投資者而言，貿(mào)易壓力所帶來的經(jīng)濟模式變化能夠通過影響金融市場行為主體的交易決策行為而最終影響資產(chǎn)交易價格。

3 實證分析

3.1 中美貿(mào)易戰(zhàn)是否對股票市場產(chǎn)生影響？

在我國資本市場上，如果中美貿(mào)易的消息面對股票市場產(chǎn)生影響，那么其事件發(fā)生日的收益率、成交量等指標會發(fā)生變化，只需分別比對有消息面發(fā)生的交易日和沒有事件發(fā)生的交易日的指標就可以看出具體區(qū)別。

利用事件分析法，因此我們將事件發(fā)生的日子定為窗口事件期，將其從事件發(fā)生日至今獨立出來，剩下的交易日定為對照期。本文的事件發(fā)生點定為這次中美貿(mào)易沖突第一次出現(xiàn)的時間點即2017年8月19日，直到2019年5月23日。把美方宣布制裁，中方回應(yīng)反制裁，中美貿(mào)易談判等相關(guān)標志性事件通過人工統(tǒng)計總計88次，反映到實際的交易日總共77次，樣本總量440個交易日，對照組363個樣本量。

本文以上證指數(shù)為樣本，通過人工統(tǒng)計區(qū)分事件窗口期和對照組的日波動率、日收益率、日成交量比較中美貿(mào)易沖突是否對股市有實際影響，結(jié)果如表1所示。

從表1中我們可以發(fā)現(xiàn)，分別設(shè)置對照組異常交易量，波動率，日收益率，異常收益率的均值為倍數(shù)1，那么事件窗口組的倍數(shù)分別是-4.7308，1.2791，1.1855，11.6084。根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果可以表明，中美貿(mào)易的消息傳導(dǎo)對我國股票市場具有一定的影響，收益率和交易量都明顯發(fā)生波動，但是如何影響到a股市場還需要進行建模分析。

以上的統(tǒng)計結(jié)果，雖然能說明我國A股市場對貿(mào)易戰(zhàn)消息面反應(yīng)的收益率與其他交易日收益率有較大的差距，但是并不能說明貿(mào)易戰(zhàn)就對股票市場造成怎樣的影響。需要通過進一步的計量方法科學(xué)驗證貿(mào)易戰(zhàn)是否對股市存在效應(yīng)。目前，在國內(nèi)外有關(guān)股市效應(yīng)的研究文獻中，絕大部分都是采用普通最小二乘法（OLS）進行分析，這種方法往往忽略了股票收益率序列以及回歸誤差項所具有的自相關(guān)和異方差等特性。本文認為，如果采用ARMA（p， q）-GARCH（m， n）模型，那么就能夠很好地解決股票收益率序列的這些特性，因為ARMA（p， q）模型可以處理序列的自相關(guān)性問題，GARCH（m， n）模型可以處理異方差等問題。

因此我們先將440個交易日的上證綜指波動率做單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)其是平穩(wěn)的序列。然后我們觀察此期間內(nèi)波動率的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)：

該時間段內(nèi)上證綜指波動率的均值為1.350367，標準差為0.734721，偏度值為1.312031，說明收益率分布右偏;峰度值為4.879213，遠高于正態(tài)分布的峰度值3，說明收益率序列具有尖峰厚尾特征;Jarque-Bera統(tǒng)計量為190.9809， P值為0，說明該波動率序列拒絕服從正態(tài)分布假設(shè)。

從該時間段的自相關(guān)與偏相關(guān)分布可以發(fā)現(xiàn)，序列的自相關(guān)與偏相關(guān)系數(shù)在第4階不在兩倍的估計標準差之內(nèi)，且Q-統(tǒng)計量的對應(yīng) P值小于0.05，說明上證綜指波動率序列BD在5%的顯著性水平上存在有自相關(guān)，應(yīng)選擇根據(jù)系數(shù)的顯著性，AIC，SC、HQ等指標從高階依次向下選擇模型，最終選取最優(yōu)的ARMA（1，1）。

然后通過對ARAM（1，1）模型的殘差進行檢驗，再進行GACH檢驗，結(jié)果顯示F統(tǒng)計量對應(yīng)的值是2.136，對應(yīng)的P值為0.020。再對ARMA（1，1）模型的殘差經(jīng)行LM檢驗，發(fā)現(xiàn)基于AIC、HC、HQ三個值最小原則選取滯后一階進行殘差相關(guān)檢驗，Obs*R-squared對應(yīng)的P值為0.3852，在5%的顯著性水平均不拒絕原假設(shè)，表明該模型殘差無序列相關(guān)，表明變量無遺漏，因此滯后階數(shù)選擇是合理的。

驗證ARCH-LM檢驗時發(fā)現(xiàn)高階的系數(shù)顯著，則表示拒絕原假設(shè)，同樣說明ARMA（1，1）的殘差圖為ARCH過程。

根據(jù)以上檢驗，最后得到ARMA（1，1）—GARCH（1，1）模型。

其中，第一個公式為均值方程，第三個公式為方差，BD為上證指數(shù)日波動率， Dt為虛擬變量，將貿(mào)易戰(zhàn)消息的交易日設(shè)置為1，其他交易日為0; σ2表示條件波動性， φt-1表示第t -1期的信息集合。結(jié)果如表2所示。

我們從實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)虛擬變量前面的系數(shù)顯著，說明中美貿(mào)易摩擦對我國股票市場的波動率確實存在影響，進而驗證以上結(jié)論，證明本文的研究意義。

3.2 貿(mào)易沖突對股票收益率的影響機制研究

選取我國人民幣兌美元的中間價為匯率數(shù)據(jù)，利差以我國SHIBOR數(shù)據(jù)減去美國聯(lián)邦基金利率為利差基礎(chǔ)。選取上證綜指日收益率作為被解釋變量，手工選取貿(mào)易戰(zhàn)消息的交易日，共計77個樣本（2017年8月21日到2019年5月22日）。對各數(shù)據(jù)進行平滑處理，取各自的對數(shù)。

3.2.1 單位根檢驗（如表3所示）

3.2.2 上證指數(shù)波動率的描述性統(tǒng)計

上證綜指波動率的均值為1.652315，標準差為0.869633，偏度值為1.055300，說明收益率分布右偏;峰度值為3.569035，遠高于正態(tài)分布的峰度值3，說明收益率序列具有尖峰厚尾特征;Jarque-Bera統(tǒng)計量為15.13171， P值為0.000518，說明該波動率序列拒絕服從正態(tài)分布假設(shè)。

3.2.3 模型設(shè)定

基于上述統(tǒng)計檢驗結(jié)果可知，上證綜指波動率具有集群現(xiàn)象并拒絕正態(tài)分布假設(shè)，說明其具有條件異方差性，因此，本文建立Garch模型進行實證檢驗。

（1）均值方程設(shè)定

從上證綜指指數(shù)波動率的自相關(guān)與偏相關(guān)分布發(fā)現(xiàn)，序列的自相關(guān)與偏相關(guān)系數(shù)在第2階不在兩倍的估計標準差之內(nèi)，且Q統(tǒng)計量的對應(yīng)P值小于0.05，說明上證綜指波動率序列BD在5%的顯著性水平上存在自相關(guān)，應(yīng)選擇ARMA（2，2），ARMA（1，2），ARMA（2，1）或ARMA（1，1）模型。

對四個模型分別進行了選擇，并記錄下AIC、HC、HQ系數(shù)的顯著性，以及對應(yīng)的R2值，結(jié)果如表4所示。

由表4可以發(fā)現(xiàn)，ARMA（2，2）模型的解釋力度最大，滿足系數(shù)都顯著的條件下同時各個信息準則值均達到最小，所以第四個模型為最佳模型。最后還對ARMA（2，2）模型的殘差進行LM檢驗，發(fā)現(xiàn)基于AIC、HC、HQ三個值最小原則選取滯后一階進行殘差相關(guān)檢驗，Obs*R-squared對應(yīng)的P值為0.8316，在5%的顯著性水平均不拒絕原假設(shè)，表明該模型殘差無序列相關(guān)，表明變量無遺漏，因此滯后階數(shù)選擇是合理的。

（2）GARCH檢驗

ARMA（2，2）模型觀察殘差圖存在自回歸條件異方差，可能存在波動性聚集性。根據(jù)經(jīng)驗，收益率、波動率等金融數(shù)據(jù)大部分都具有arch效應(yīng)，本文在驗證ARCH-LM檢驗時發(fā)現(xiàn)高階的系數(shù)顯著，則表示拒絕原假設(shè)，同樣說明ARMA（2，2）的殘差圖為ARCH過程。

實證模型及結(jié)果：

根據(jù)以上檢驗，在具有ARCH效應(yīng)后，我們將實證模型最終設(shè)定為ARMA（2，2）—GARCH（1，1），調(diào)整最初的模型為：

利用EVIEWS8.0軟件，得到的結(jié)果，如表5所示。

從實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)匯率和利差前面的系數(shù)分別為-0.206，-0.026，且分別在1%和5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明貿(mào)易戰(zhàn)背景下匯率、利差對股票市場的作用顯著負相關(guān)。

最后做一個ARCH-LM檢驗，對應(yīng)的 P值為0.3384，不拒絕原假設(shè)，表明ARMA（2，2）-GARCH（1，1）模型的結(jié)果最后不存在arch效應(yīng)，該模型的回歸結(jié)果不存在影響。

4 研究結(jié)論

本文在事件分析法的基礎(chǔ)上，通過實證分析科學(xué)驗證了中美貿(mào)易摩擦對我國股票市場存在水平效應(yīng)，在得到此結(jié)論后進一步討論了以匯率和利率為傳導(dǎo)的影響機制。

綜合實證結(jié)果，中美貿(mào)易摩擦對我國的股票市場影響日益放大，而且是通過不同的影響途徑傳導(dǎo)至我國金融市場帶來外部沖擊。當下我國資本市場仍然不夠成熟，制度不夠完善，應(yīng)對風(fēng)險的措施也不夠全面，如果無法正確量化中美貿(mào)易摩擦帶來的沖擊，那么這一黑天鵝事件發(fā)生后造成的系統(tǒng)性風(fēng)險帶來的影響將無法估計。資本市場儼然成為我國金融市場發(fā)展的風(fēng)向標，對我國的經(jīng)濟發(fā)展起到砥柱作用，不能忽略任何會造成股市異常波動的原因。我們可以發(fā)現(xiàn)股票市場的波動與利差、匯率的變化呈反向變動，這符合資產(chǎn)組合收益的解釋，資產(chǎn)組合比例會因資產(chǎn)價格變化而變化。當其中某個資產(chǎn)價格變高，相對應(yīng)的風(fēng)險變高，投資者會減少一定的比例以維持期望收益。資產(chǎn)在不同市場間發(fā)生轉(zhuǎn)移，同樣也會導(dǎo)致匯率和利率發(fā)生變化，引起貨幣政策變化最終傳導(dǎo)至股票市場。

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