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摘 要 在全球资本管制逐渐放松的条件下，国际资本流动不断加快，对金融市场的影响也在增大。虽然我国对资本项目的管制并没有完全放开，但仍然难以杜绝国际热钱的流入。文章通过建立VAR模型实证分析了国际热钱流动对我国股市波动的影响，研究发现，热钱流动会引起我国股票价格指数的变动，但引起的波动幅度不大，热钱流入规模与上证指数间不存在双向的格兰杰因果关系，股票市场的价格波动具有其自身规律性。
关键词 国际热钱；股市波动；VAR分析
[中图分类号]F831.7；F832.51 [文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2017）05-0093-05
一、文献综述
经过三十多年的改革开放，中国经济取得了举世瞩目的成就，中国也成为世界投资的热点地区。随着国际资本流动门槛的不断降低，大量国际资本流入中国，其中一部分以投资、贸易等正常渠道进入，还有一部分则是以热钱的方式进入。热钱（Hot Money）又称为国际游资，是指“在固定汇率制度下，资金持有者或者出于对货币预期贬值（或升值）的投机心理，或者受国际利率差收益明显高于外汇风险的刺激，在国际上掀起大规模的短期资本流动，这类移动的短期资本通常被称为国际游资。” ①由于热钱的短期逐利性目标，其流动通常会对金融市场产生较大的影响。
许多国内外学者从不同角度对国际热钱流动问题进行了研究，国外学者的研究主要集中研究国外资本流入对流入国的宏观经济影响方面，以及资本管制的有效性研究。如Kaminsky & Reinhart（1998）认为，金融危机爆发的更一般性原因是如热钱流动等这些非宏观经济基本面的随机因素。以发展中国家为例， 大规模短期国际资本流出可能导致金融危机，而大规模短期国际资本流入又可能形成金融泡沫。Edison & Reinhart（2001）通过1997年泰国、1998年马来西亚和1999年巴西三国的金融危机对比研究，分析了各种资本管制方式阻止热钱流动的有效性。
国内关于热钱的研究主要集中在三个方面：热钱流入途径或渠道、热钱流入量的估计方法、热钱流入对国内经济产生的影响，第三类研究又主要以研究对房地产市场和股票市场的影响居多。出于本文的研究重点考虑，本文将着重于评述热钱流入对金融市场的影响类文献。陈涛和王习农（2003）认为，热钱流入对我国货币政策的独立性、利率政策与汇率政策的协调性以及货币政策中介目标的有效性都产生了一定的影响。梅鹏军和裴平（2009）研究发现，外资潜入我国的规模较大，流动速度逐渐加快、反转性强；外资潜入与国内股票价格正相关，即外资潜入会推动国内股价上涨；当外资潜入出现反转时，则会引起国内股价下跌。王擎和张恒（2010）通过实证分析发现，国际热钱与我国股市价格有一定的相关性，我国股价短期会影响国际热钱的流入，而热钱的流入会在较长时期内影响我国股价。
也有研究认为，热钱流入对我国股市影响不明显，或者只在特定条件下才具有一定的影响。刘莉亚（2008）通过实证分析发现，热钱的流入显著推动了中国住宅价格指数，尤其是豪华住宅的价格指数上升，住宅价格指数变化率的波动中有约20%是由于境外热钱发生异动所致，但境外热钱对股票指数变化的影响不具备统计显著性。张谊浩和沈晓华（2008）研究了人民币升值、股价上涨与热钱流入之间的关系，热钱流入中国的原因是人民币升值和股价的上涨，但人民币升值和上证综合指数上涨的原因并不是热钱流入。何静和李村璞等（2011）用非线性模型分析了热钱流入与我国股市的动态关系，研究结果表明，前二期股市市值下降较快或者上升较快时，热钱对于股市市值的非线性影响就会显现。
现有研究表明，国外热钱与股市的关系研究因为资本市场管理体制上的差异，对我国研究该问题仅具有一定的参考价值。早期国内学者对这一问题的研究多集中采用定性分析方法，后来逐渐有学者采用实证分析方法来探讨这一问题。而且，热钱流动对金融市场的影响的滞后效应也需要更多地考虑。因此，本文将运用向量自回归模型来分析热钱流入规模与我国股市价格变动间的动态关系，从而揭示热钱对国内金融市场的影响。
二、模型设计
（一）模型设定
为了研究热钱与我国股市之间关系，我们构建了包括热钱流入数量以及上证指数两个内生变量的VAR模型。运用向量自回归模型能够较方便地预测相互联系的时间序列系统及分析系统中随机扰动项对经济变量的动态影响。VAR模型是基于数据的统计性质建立模型，把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型（高铁梅，2006）。VAR（p）模型的一般数学表达形式为：
yi=A1yt-1+A2yt-2+…Apyt-p+Bxt+εt t=1，2…T（1）
其中，yt是k维内生变量向量，xt是d维外生变量向量，p为滞后阶数，t为样本个數。k×k维矩阵A1，…，Ap和k×d维矩阵B是要被估计的系数矩阵。εt是k维扰动向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关及不与等式右边的变量相关，假设∑是εt的协方差矩阵，是一个k×k的正定矩阵。
（二）变量选择及数据说明
本文样本选取2008年1月至2015年12月的月度数据，数据来源于国家外汇管理局、商务部统计数据库和“锐思”数据库。
1.热钱规模
基于数据的可得性与科学性，本文采用国家统计局所认可的对热钱规模的估算方法，即热钱规模（HM）=本月外汇增量-本月FDI-本月贸易顺差，其中，本月外汇增量=本月外汇储备总量-上月外汇储备总量，本月贸易顺差=本月出口额-本月进口额。②在实证分析部分，我们以HM表示热钱流入数量。
2.沪深指数
本文选取上证指数来代表我国股市的运行状况，主要是从“锐思”数据库里面进行提取，由于数据库的限制，只能导出上证指数每日收盘价的数据，而热钱的数据是采取月度为周期测度的，所以需要通过计算每个月上证指数的收盘价的算术平均价作为上证指数变化的衡量标准。在实证分析部分，我们用SZ表示上证指数价格。 三、实证检验
（一）变量平稳性检验
时间序列平稳通常是进行传统时间序列分析的基础，然而大部分金融和宏观经济时间序列数据都是非平稳的，运用非平稳的序列数据进行实证研究容易产生伪回归。因此，在进行时间序列分析前要先检验时间序列的平稳性。本文采用ADF检验方法来检验样本数据HM和SZ的平稳性，检验结果如表1所示。检验结果表明HM和SZ原始数据在5%的显著性水平下均拒绝原假设，是不平稳的，即含有单位根。但其一阶差分数据D（HM）和D（SZ）是平稳的，都是I（1）过程，即序列为一阶单整。
（二）VAR模型的建立
滞后期的确定在VAR模型的建立过程中是一个非常重要的问题，模型的结果会因滞后期选择的不同而截然不同。为得到VAR模型的最优滞后期，在建立模型前，先对数据进行VAR滞后期的检验，检验结果如表2所示，在6个指标中有4个指标表明2期为最优滞后期，因此建立VAR（2）模型。
为了进一步检验VAR（2）模型的稳定性，从图1可以看出VAR（2）的特征多项式中所有根均小于1，即所有特征根处在单位圆之内，说明该VAR（2）模型是一个稳定的系统。
（三）协整关系分析
由于HM和SZ均为I（1）过程，符合协整检验的要求。本文采用Johansen法对HM和SZ进行协整检验。
从表3的协整检验结果可以发现，当原假设r=0时，迹统计量37.88919大于5%临界值29.79707，最大特征根统计量29.18591大于5%临界值21.13162，故拒绝原假设，在热钱流入规模与上证指数间存在一个长期稳定的协整关系。
（四）Granger因果检验
变量是否都是平稳的或者虽不平稳但它们之间存在协整关系，决定了格兰杰因果关系检验结果是否可信，从前文可知，热钱流入规模与上证指数间存在协整关系，所以可以对这些变量进行格兰杰因果关系检验。
从检验结果可知（见表4），由于P值过大，接受原假设，热钱流入规模与上证指数间不存在双向的格兰杰因果关系，即热钱的流入不是引起上证指数价格波动的格兰杰原因，上证指数也不是引起热钱流入规模变化的格兰杰原因。
（五）脉冲响应函数
脉冲响应函数（Impulse Response Function，IRF）描述一个内生变量对来自另一内生变量的一个单位变动冲击所产生的响应，提供系统受冲击所产生响应的正负方向、调整时滞和稳定过程等信息。接下来在VAR模型的基础上，运用脉冲响应函数对热钱流入规模与上证指数之间的关系进行动态分析。脉冲响应函数檢验结果如图2，图2描述了上证指数对热钱流入数量一个标准差正冲击的动态响应，图3显示热钱流入数量对上证指数一个标准差正冲击的动态响应。
从图2可以看出，热钱流入数量扰动项对上证指数扰动项的冲击为正值，即境外热钱流入数量和上证指数变动呈现同方向的变动趋势，在第2期达到峰值，随后这种正向变动趋势逐渐变弱。说明短期内境外热钱流入数量的波动会引起上证指数的一定波动，但之后这种波动会逐渐减弱。
图3显示，上证指数扰动项对境外热钱扰动项的冲击先是正值，在第3期降到负值，然后回升正值并在第4期达到最大值，随后在第5期又降为负值，第6期开始一直呈现正向冲击。说明由于上证指数的波动，导致热钱的流入会出现负值，但整体上看境外热钱会随着我国股市的上涨而流入股票市场。
（六）方差分解
方差分解（variance decomposition）是通过分析每一结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性（高铁梅，2006）。为了进一步分析国际热钱流动规模的结构冲击对股票价格指数变化的贡献程度，接下来运用方差分解对热钱流动规模对股票价格指数的贡献程度进行分析，结果如表5所示。
从表5对上证指数的方差分解来看，上证指数的变动主要源于其自身惯性，贡献度的变化表现为先较快下降后极缓慢上升趋势，它对自身变化的贡献度第1期为96.26%较快降至第2期的93.78%，随后下降为第3期的93.4%，第4期开始缓慢回升，到第10期升至93.72%。国际热钱流入对上证指数价格变化的贡献度表现为先较快上升后极缓慢下降的趋势，其贡献度从第1 期的3.74%上升到第2 期的6.21%，第3期上升至6.59%，随后缓慢下降，至第10期下降为6.27%。与上证指数对自身变化的贡献度相比，热钱流入规模对上证指数的贡献度相对较小。
四、研究结论
本文通过建立VAR模型对国际热钱流入规模与我国股市价格进行了协整关系分析、热钱Granger因果检验、脉冲响应函数分析和方差分解等，得出结论如下：
（1）热钱流入规模与上证指数间存在一个长期稳定的协整关系，即境外热钱流入规模的变动会引起我国股票价格指数的变动，但引起的波动幅度不大，这应该是因为境外热钱流入我国后，并没有完全流入股市。
（2）热钱流入规模与上证指数间不存在双向的格兰杰因果关系。热钱流入规模的变化不是引起上证指数价格波动的格兰杰原因，原因应该在于上证指数价格波动受多种因素影响，热钱流入规模的变化主要在短期内影响股市供求。
（3）通过脉冲响应函数检验，热钱流入规模的变化在短期内对上证指数价格产生较大影响，长期这种冲击影响会逐渐减弱。这主要源于热钱通过快进快出来获取盈利的特点，导致它对上证指数价格的影响主要表现为短期冲击比较明显。
综上所述，热钱流入规模的变化会在短期内引发或加剧国内股市的波动，为使股市正常发挥其功效，避免股市异动引发国内经济动荡，相关部门应加强对热钱流入的监管，包括对国际资本流入渠道、投资方向和投资规模等方面的监管，采取切实措施严格控制热钱的流入规模，堵住热钱流入的地下渠道，维持国内金融市场稳定。同时应该注意，股票市场的价格波动具有自身规律，受到多种因素的影响，不能一概将股票市场的价格波动完全归咎于国际热钱流动。 [注 释]
① 约翰·伊特韦尔，默里·米尔盖特，彼得·纽曼.新帕尔格雷夫经济学大辞典（第二卷E-J）.北京：经济科学出版社，1992，724。
② 对于热錢规模存在不同的估算方法和争议，例如，姚枝仲（2008）、张明和徐以升（2008）、苏剑和童立（2011）等采用了不同的方法，得出了与官方数据不一致的规模。
[参考文献]
[1] Kaminsky，G. I.，Reihart，C. M. Financial crises in Asia and Latin America： then and now[J]. American Economic Review，1998（88）：444-449.
[2] Edison，H.，Reinhart，C.M. Stopping hot money[J].Journal of Development Economics，2001（66）： 120-135.
[3] 高铁梅.计量经济分析方法与建模：EViews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2006.
[4] 何静，李村璞，邱长溶.热钱流入与我国股市动态关系的实证研究[J].经济经纬，2011（11）：146-150.
[5] 刘莉亚.境外“热钱”是否推动了股市、房市的上涨？——来自中国市场的证据[J].金融研究，2008（9）：48-70.
[6] 梅鹏军，裴平.外资潜入及其对中国股市的冲击——基于1994-2007年实际数据的分析[J].国际金融研究，2009 （3） ： 76-81.
[7] 苏剑，童立.近年来我国热钱流入规模的估算[J].经济学动态，2011（11）：53-59.
[8] 王擎，张恒.国际热钱与我国股价的关系[J].财经科学，2010（10）：41-47.
[9] 姚枝仲.真实贸易顺差，还是热钱？[J].国际经济评论，2008（7-8）：28-31.
[10] 叶军，何文忠.国际热钱流动对中国A股市场的影响——基于1999-2009年月度数据的实证研究[J].上海立信会计学院学报，2011（3）：1-5.
[11] 张明，徐以升.全口径测算中国当前的热钱规模[J].当代亚太，2008（4）：126-142.
[12] 张谊浩，沈晓华.人民币升值、股价上涨和热钱流入关系的实证研究[J].金融研究，2008（11）： 87 -98.
[13] 赵平，王玉华.贸易项目下“热钱”流入的动机、方式及对策研究[J].当代经济研究，2015（1）：68-72.
关键词 国际热钱；股市波动；VAR分析
[中图分类号]F831.7；F832.51 [文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2017）05-0093-05
一、文献综述
经过三十多年的改革开放，中国经济取得了举世瞩目的成就，中国也成为世界投资的热点地区。随着国际资本流动门槛的不断降低，大量国际资本流入中国，其中一部分以投资、贸易等正常渠道进入，还有一部分则是以热钱的方式进入。热钱（Hot Money）又称为国际游资，是指“在固定汇率制度下，资金持有者或者出于对货币预期贬值（或升值）的投机心理，或者受国际利率差收益明显高于外汇风险的刺激，在国际上掀起大规模的短期资本流动，这类移动的短期资本通常被称为国际游资。” ①由于热钱的短期逐利性目标，其流动通常会对金融市场产生较大的影响。
许多国内外学者从不同角度对国际热钱流动问题进行了研究，国外学者的研究主要集中研究国外资本流入对流入国的宏观经济影响方面，以及资本管制的有效性研究。如Kaminsky & Reinhart（1998）认为，金融危机爆发的更一般性原因是如热钱流动等这些非宏观经济基本面的随机因素。以发展中国家为例， 大规模短期国际资本流出可能导致金融危机，而大规模短期国际资本流入又可能形成金融泡沫。Edison & Reinhart（2001）通过1997年泰国、1998年马来西亚和1999年巴西三国的金融危机对比研究，分析了各种资本管制方式阻止热钱流动的有效性。
国内关于热钱的研究主要集中在三个方面：热钱流入途径或渠道、热钱流入量的估计方法、热钱流入对国内经济产生的影响，第三类研究又主要以研究对房地产市场和股票市场的影响居多。出于本文的研究重点考虑，本文将着重于评述热钱流入对金融市场的影响类文献。陈涛和王习农（2003）认为，热钱流入对我国货币政策的独立性、利率政策与汇率政策的协调性以及货币政策中介目标的有效性都产生了一定的影响。梅鹏军和裴平（2009）研究发现，外资潜入我国的规模较大，流动速度逐渐加快、反转性强；外资潜入与国内股票价格正相关，即外资潜入会推动国内股价上涨；当外资潜入出现反转时，则会引起国内股价下跌。王擎和张恒（2010）通过实证分析发现，国际热钱与我国股市价格有一定的相关性，我国股价短期会影响国际热钱的流入，而热钱的流入会在较长时期内影响我国股价。
也有研究认为，热钱流入对我国股市影响不明显，或者只在特定条件下才具有一定的影响。刘莉亚（2008）通过实证分析发现，热钱的流入显著推动了中国住宅价格指数，尤其是豪华住宅的价格指数上升，住宅价格指数变化率的波动中有约20%是由于境外热钱发生异动所致，但境外热钱对股票指数变化的影响不具备统计显著性。张谊浩和沈晓华（2008）研究了人民币升值、股价上涨与热钱流入之间的关系，热钱流入中国的原因是人民币升值和股价的上涨，但人民币升值和上证综合指数上涨的原因并不是热钱流入。何静和李村璞等（2011）用非线性模型分析了热钱流入与我国股市的动态关系，研究结果表明，前二期股市市值下降较快或者上升较快时，热钱对于股市市值的非线性影响就会显现。
现有研究表明，国外热钱与股市的关系研究因为资本市场管理体制上的差异，对我国研究该问题仅具有一定的参考价值。早期国内学者对这一问题的研究多集中采用定性分析方法，后来逐渐有学者采用实证分析方法来探讨这一问题。而且，热钱流动对金融市场的影响的滞后效应也需要更多地考虑。因此，本文将运用向量自回归模型来分析热钱流入规模与我国股市价格变动间的动态关系，从而揭示热钱对国内金融市场的影响。
二、模型设计
（一）模型设定
为了研究热钱与我国股市之间关系，我们构建了包括热钱流入数量以及上证指数两个内生变量的VAR模型。运用向量自回归模型能够较方便地预测相互联系的时间序列系统及分析系统中随机扰动项对经济变量的动态影响。VAR模型是基于数据的统计性质建立模型，把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型（高铁梅，2006）。VAR（p）模型的一般数学表达形式为：
yi=A1yt-1+A2yt-2+…Apyt-p+Bxt+εt t=1，2…T（1）
其中，yt是k维内生变量向量，xt是d维外生变量向量，p为滞后阶数，t为样本个數。k×k维矩阵A1，…，Ap和k×d维矩阵B是要被估计的系数矩阵。εt是k维扰动向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关及不与等式右边的变量相关，假设∑是εt的协方差矩阵，是一个k×k的正定矩阵。
（二）变量选择及数据说明
本文样本选取2008年1月至2015年12月的月度数据，数据来源于国家外汇管理局、商务部统计数据库和“锐思”数据库。
1.热钱规模
基于数据的可得性与科学性，本文采用国家统计局所认可的对热钱规模的估算方法，即热钱规模（HM）=本月外汇增量-本月FDI-本月贸易顺差，其中，本月外汇增量=本月外汇储备总量-上月外汇储备总量，本月贸易顺差=本月出口额-本月进口额。②在实证分析部分，我们以HM表示热钱流入数量。
2.沪深指数
本文选取上证指数来代表我国股市的运行状况，主要是从“锐思”数据库里面进行提取，由于数据库的限制，只能导出上证指数每日收盘价的数据，而热钱的数据是采取月度为周期测度的，所以需要通过计算每个月上证指数的收盘价的算术平均价作为上证指数变化的衡量标准。在实证分析部分，我们用SZ表示上证指数价格。 三、实证检验
（一）变量平稳性检验
时间序列平稳通常是进行传统时间序列分析的基础，然而大部分金融和宏观经济时间序列数据都是非平稳的，运用非平稳的序列数据进行实证研究容易产生伪回归。因此，在进行时间序列分析前要先检验时间序列的平稳性。本文采用ADF检验方法来检验样本数据HM和SZ的平稳性，检验结果如表1所示。检验结果表明HM和SZ原始数据在5%的显著性水平下均拒绝原假设，是不平稳的，即含有单位根。但其一阶差分数据D（HM）和D（SZ）是平稳的，都是I（1）过程，即序列为一阶单整。
（二）VAR模型的建立
滞后期的确定在VAR模型的建立过程中是一个非常重要的问题，模型的结果会因滞后期选择的不同而截然不同。为得到VAR模型的最优滞后期，在建立模型前，先对数据进行VAR滞后期的检验，检验结果如表2所示，在6个指标中有4个指标表明2期为最优滞后期，因此建立VAR（2）模型。
为了进一步检验VAR（2）模型的稳定性，从图1可以看出VAR（2）的特征多项式中所有根均小于1，即所有特征根处在单位圆之内，说明该VAR（2）模型是一个稳定的系统。
（三）协整关系分析
由于HM和SZ均为I（1）过程，符合协整检验的要求。本文采用Johansen法对HM和SZ进行协整检验。
从表3的协整检验结果可以发现，当原假设r=0时，迹统计量37.88919大于5%临界值29.79707，最大特征根统计量29.18591大于5%临界值21.13162，故拒绝原假设，在热钱流入规模与上证指数间存在一个长期稳定的协整关系。
（四）Granger因果检验
变量是否都是平稳的或者虽不平稳但它们之间存在协整关系，决定了格兰杰因果关系检验结果是否可信，从前文可知，热钱流入规模与上证指数间存在协整关系，所以可以对这些变量进行格兰杰因果关系检验。
从检验结果可知（见表4），由于P值过大，接受原假设，热钱流入规模与上证指数间不存在双向的格兰杰因果关系，即热钱的流入不是引起上证指数价格波动的格兰杰原因，上证指数也不是引起热钱流入规模变化的格兰杰原因。
（五）脉冲响应函数
脉冲响应函数（Impulse Response Function，IRF）描述一个内生变量对来自另一内生变量的一个单位变动冲击所产生的响应，提供系统受冲击所产生响应的正负方向、调整时滞和稳定过程等信息。接下来在VAR模型的基础上，运用脉冲响应函数对热钱流入规模与上证指数之间的关系进行动态分析。脉冲响应函数檢验结果如图2，图2描述了上证指数对热钱流入数量一个标准差正冲击的动态响应，图3显示热钱流入数量对上证指数一个标准差正冲击的动态响应。
从图2可以看出，热钱流入数量扰动项对上证指数扰动项的冲击为正值，即境外热钱流入数量和上证指数变动呈现同方向的变动趋势，在第2期达到峰值，随后这种正向变动趋势逐渐变弱。说明短期内境外热钱流入数量的波动会引起上证指数的一定波动，但之后这种波动会逐渐减弱。
图3显示，上证指数扰动项对境外热钱扰动项的冲击先是正值，在第3期降到负值，然后回升正值并在第4期达到最大值，随后在第5期又降为负值，第6期开始一直呈现正向冲击。说明由于上证指数的波动，导致热钱的流入会出现负值，但整体上看境外热钱会随着我国股市的上涨而流入股票市场。
（六）方差分解
方差分解（variance decomposition）是通过分析每一结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性（高铁梅，2006）。为了进一步分析国际热钱流动规模的结构冲击对股票价格指数变化的贡献程度，接下来运用方差分解对热钱流动规模对股票价格指数的贡献程度进行分析，结果如表5所示。
从表5对上证指数的方差分解来看，上证指数的变动主要源于其自身惯性，贡献度的变化表现为先较快下降后极缓慢上升趋势，它对自身变化的贡献度第1期为96.26%较快降至第2期的93.78%，随后下降为第3期的93.4%，第4期开始缓慢回升，到第10期升至93.72%。国际热钱流入对上证指数价格变化的贡献度表现为先较快上升后极缓慢下降的趋势，其贡献度从第1 期的3.74%上升到第2 期的6.21%，第3期上升至6.59%，随后缓慢下降，至第10期下降为6.27%。与上证指数对自身变化的贡献度相比，热钱流入规模对上证指数的贡献度相对较小。
四、研究结论
本文通过建立VAR模型对国际热钱流入规模与我国股市价格进行了协整关系分析、热钱Granger因果检验、脉冲响应函数分析和方差分解等，得出结论如下：
（1）热钱流入规模与上证指数间存在一个长期稳定的协整关系，即境外热钱流入规模的变动会引起我国股票价格指数的变动，但引起的波动幅度不大，这应该是因为境外热钱流入我国后，并没有完全流入股市。
（2）热钱流入规模与上证指数间不存在双向的格兰杰因果关系。热钱流入规模的变化不是引起上证指数价格波动的格兰杰原因，原因应该在于上证指数价格波动受多种因素影响，热钱流入规模的变化主要在短期内影响股市供求。
（3）通过脉冲响应函数检验，热钱流入规模的变化在短期内对上证指数价格产生较大影响，长期这种冲击影响会逐渐减弱。这主要源于热钱通过快进快出来获取盈利的特点，导致它对上证指数价格的影响主要表现为短期冲击比较明显。
综上所述，热钱流入规模的变化会在短期内引发或加剧国内股市的波动，为使股市正常发挥其功效，避免股市异动引发国内经济动荡，相关部门应加强对热钱流入的监管，包括对国际资本流入渠道、投资方向和投资规模等方面的监管，采取切实措施严格控制热钱的流入规模，堵住热钱流入的地下渠道，维持国内金融市场稳定。同时应该注意，股票市场的价格波动具有自身规律，受到多种因素的影响，不能一概将股票市场的价格波动完全归咎于国际热钱流动。 [注 释]
① 约翰·伊特韦尔，默里·米尔盖特，彼得·纽曼.新帕尔格雷夫经济学大辞典（第二卷E-J）.北京：经济科学出版社，1992，724。
② 对于热錢规模存在不同的估算方法和争议，例如，姚枝仲（2008）、张明和徐以升（2008）、苏剑和童立（2011）等采用了不同的方法，得出了与官方数据不一致的规模。
[参考文献]
[1] Kaminsky，G. I.，Reihart，C. M. Financial crises in Asia and Latin America： then and now[J]. American Economic Review，1998（88）：444-449.
[2] Edison，H.，Reinhart，C.M. Stopping hot money[J].Journal of Development Economics，2001（66）： 120-135.
[3] 高铁梅.计量经济分析方法与建模：EViews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2006.
[4] 何静，李村璞，邱长溶.热钱流入与我国股市动态关系的实证研究[J].经济经纬，2011（11）：146-150.
[5] 刘莉亚.境外“热钱”是否推动了股市、房市的上涨？——来自中国市场的证据[J].金融研究，2008（9）：48-70.
[6] 梅鹏军，裴平.外资潜入及其对中国股市的冲击——基于1994-2007年实际数据的分析[J].国际金融研究，2009 （3） ： 76-81.
[7] 苏剑，童立.近年来我国热钱流入规模的估算[J].经济学动态，2011（11）：53-59.
[8] 王擎，张恒.国际热钱与我国股价的关系[J].财经科学，2010（10）：41-47.
[9] 姚枝仲.真实贸易顺差，还是热钱？[J].国际经济评论，2008（7-8）：28-31.
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