二是用科学方法或市场方式对房地产进行低成本估价； 三是政
府有税收征管能力；四是要有严格细化科学规范的征收规则。如
不动产税的税基、税率及其他税种之间的关系、中央与地方之间
税收分配、征税的减免与优惠对象界定等，只有在这些方面创造
条件，不动产税的开征才能有效地进行，并达到开征不动产税所
要达到的目标。所以开征不动产税先得制定法律与规则，然后试
点，并在这个基础上全面展开。
5、不动产持有税的实施现状
就目前的情况来看，由于中国住房体系的复杂性，如有商品
房、单位建房、公房、个人建房等，如果不对当地的整个住房存量
有一个全面清楚的了解，不仅不动产税的税基无法确立，而且也
不能够对不动产税的税收减免做一个清楚的规定。同时，由于中
国房地产市场刚刚发展几年，二手房市场相当不发达。在此情况
下，有效住房评估体系也就无法确立。还有，物业法律缺乏、个人
征信体系的缺乏、银行信用体系不健全，这些都是征收不动产税
的基础条件。如果这些基础条件没有，开征不动产税就会面对许
多困难。
但是，如果能让不动产税制简化，也可以创造条件开征不动
产税。 比如，首先规定，每个家庭持有一套住房不必征税(第一套
住房无论其条件如何，家庭情况如何都不征不动产税 )，不动产
税从第二套住房开始征收。而第二套住房征税，不同地方所征收
的税率不同，基本上由各地方来决定，但税收分配，则采取越是
发达地方或房价高的地方， 其地方所占的比重越低的原则。 这
样，一则使得地方政府没有动力来推高当地房价，二则可用中央
所收取的不动产税转移到不发达地方。然后，在这基础上逐渐完
善中国的不动产税征收制度。 当然，要做到这一点，首先就要对
全国住房进行普查，严格采取住房购买实名制（在这一点上，政
府可以采取严格的规则， 对不采取实名购买的住房限制转让与
交易等）。
可以说，目前不动产税之所以迟迟没有启动，市场的困难与
问题、体制的问题是自然的，更为重要的是，不动产税制度规则
的制定与推动者往往是最大既得利益者， 如果在这一点不能有
所突破，中国的不动产税的出台将是遥远的事情。
总之，开征不动产税不仅能够增加政府财政收入来源，调节
房地产市场的收益公平分配， 也是减少房地产过度投机与过度
消费、遏制房价疯涨、减少房地产非法行为，保证房地产市场持
续稳定发展的重要一步。
参考文献：
[1]裴桂芬 ,马文秀．《战后日本的资产税改革与泡沫形成》[J]．
《日本学刊》．2007 年 02 期
[2] 刘元 .《< 物权法 > 将搭建新的住宅供求模式 》[J]．《城市开
发》．2007 年 07 期
[3] 宋天敏 .《中国房地产投机的成因及对策研究》[J]． 西南大
学．2009 年
[4]余建元.《中国房地产市场调控研究》．上海社会科学院[D]．
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[5]颜晓春．《我国物业税实施难点及实施方案讨论》[D]．华东
师范大学
[6]刘丽．《日本房地产泡沫破裂前后的土地财税政策对比分析》
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[7]韩凤芹．《开征房地产谁对房地产市场的影响》[J]．经济研究
参考．2005 年 43 期
（作者单位：中国航天科工集团第三研究院 中国航天科工
集团第三十三研究所）
摘要：后金融危机时期，基于 2009-1-5 到 2010-2-9 日的有
效交易日收益数据，对中港美三地的沪深 300 指数、香港恒生指
数、美国道琼斯工业指数的日收益数据建立 VAR 模型，分别进行
Granger 检验、脉冲冲击函数分析。 结果表明，沪深二地股市并没
有独立于香港和美国股市，反而有受其波动影响加深的趋势。
关键词：后金融危机时期、中国股市独立性、ADF检验、VAR模
型、Granger检验
一、引言
2007 年，美国次债危机全面爆发 ，并波及世界主要的金融
市场。 从 2008 年年底到 2010 年 2 月 9 日中国春节假期前，中国
股市走出了一年多的独立行情。 股市的健康发展是一个国家经
济是否正常发展的标志， 而对于股市是否独立于其它国家股市
波动的影响，可以衡量我国的经济是否复苏并影响世界经济，这
对我们制定相关金融市场政策有很大作用。
Engle 和 Granger(1987)提出的向量自回归模型 （VAR）及误
差修正模型(ECM) [1]已被广泛应用于衡量不同股市之间的关系；
Hilliard（1979）研究了美国等 10 个国家和地区股票市场每日收
盘价的同期相关性和滞后期相关性 [3] 。
国内对不同国家的股市的依存度和相互联系的研究是从中
国加入 WTO 以后才开始的，俞世典等（2001）研究了 1998-2000
年美国、香港、日本和中国股票市场日收盘价之间的关系 [4]；王晓
芳和卢小兵 (2007)研究了 2000-2004 年中国、美国、英国和香港
股票市场日收盘价之间的关系 [5]；闫一大 （2008）研究了 2007-
2008 年中国和美国股票市场日收盘价之间的关系 [6]。 上述的研
究的结果都指向中国股市现在与世界主要国家股市具有联动性
和趋向波动性。 而对于它们之间的关系研究主要是关注股市之
间的差异性， 并且对于数据的选取上也只是关注各股市的收盘
价，但研究表明用收盘价作为研究数据缺少严谨性。上述对于股
市之间的联动性的研究方法往往是 E-G 二步法和 Johansen 协
整检验、向量自回归模型结合 Granger 因果关系检验。 本文采取
的是 VAR（向量自回归模型）、应用 Granger 因果关系检验和脉
冲响应函数方法。 实证应用 为分析工具。
二、数据选取
从 2008 年中国政府实施积极的经济刺激政策以来，到 2009
年年初，中国经济已经走出下行的趋势，得到先行复苏，经济的
后金融危机下中国股市独立性分析
□ 夏永辉
□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□
热 点 关 注
11
FINANCE & ECONOMY 金融经济
复苏必然带动股市的变动。 本文选取的数据是从 2009-1-5 到
2009-2-9 这段时期中港美三地的沪深 300 指数 、 香港恒生指
数、美国道琼斯工业指数的每日收盘价进行对数差分进行处理，
得到每日收益率。 分别用 RCZ（t）,RHZ（t）,RAZ(t)表示，RCZ（t）的
计算：
⑴
RHZ（t）,RAZ(t)的计算和 RCZ（t）一样，其中 CZ、HZ、AZ 为沪
深 300 指数、香港恒生指数、美国纳斯达克综合指数的每日收盘
价，为了样本数据的一致性，只保留三地都有交易日的数据，共
获得 254 个数据。
三、实证分析
1、数据平稳性检验
这里采用 ADF 检验，ADF 方法通过在回归方程加入因变量
y(t)的滞后差分项来控制高阶序列相关，原假设是序列存在一个
单位根 [2]。 检验结果如表 1 所示
根据表中数据可知 RCZ，RHZ，RAZ 在 1%，5%以及 10%显
著性水平下都是平稳的。
2、VAR 模型分析
VAR 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来构造模型， 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。 三变量的表
示式 [2]：
⑵
⑶
⑷
经过几次回归比较，得到当滞后 2 期的 AIC 信息准则和 SC
信息准则的值均最小，所以确定应用 VAR（2）模型回归。 回归结
果如表 2 所示：
注：（）内为 F 统计量值、[ ]内为 T 统计量值。
由表内数据可知，回归得到的 F 值大多不显著，T 值只有部
分显著，调整后的 R 平方分别只有 , 和 ，
说明回归的总体效果不显著。 沪深 300 指数 RCZ（t）受到最大的
影响是滞后一期的道琼斯工业指数 RAZ(-1)是 ，也就是
当前一天的道琼斯工业指数变动一个点， 沪深 300 指数当天就
会变动 个点；次之是受滞后一期的香港恒生指数 RHZ（-
1）的影响为,显著负相关。 而滞后一期的沪深 300 指数
RCZ （-1） 对恒指和道琼斯工业指数的影响分别是 和-
， 影响关系不显著、 负相关； 滞后二期的沪深 300 指数
RCZ （-2） 对恒指和道琼斯工业指数的影响分别 和
，不是很显著的正相关。
3、VAR 模型检验
本文应用 Granger 因果检验对 VAR 模型的最初假定进行检
验。 Granger 因果检验是检验一个变量的滞后变量是否可以引入
到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则
称它们具有 Granger 因果关系 [1]。 下面表 3 是基于 VAR （2）的
Granger 因果检验结果：
根据上表数据和结果显示， 可以清楚看出美国道琼斯工业
指数的独立性 ，RHZ 和 RCZ 都不能 Granger 引起 RAZ 的变化 ；
而香港恒生指数就能由道指引起，而且是显著引起。说明恒指对
道指的依存度高； 而沪深 300 指数是美国道琼斯工业指数 RAZ
的 Granger 原因，相对独立于香港恒生指数。这和 VAR 模型回归
结果一致，说明 VAR 模型对于这个问题的有效解释。
4、脉冲响应函数
脉冲响应函数方法 （IPF）是在分析 VAR 模型时 ，观察当一
个误差项发生变化， 或者是模型受到某种冲击时对系统的动态
影响的一种分析方法。 脉冲响应用于衡量随机扰动项的一个标
准差的冲击对系统内生变量当前和未来取值的影响。 应用软件
计算结果如下二图。
由图 2 可知，RAZ 的一个冲击，RCZ 的第一期有 的变
化, 第二期有 的变化，3 到 5 期有负变化，6 期以后减弱为
0。 RHZ 的一个冲击，RCZ 的第一期有 的反应， 第二期有-
的反应，以下减弱为 0。 RAZ 对其自身的冲击的反应最大，
第一期有 的反应，第二期有 的反应，从第三期后开始
减弱，6 期以后影响为 0。
图 1 RCZ对 RAZ、RHZ、RCZ冲击的响应
序列
RCZ
RHZ
RAZ
ADF 统计值
表 1 序列 RCZ（t）、RHZ（t）、RAZ（t）的平稳性检验
临界值（1%）
临界值（5%）
临界值（10%）
检验结果
平稳
平稳
平稳
RAZ(-1)
RAZ(-2)
RCZ(-1)
RCZ(-2)
RHZ(-1)
RHZ(-2)
C
R-squared
Adj. R-squared
表 2 序列 RCZ（t）、RHZ（t）、RAZ（t）的 VAR（2）模型回归结果
RAZ
()
[]
()
[]
()
[]
()
[ ]
()
[ ]
()
[]
()
[ ]
RCZ
()
[ ]
()
[ ]
()
[ ]
()
[ ]
()
[]
()
[]
()
[ ]
RHZ
()
[ ]
()
[ ]
()
[]
()
[ ]
()
[]
()
[]
()
[ ]
表 3 RCZ（t）、RHZ（t）、RAZ（t）的 Granger 因果关系检验结果
原假设
RHZ不能 Granger引起 RAZ
RCZ不能 Granger引起 RAZ
RHZ、RCZ不能同时 Granger引起 RAZ
RAZ 不能 Granger引起 RHZ
RCZ不能 Granger引起 RHZ
RAZ、RCZ不能同时 Granger引起 RHZ
RAZ 不能 Granger引起 RCZ
RHZ不能 Granger引起 RCZ
RAZ、RHZ不能同时 Granger引起 RCZ
Chi-sq统计量
RAZ
方程
自由度
2
2
4
2
2
4
2
2
4
P值
结论
不拒绝
不拒绝
不拒绝
拒绝
不拒绝
拒绝
拒绝
不拒绝
拒绝
RHZ
方程
RCZ
方程
12
四、结果分析
本文的研究结果表明沪深二地股市不但没有独立的趋势 ，
还有受美国股市波动影响越来越大的趋势。 其中原因之一是由
于越来越多的在 A 股上市的企业到香港 H 股上市，香港股市受
美国股市波动影响非常显著，而 A 股受 H 股波动影响也有加大
的趋势。这就形成了一个传导机制，说明我们的经济还受国际经
济影响显著，还没有表现出独领世界经济的能力。 政策见意：首
先对于我国股市表现出越来越受美股波动的影响， 防范波动的
传导对于目前稳定国内金融市场有很大的必要性。 其次要阻止
这种传导机制，也是另一种防止大量的热钱流入的方法，这对于
目前国内股市已经出现的泡沫有一定的正面作用。
股市是经济的风向标，但也并不是都能真实反映经济的
变化的， 目前股市表现出来的独立行情很大程度是由于政府的
扩张性的货币政策带来的短暂的波动。 而不是由于实体经济增
长带来的健康的股市行情。
参考文献：
[1]Engle,,,Co -integration and error -
correction:Represention,estimation and testing [J],Econometrica
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计研究》2001 年第 8 期。
[5]王晓芳、卢小兵：《中国股市是否实现了与世界同步》[J]，《经济
经纬》2007 年第 2 期。
[6]闫一大：《浅析中美股市的联动性》[J],《学术探讨》2008 年第 9
期。
[7] 高铁梅： 计量经济分析方法与建模 Eviews 应用及实例 [M]，
2006 年
（作者单位：南昌大学经济与管理学院）
摘要：本文主要是从汇率变动对就业的传导机制出发，研究
人民币升值对我国就业的影响。根据以往研究成果及历年数据发
现，人民币升值会直接导致出口企业用工需求的下降，会导致资
源在不同部门、不同产业的流动，实现就业量与就业结构的变化。
升值同样会通过 FDI 对不同产业用工需求及产业结构施加影响，
改变不同产业的吸纳劳动力就业的能力。
关键词：汇率；就业；FDI
引言
今年上半年，人民币升值压力陡增。 美国政府不断对人民币汇
率施压，以维持全球经济均衡、缩小美国对中国贸易赤字为由，强
烈要求人民币升值。 汇率的波动会影响一国出口产品的价格，改变
出口部门的投资决策，从而影响企业对于劳动和资本的需求。
我国是一个人口大国， 就业问题不仅仅是一个经济问题，更
重要的是一个社会问题。人民币汇率是否调整，调整的幅度为何，
不仅关系到国际收支问题，还关系到我国就业状况和经济、社会
稳定的问题。因此，研究人民币汇率波动对我国就业的影响，具有
非常重要的理论和现实意义。
一、研究综述
本文主要借鉴国内学者对于人民币汇率和就业关系研究成
果。 俞乔（1999）认为，人民币贬值有利于扩大就业，他估计 RMB
贬值 15%-30%可以增加 250 万-510 万个就业岗位。 万解秋和徐
涛(2004)在出口企业生产函数(C-D)的基础上，建立一个简单的出
口企业的短期劳动需求模型，利用实证方法研究人民币汇率的变
动对我国国内就业的实际影响。 文中表明 1981 一 1993 年人民币
贬值有利于增加就业， 而在 1994 一 2001 年人民币汇率相对稳
定，汇率与就业出现不显著关系。 金雪军和郭舒萍(2004)，在理论
上探讨一国汇率变化对就业的影响状况，认为汇率升值，导致该
国产品出口规模缩小，会恶化该国的就业状况;反之则反是。 丁剑
平和鄂永健(2005)在同时考虑贸易部门和非贸易部门的情况下，
表明实际汇率贬值会增加贸易部门就业，但会减少非贸易部门就
业，对实际工资的影响则是不确定的，但是即使考虑到非贸易部
门，人民币实际汇率升值对整个就业也是不利的，而贬值有利于
就业。 丁剑平和王璐(2006)运用协整和误差修正模型对中日两国
实际汇率与第三产业产值比重、就业比重之间的关系进行了国别
比较。 实证结果表明，从长期看日本第三产业就业比重上升与实
际汇率升值正相关， 而中国的相应变量间不存在类似长期关系。
比较分析得出结论 :只有在汇率适度浮动，资源在部门间流动实
际有效汇率变动对我国就业影响的实证分析壁垒减少这两个条
件满足时，汇率升值才会产生资源配置作用，推动劳动向非贸易
部门转移，逐步优化就业结构。 巴曙松和王群（2009）从理论上给
出了实际汇率变动对产业结构调整的三种传导途径，通过协整模
型、Granger 因果检验和脉冲响应的方法对我国产业、就业结构的
影响进行了实证分析。认为人民币升值提升了我国第三产业的比
重并增加了其就业人数， 一定程度上促进了农村劳动力的转移，
同时对第二产业的就业造成了负面影响。
二、汇率变动对就业的传导机制
汇率对就业影响的传导机制非常的复杂，归结起来可以有以
下四种途径：
（一）对外贸易的影响作用。 汇率作为国内价格水平和国外价
格水平的比值，其变化将直接影响进出口，进而影响出口企业的投
资决策及对劳动力的需求。 汇率的变动会从总量上影响进出口额和经
济资源的积累，影响各部门的产出及劳动力需求，从而影响就业。
（二）价格信号的传递。 汇率作为非贸易品和贸易品之间的相
人民币汇率升值对我国就业影响浅析
□ 何 森
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经 济 论 坛
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