升值预期、资本流动、股价变化

1、板在亚洲金融危机碍的时候，人们还鞍在预期，人民币背有可能会贬值办，奥出于逃避汇率风啊险的考虑，大量摆资本外逃把，靶长期以来，中国邦的非法资本外逃佰被视为对国家的凹一种威胁。隘 般 俺到2002年，摆情况矮开始半发生了变化，人拔民币不是预期贬百值，而是出现了蔼预期升值，而且唉升值预期愈演愈白烈。碍首先是在艾2001 凹年摆8 版月熬7 耙日，英国金融芭时报的刊登了俺中国的廉价货熬币一文；之后瓣，扳2002 办年罢2 版月埃2蔼2伴日，日本财务大邦臣盐川正十郎在佰OECD肮七国集团会议上伴向其他六国提案斑要求逼迫人民币俺升值；班2003 按年氨9 拌月百3 叭日，美国财政部艾长斯诺访华就人耙民币汇

2、率事宜与斑中国高层磋商。芭尽管中国挨货币颁当局把对外白宣布矮将保持人民币价敖值稳定，背但这些承诺艾并没有败改变市场的预期熬，市场上对于人傲民币升值的预期坝一浪高过一浪，扒人民币面临着巨瓣大的升值压力。埃在升值预期之下罢，大量外资流入唉，颁豪赌人民币升值佰。 稗 板2005年7月扮21日颁，白央行出奇不意地肮宣布半人民币兑美元汇奥率升值2%，并癌且开始实施以隘市场供求为基础斑、参考一篮子货隘币进行调节、有拜管理的浮动汇率碍制度。霸之后，背人民币汇率走向熬小幅、渐进升值把之路。袄由于中国经济对斑出口增长的高度佰依赖性以背及经济结构和经百济体制上的一系半列问题，中国经败济恐难承受短时哀间内汇率大幅度

3、八升值的冲击氨，颁（余永定，人民爸币汇率制度改革把的历史性一步，拜世界经济与政坝治版2005 唉年第熬10 扳期胺）因此汇率升值暗采取了暗小幅、渐进升值拜的方式。但是小白幅、渐进升值也办有其固有的问题吧，熬那就是并没有将绊汇率一步或者快拔速调整到位，让拔市场留有继续升安值的幻想空间，翱反而暗有可能会加强升般值预期，从而扳鼓励投机资本的拔流入。扒 隘(误差与遗漏版项目差额可以初艾步用来判断国家哎监控之外的大部瓣分的资本流动状哎况，是非常重要澳的参考数据。该邦项目是一个人为捌的平衡项目，用艾来平衡因统计数翱据来源不一，甚敖至数据不全或有绊错误等原因造成岸的净差额与官方蔼储备的实际增减坝数之间的差额

4、，捌它不仅能反映一稗国国际收支统计翱质量的高低，而盎且能从一个侧面颁反映未被官方记澳录的资金流动额氨，用来监察未纳颁入政府控制范围挨内的资本流动状拌况。净误差与遗翱漏安项数目为负时，暗表明有可能存在懊资本外逃现象，巴反之，则意味着懊有可能存在着热绊钱内流现象。从芭下表中可以看出蔼，从1995年拌到2001年，百净误差与遗漏项般数目都为负，而伴且从1995年坝到1998年，板该项目占进出口绊总额的比重都在半5%以上，根据绊IMF的经验：斑如果一国的净误奥差与遗漏项目逆氨差额超过该国进叭出口总额的5%埃，则该国极有可阿能存在资本外逃笆。从1998年跋到2001年，安该比例虽然为负唉，绝对值逐年下半

5、降，表明资本净案外流开始减少。熬 澳 邦在2002年，罢净误差与遗漏项碍目首次出现了7肮7.9亿美元的版正值，开始出现翱外资净流入，并败且这种现象越来靶越明显，在20俺03年和200熬4年持续为正，暗并且数额高达1盎84和200亿柏美元。2005邦年和2006年绊为负值，在20盎07年，该项又拜出现了正值，并岸且数额高达16办4亿美元。这表傲明，在升值预期挨下，大量热钱流靶人，进入股票和扒房地产市场，赚颁取资本收益和货稗币升值的双重收哀益。从2002敖年到2004年矮，中国内地房地按产价格快速上涨笆，这与净误差与蔼遗漏项目数据为叭正相吻合，20拜05年和200半6年为负，这可翱能是外资获利后肮

6、阶段性回流，也癌可能搬和国家外管局采败取各种措施严控哀不合规资金流入阿有关。2007斑年又出现外资大皑量流入。 皑 当然，唉净误差与遗漏项柏目数据只是对投班机资本流动状况班的一个初步判断瓣，具体流入状况板还需要进一步的绊计算。)办 氨可以说，跋升值预期昂及其引发的短期袄资本流入岸是袄货币当局暗面临艾的一个重要难般题。佰如果不是人民币熬升值预期，就不瓣会有那么多的短俺期资本争先恐后坝地涌入中国，对胺中国的股票和房碍地产价格的膨胀笆推波助澜；如果般不是人民币升值傲预期，货币当局邦也不会面临那么埃大的外汇占款压跋力，基础货币供耙给的增长速度可搬能要平稳的多；白还是因为升值预捌期的原因，货币鞍当局在通

7、过控制绊供给预防经济过熬热的时候，手中霸传统货币政策空案间越来越小，无佰论是公开市场业俺务、再贴现政策奥还是准备金政策俺收缩市场流动性袄的同时有可能进盎一步提高市场利拜率，这意味着人挨民币资产收益率扒的提高，可能会蔼进一步加重人民把币升值预期和吸败引外资流入，叭并且背推动资产价格上盎涨。熬这里肮，隘我们首先对短期靶资本流入的月度癌数据进行了估算爱，然后对其影响俺因素进行分析，鞍接着我们对升值唉预期、短期资本矮的流入、股价变拔动碍之间的关系版进行了实证爱检验，在此基础坝上耙考察板升值预期是否通摆过短期国际资本懊流入对股价变动碍产生影响，以及耙这种蔼影响摆的大小。班一、短期资本流巴入的估计凹 唉我

8、们所关注的败短期奥资本流动即所谓拜的把“捌热钱碍”碍,哀 盎通常具有较高的蔼流动性和拔隐白蔽性板,氨追求高收益、承案担高风险。简单把地按照借贷的周稗期长短已经巴难以摆区分短期资本和熬长期资本安，比如案短期资本可以通按过不断展期哀,翱转化为长期资本埃,叭长期资本也可以胺在市场上转让鞍,斑从而拆分为短期柏资本安，爸所以如何衡量短凹期资本流动的数奥量唉,阿是一个较复杂的氨计算问题。坝短期资本流动追般逐的是短期利润啊，扮通过套取空间或盎时间差价疤，氨追逐高于平均利爸润的投机收益耙，唉频繁流动于各国翱之间蔼。啊短期资本的瓣流入流出，般增加了搬一国的安货币政策和唉宏观调控碍的背难度岸。盎例如，大量的短安期

9、国际资本流入肮,把会使外汇储备急懊剧增长。如果中拔央银行不对新增安加的外汇储备进敖行冲销操作跋,傲那么货币供给的隘增加可能导致信斑贷扩张和通货膨瓣胀。如果中央银柏行进行冲销操作胺,癌随着冲销的规模巴越来越大俺，皑中央银行票据的伴利率会不断提高阿,笆这一方面可能会半进一步鼓励热钱隘流入柏,疤另一方面也会增吧加偿还中央银行埃票据利碍息的成本疤。扳不仅如此，短期昂资本稗的不断涌入巴可能盎造成股票和房地矮产等资产的价格癌膨胀，芭形成金融泡沫拔，坝而在蔼大规模柏撤离的时候碍又容易阿导致拔资产价格暴跌，扳引发疤金融危机澳，板这绊在发展中国家屡拜见不鲜扮，因此引起政府扒和学者的高度关拜注般。 挨短期国际资本

10、流白动的度量罢,唉按数据来源的不邦同懊,芭可以分为基于海坝关数据的计算以柏及基于国际收支翱平衡表数据的计扳算半。背由于用国际收支办平衡表可得的数坝据最小频率一般版是季度数据唉,俺目前使用较多的瓣是基于海关数据暗的计算。与王世跋华、何帆(20爸07)的做法相爸同，我们利用基半于海关数据得到般的非贸易及绊FDI靶资本流动碍（也瓣称之为非袄FD百I拜资本流动吧)背来表示短期国际胺资本流动坝,埃其计算公式为斑:傲非贸易及暗FDI哀资本流动笆=伴国际储备增加额伴-癌净出口额扒-凹净巴FDI翱资本流入。计算阿结果正号表示资瓣本流入班,皑负号表示资本流啊出。唉这种计算方法的盎好处是昂考虑到了一部分柏短期资本

11、流动会颁伪装成经常项目袄交易柏，疤计算的口径较为爱宽泛把，数据也比较容案易获得瓣。懊当然，凹更为精确的算法吧则必须对上面的埃式子做些调整，扮用其他资本流动背净额来表示短期埃国际资本流动埃,暗计算公式为霸:阿其他资本流动净啊额坝=柏外汇储备的增加熬额肮（百经储备价值变化皑调整阿，啊减去银行注资和白资产置换办）-盎贸易余额班-罢总的瓣FD I稗流入额澳-案 凹中央银行的利息爱收益。瓣（伴王世华、何帆(败2007)鞍。摆但这种更为精确版的算法对数据的皑可得性要求较高癌，由于相关数据半的难以获得，所班以本文采用第一斑种算法计算短期办国际资本流动，傲这矮与王世华、何帆背(2007)耙的做法相同。办下图画

12、出了从安2003哀年笆1皑月到2007年盎12月的月度短扒期国际资本流动哀状况。百 隘 盎 扳中国短期国际资瓣本流动俺（按2003年1月碍-2007年1霸2月）翱单位：亿美元跋从图中可以看出胺，在2003年版1月到2007版年12月共60拜个月中，有14傲个月出现安短期国际资本鞍的净流出，其余扮46个月份均为邦短期国际资本的百净流入，因此，熬总的来看，从2鞍003年以来，板中国国际资本流奥动面临的主要形瓣势是大量短期国胺际资本的流入。拜其中，从200傲3年1月到20隘05年7月这段哎时间里，哎除了拔3安个月存在短期国隘际资本净流出外岸，胺其余月份均为净熬流入。凹尤其是从200拔4年1月200熬

13、5年7月汇率改隘革之前，一直表挨现为短期佰资本净流挨入，2004年奥最后三个月表现跋最为明显，这三暗个月的短期资本扮流入加起来达5版20亿美元，这袄恐怕和赌人民币斑升值有关。笆2006年7月班汇率改革之后，扳短期国际资本的拜双向流动变得比袄较明显，伴在2005年的皑10月和11月柏，白出现短期国际资吧本凹的班净流出癌，但是数量不是坝很大，接着百短期国际资本又捌大量涌入艾，值得注意的是罢，从案2006把年下半年一直到背年底，连续奥出现了斑短期国际资本流八出，接着从20艾07年开始，又靶出现稗短期国际资本吧巨额坝涌入邦，岸2007年上半拜年流入达121邦7亿美元，碍流入规模比以前白更加剧烈，下半胺

14、年又有3个月出柏现资本流出，可昂能是获利回流，半然后又流入拔，因此，可以认背为汇率改革之后盎出现了短期国际背资本碍的双向流动。矮我们将月度的爱短期国际资本败加起来，获得的熬年度数据如下。癌年份班2003哎2004昂2005佰2006奥2007版短期资本流动吧(亿美元)矮379.8疤1098.13搬465.14八61.7昂1319.91败从年度数据来看蔼，从2003年班到2007年，哀每年都表现为资俺本净流入，尤其柏是2004年和拔2007年，竟爱然高达耙1098.13按和1319.9懊1亿美元。白将年度数据加总芭，我们可以看到胺，在人民币升值凹预期下肮，从2003年叭到2007年，板短期国际资

15、本净碍流入总共达艾3324.68爸亿翱美元，其中20芭03年到200罢5年为八1943.07隘亿美元啊，2006年到罢2007年为1绊381.61矮亿美元捌，氨平均每年净流入佰为664.94捌亿美元。俺可以靶想象，拔这么多的短期资蔼本耙流入股票市场和百房地产市场，将敖会起到什么样的蔼作用。半二、啊短期国际资本流芭动的影响因素分奥析败 扳 奥有关发展中国家笆或新兴市场经济鞍国家资本流动的癌主要相关因素，敖比较普遍的看法安是，短期资本流敖动主要受国际间澳资产邦收益率差异的影矮响，蔼资本一般从收益艾率低的经济体流百向收益率高的经俺济体进行套利。傲短期国际资本傲具有极强的套利班性，颁我们考虑如下的笆交

16、易：芭投资者在国外借捌入美元，然后将矮其在外汇现货市敖场上换成人民币摆，所得的人民币版存入中国国内的笆银行。同时，投凹资者在外汇期货颁或者远期市场上哎出售未来某时期背的人民币期货合蔼约。到期时，投翱资者从银行取出板人民币存款的本瓣金和利息，艾履行远期或者期白货合约，将人民按币换回美元，坝并且偿还美元债凹务的本金和利息板。由于外汇远期芭和期货市场的存办在，肮这样的交易在理皑论上是不存在风班险的。通过该项叭交易，投资者所俺获得的收益是稗人民币相对于哎美元的阿“办套补利率价差暗”岸（covere把d inter拜est rat巴e dif氨ferenti澳al佰），或者称百为哀“扳持有人民币相对傲于

17、美元的超额收胺益率安”伴，用公式表示就坝是： 奥如果鞍考虑绊套利成本，则办可以矮进一步版表示为：凹其中，啊表示人民币利率扒，爱表示美元利率，摆表示人民币相对哀于美元的预期升把值率，柏表示套利成本。挨如果通过上述交笆易有利可图，那啊么班套利者就会参与安这个交易获取无懊风险利润，颁直到百“坝套补利率平价百”坝成立，也就是消百除套利机会。而扳且人民币相对于笆美元的超额收益拜率越高，就越有碍可能吸引更多的矮美元资本参与这叭样的靶交易，阿表现为更大数量背的短期国际岸资本流入，如果百人民币相对于美安元的超额收益率拌持续为正，套利岸机会持续存在，般那么就会有短期扳国际资本的持续扒流入。笆从上述公式我们按也可

18、以看出，影凹响岸短期国际资本流版入的主要因素板是敖利差办和班预期汇率的袄变动。拔就利差而言，啊短期国际资本通扒常由利率低的国办家流向利率高的伴国家百。早期把Ca邦lvo岸，把Leiderm靶an按和稗Reinhar拌t耙（碍1993叭、1994、1癌996）对拉美巴及亚洲国家的研邦究认为利率是驱版动国际资本流动碍的最主要因素。埃Cardoso稗，鞍Go吧ld瓣f矮aj艾n唉(半1997叭）对巴西的研究鞍表明，国际资本板流动的波动很大澳程度上可以被世坝界利率水平的变凹化所解释。爸Kohli般（罢2001把）对印度的研究安也伴发现，1989扒-1992年美芭元利率的下跌和胺当时西方国家经哀济陷入低

19、潮是国隘际资本流入印度蔼的盎主要因素。俺另外，捌Fernand绊ez凹，鞍Montiel埃 霸（扳1995耙）对一些发展中拜国家的翱研究俺，氨Ying隘，皑Kim哎（笆2001颁）皑对韩国以及墨西佰哥的研究叭也都摆支持跋这一笆观点。昂但唉也有鞍一些爸学者持把不同的看法，比扳如岸Hernand肮ez熬，凹Mellado按 埃和巴Valdes 摆（摆2001疤）翱对新兴市场经济般国家的袄研究表明奥，鞍实际利率半对案资本流动的癌影响并不是很爱重要唉。癌国内学者就利差凹对短期资本流动叭的影响也有不同扒的看法白。捌比如，王琦（2吧006）的研究笆认为，当前我国哀的资本流动以长伴期资本为主，在拔短期资本流

20、动受埃限和我国利率市爸场化程度比较低埃的情况下，利差隘对我国国际资本拔流动的作用并不隘显著。刘立达（叭2007）胺的研究表明，短暗期国际资本的流矮入并不能被利率坝差的变化所解释氨，靶利差俺并没有在国际隘资本流动氨中扮演重要角色皑。哎而袄王信（2003邦），拜张谊浩柏，胺裴平颁，芭方先明（200扮7）疤，般陈学彬，余辰俊八，孙婧芳（20案07），王世华白，敖何帆瓣（2007）等艾的研究表明，利把差对短期国际资埃本流动的影响比把较显著。氨就汇率变动而言按，出于套汇动机埃，短期国际资本背通常会向货币持肮续升值或有着很稗强升值预期的国鞍家把涌入绊。Dabos坝，笆Ramon艾对墨西哥的研究拌发现，碍实

21、际汇率水平氨的霸上升对于资本流霸动绊的盎影响拔比较显著。皑Lipschi搬tz,Lane疤,Mourrn跋ouras阿（胺2002按）对跋中东欧转型经济氨国家的研究发现笆，碍资本流入与斑该地区许多国家盎的汇率上升相关拌联，一方面办升值预期触发了哀资本流入，另一八方面资本流入又啊导致汇率的上升隘。爱国内的学者如陈摆学彬，余辰俊和癌孙婧芳（200坝7凹），败王世华，何帆（芭2007）白，哀徐高（2007拔）等的研究也表暗明邦，鞍预期的爱汇率八变动对短期国际捌资本碍流动有着显著的盎影响。伴除了利差、预期摆汇率变动之外，版张谊浩，裴平，芭方先明（200搬7）认为，唉国内资产价格指暗数的变动是短期皑国际

22、资本流入的瓣重要原因。该文盎认为败，近案10 哀年来短期国际资瓣本大规模流入中耙国大陆，不仅仅隘是出于国内外利岸差和人民币升值奥预期所形成的板“敖套利半”氨或伴“袄套汇翱”版诉求，而且还是笆为了获取凹“阿套价袄”白收益，如房地产拌价格差和国有资芭产流失所形成的扒收益。例如扒, 霸短期国际资本大岸规模涌入并聚集爱于房地产业胺, 板通过推动房地产稗资产价格的过度叭上涨氨，叭然后相机脱手获把利即是一种典型傲的套价行为奥；熬又如靶, 懊短期国际资本参拌与国有企业改制叭, 皑以低估价格并购阿国有资产拔, 傲然后以高价出手熬获利也属于套价艾行为坝。皑这种流入中国大半陆的短期国际资挨本是为套取资产跋价格变动

23、的差价艾，其投机行为被扳称为敖“百套价吧”肮。安在经济转型时期把，隘获取瓣“绊套价熬”笆收益可能是短期把国际资本流入中案国大陆的主要动疤机之一。阿为更好地解释短绊期国际资本流入芭及其动机，该文翱对利率平价模型靶进行拓展，疤根据笆柯布-道格拉斯岸生产函数构建了隘基于利率、汇率背和价格的三重套班利模型板，然后利用19扮96-2005敖年之间的季度数安据,从般“碍套利阿”扳、班“碍套汇懊”袄、般“背套价挨”芭这三个角度埃对中国的短期国熬际资本流入及其鞍动机进行了实证巴研究。鞍但是，该文笆仅选取固定资产瓣投唉资价格指数来反澳映国际短期资本哀流入中国大陆进瓣行芭“敖套价碍”碍的价格因素，并袄没有考虑疤金

24、融资产阿比如股票价格的哀变动对短期国际扮资本流动也可能颁产生啊影响奥，事实上，股票疤等金融资产比固啊定资产更具流动拔性，在获利之后氨更容易脱手，埃不能排除疤在证券市场颁上的按“傲套价吧”班也可能是鞍短期国际资本流疤入中国的一个动皑机。扒总的来看，摆国内外相关研究敖成果对解释癌短期翱国际资本流动的按一般规律和社会翱经济效应具有启八示与借鉴意义把。靶特别是国内学者版对板短期捌国际资本流动霸所做的研究有利肮于矮我国资本项目俺更好地盎管理把和百利摆率、翱汇率爸政策的正确制定皑。扒但是傲，碍已有的研究较多扒地集中在挨短期国际资本流澳入的动机挨和影响因素方面翱，柏单方向地考察这熬些因素对短期资柏本流动的作

25、用班，采用的方法主巴要是回归和办协整唉，般然而八，回归和瓣协整败方程所建立的关疤系只是相关关系岸，未必是因果关八系，哀而且熬变量之间也可能稗存在相互影响的拜关系，把例如，爸汇率、利率与短班期国际资本流动般之间建立的相关胺关系很难说是叭因果关系，即使般是因果关系，那懊么到底是利率、吧汇率的变化引起扳了短期国际资本拌流动的变化还是哎短期国际资本流扒动的变化引起了懊汇率和利率的变百化，这需要进一摆步的检验。安另外，在升值预扳期下，到底是股鞍价变动吸引了短熬期板国际隘资本挨流入罢还是安短期国际资本流胺入是股价变动的摆原因，对两者关爱系的研究较多地耙是在理论层面上傲探讨或者猜测，艾还缺乏实证的支拌持。疤

26、 碍综合上述研究成靶果，柏本文选取班预期啊升值率癌变动耙、捌利差埃变动霸、阿短期国际资本流阿入、股价变动这岸四个变量，运用熬向量自回归捌（VAR伴）澳的方法，爸以坝及在此基础上的案Granger隘因果检验等，安考察各变量之间盎的相互关系，鞍其优点是拌用模型中所有内昂生当期变量对它啊们的若干滞后值奥进行回归，进而俺考察全部内生变瓣量之间可能存在翱的相互影响关系霸，阿避免了疤先验地、单方向凹地按去摆分析各因素对短柏期国际资本流动搬的影响班，懊当然，我们的最阿终目的是通过考傲察唉变量之间的相互柏关系，氨去验证巴升值预期是否搬会扮通过办短期国际资本流佰动影响股价的变熬动，如果有，那埃么伴这种影响有多大

27、癌。捌三百、班升值预期、短期邦国际资本流入、翱股价变动关系的扮实证分析按短期国际资本流搬入:般记为隘SCF佰，吧与上文中一致案。利差：氨本文以美元1年矮期LIBOR 背作为美元利率的阿代表，鞍人民币1年期利半率则采用了两个拌指标，一个是央罢行规定的一年期办定期存款利率扮，该利率数据时俺间跨度长，由央败行根据经济形势扮调整，大部分时暗间缺少变动鞍，扳利率拌水平八未能充分反映板市场资金供求状半况。所以本文还叭用了第二个人民耙币利率指标-般人民银行1伴年期央票利率。吧央票利率变化灵百活，更能反映市阿场上的资金供求巴状况，啊但是氨这个序列长度较坝短，仅从200柏3年4月才有数暗据。我们傲用坝人民币1年

28、期定哎期存款利率和佰1年期央票利率扒分别减去癌1年期LIBO肮R美元利率，获拌得两个利差，分班别记为拜IDIFF拌_佰CB耙和IDIFF啊胺_DEPO，在绊下面的计量分析拜中，我们分别考班察两个利差与其暗他变量之间的关艾系，以期获得一碍个更完整的了解矮。升值预期：败我们用人民币无芭本金交割远期外叭汇交易笆(NDF)熬市场板所隐拌含的跋预期巴升值率懊来度量升值绊预期的案强度。矮NDF唉的价格反映了市扳场对人民币癌升值胺的预期，岸通过1年期袄NDF拜远期价格和人民靶币的即期汇率即耙可算出人民币1懊年期的预期升值拌率。其计算公式百如下：奥其中，IMA表埃示隐含升值率，稗S表示奥直接标价法下的百人民币

29、即期汇率伴，叭F笆表示哀直接标价法下的罢NDF盎市场人民币远期暗汇率。股票价格：鞍我们扳用上证暗综合指数皑来奥反映耙国内叭股票半市场熬价格水平搬，当然，在样本扳期内傲A股指数与综合霸指数高度把相关，所以所得背结果差别不大。班上证哎综合指数记为案ZHINDX伴。把我们所能测算的巴短期资本流动的案最高频率数据为半月度数据，所以蔼我们使用月度数拌据进行分析。由哀于人民币升值预八期从2002年颁之后比较显著，靶央票利率从20阿03年4月才开捌始有，而完全使拌用2005年7办月半汇率改革以来疤的胺月度澳数据鞍则太短，因此我按们使用2003矮年5月到200邦7年12月的月扒度数据来分析。阿计算短期国际资般

30、本流动所用到的癌外汇捌储备、进口、出吧口、净挨FDI颁资本流入等数据班都是来自于WI哎ND，计算利差耙所用的办1年期LIBO挨R美元利率和一懊年期定期存款利坝率来自于拔WIND跋，月数据是用当澳月日数据的平均扳来获得，1年期唉央票利率则来自扮于红顶。计算跋预期百升值率绊所用的懊NDF伴数据来自于Bl挨oomberg颁，伴即期汇率翱数据唉来自于美国联邦般储备银行圣路易胺斯分行联邦储备霸经济数据库(F啊ederal 瓣Reserve笆 Econom百ic Data凹)拌，把月数据也是用当败月交易日数据平隘均而成佰。懊上证综合指数数凹据来自于win版d，采用当月交邦易日收盘价指数袄平均而成。计量分析

31、：哀我们的目的是要叭分析哀升值预期是否会胺通过短期资本流艾动影响股价变动按，所以拔利用Eview瓣s伴6皑.O对柏短期资本流动、蔼预期升值率、利盎差、懊股价这四个笆变量进行单位根搬检验、哎基于VAR的拔格兰杰因果检验啊、安脉冲响盎应和方差分解。埃一、碍单位根检验哎 巴我们笆采用扩展的Di傲ck-Full摆er法（ADF俺）对每个时间序板列进行平稳性检鞍验。根据数据图阿形选取适当的带班截距项和趋势项敖的模型，并由E伴views使用摆最小信息准则扮SC(Schw背arz cri拔terion)奥自动确定ADF叭滞后阶数。表背1氨为检验的结果。昂表1.各变量的凹单位根检验稗变量巴检验形式霸统计值啊5

32、%临界值白是否平稳肮SCF俺(c,0,0)稗-4.98扳-2.92靶是皑IDIFF_C扮B叭(c,t,0阿)碍1.碍45皑-3艾.氨49鞍否奥D(IDIFF佰_CB)拜(c,t,0)办-4.69昂-3.50版是扳IDIFF案伴_DEPO安(c,t,2)把1.佰70八-3.50搬否凹D(IDIFF疤胺_DEPO)傲(c,t,0)败 班-4.61拜-3.50把是胺IMA氨(c,t,1)爱-2.83安-3.50摆否瓣D(IMA)百(0,0,0)凹-5.50伴-1.95傲是摆ZHINDX盎(c,t,3)拔1.43凹-3.50斑否搬D(爸ZHINDX柏)袄(c,t,2)半-4.87半-3.50把是氨注：

33、检验形式(罢c,t,n),绊c和t表示带有霸常数项和趋势项叭,n表示所采用靶的滞后阶数瓣,D叭为差分算子。安检验办结果表明，笆除了短期资本流般动SCF为平稳颁序列外吧（陈学斌（20俺07）阿，伴徐高（2007瓣）计算得出的短拌期资本流动用单哎位根检验发现都柏是平稳序列），百其它变量搬在水平层面上都扒是非平稳的，而巴在哀一阶差分层面上敖是平稳的，也就哎是说其他几个岸变量都是一阶单哎整的巴，即I（1）过矮程。巴我们将非平稳序爱列邦利差、预期升值安率、股价凹取差分，化成平颁稳序列，分别计癌为：肮DIDIFF_唉CB、敖DIDIFF绊哎_DEPO、D岸IMA、D笆ZHINDX唉。安 罢二、肮VAR奥模

34、型和碍Granger叭因果检验靶 为了考摆察各平稳序列之昂间的相互关系，芭我们对其建立邦VAR昂模型并在此基础半上进行爱Granger傲因果检验。阿VAR罢模型同等暗对待经济系统的按所有变量，避免斑人为区分哪些变绊量是内生或外生邦的问题，颁Granger靶因果检验则用来白检验靶变量间是否存在半因果关系捌，熬而不仅仅是盎简单的凹相关关系蔼。 霸 败根据利差选取的伴不同，我们分两袄组变量加以考察八，一组是：SC坝F、DIDIF巴F_CB、DI埃MA、D熬ZHINDX捌；另一组变量为疤：敖SCF隘、耙DIDIFF伴败_DEPO瓣、DIMA、D颁ZHINDX扮。板在建立颁VAR芭模型的时候斑，敖滞后阶

35、数背p把的确定至关重要隘，如果滞后阶数邦p盎选得胺太拌小，巴误差项的自相关八会很严重；而如哎果氨选得太大，则会伴导致自由度减少百，伴影响参数估计量稗的有效性。为此凹，我们综合板VAR模型的L霸R值、啊FPE扮 矮值、拌AIC值、SC摆值艾、阿HQ艾值般来确定绊最优柏滞后阶数。检验佰结果表明，板对于这两组变量板所罢分别耙建立的昂VAR模型昂，邦除了奥AIC爸准熬则外敖其余白的四个准则都建暗议滞后拌阶数取1，因此拜，瓣我们将这两个模扮型的滞后阶数取拜为扳1靶。搬建立的巴VAR模型唉如下，艾括号内为t检验氨统计值班。班对于第一组变量疤SCF、DID皑IFF_CB、稗DIMA、D拌ZHINDX癌，建立

36、的办VAR模型埃为：佰S罢CF=挨0.34451班2挨懊SCF靶 哀（疤-1奥）肮-86.533伴16奥阿DIDIFF_爱CB（-1）+版 拔3832.68背9办背DIMA（-1伴）+芭0.03880啊2瓣 唉 败 办（傲2.76095耙） 隘 （疤-1.7211安6搬）熬 拜 澳 （哀2.20446爸）版 瓣 （敖0.65539斑）傲把D吧ZHINDX霸（-1）+ 坝26.4133矮0埃 凹（肮1.71785埃） 捌DIDIFF_隘CB=-澳0.00049敖6板哀SCF皑 哎（按-1摆）班+拌0.42390蔼6埃耙DIDIFF_蔼CB（-1）+百4.37143盎4败佰DIMA（-1哎）+唉

37、肮 奥（艾-1.5788哎6岸） 岸 （奥3.35068百） 碍 把 坝 蔼（佰0.99919胺）案 蔼0.0001爱30坝瓣D稗Z叭HINDX捌（-1）-氨0.00483捌0稗 （板0.87472蔼） 拔 挨 （败-0.1248奥4疤） 跋 版 背DIMA=拔-4.17E-坝06八傲SCF办 扮（霸-1靶）埃+佰0.00919搬5拔败DIDIFF_耙CB（-1）+颁0.1837靶02伴绊DIMA（-1皑）柏-5.68E-坝07啊哎 摆 （熬-0.4363八5斑） 昂 颁 笆（熬2.39008吧） 般 哎 八 疤 阿（捌1.38088俺）吧 背 碍（巴-0.1253佰8盎）艾D癌ZHINDX扳

38、（-1）+笆0.00172颁8坝 懊 矮 盎（百1.46909把）颁D安ZHINDX疤=奥0.53753笆0矮拜SCF绊 (-1)鞍+岸156.482巴7岸翱DIDIFF_盎CB（-1）把-1313.9败75袄敖DIMA（-1熬）+蔼 阿 艾（氨1.99524耙） 傲 （安1.44159肮）板 皑 傲 爱 （坝-0.3500百5爸）把 耙 埃 霸0.36838斑7碍皑D艾ZHINDX澳（-1）+百17.408癌24蔼 白 爸 败（啊2.88194傲）岸 癌 碍 隘 耙（绊0.52439唉）巴 背对于第二组变量巴SCF、凹DIDIFF稗哎_DEPO按、DIMA、D傲ZHINDX案，建立的瓣VAR

39、模型澳为：邦S懊CF=凹0.3568翱90鞍氨SCF矮 癌（碍-1爸）捌-97.035懊00癌唉DIDIFF唉扮_DEPO澳+笆3947.5版11袄叭DIMA澳（案-1叭）耙 稗 肮 扒(笆2.83412版)把 百 版(蔼-1.2960邦2叭)安 板 佰 伴 白 颁(笆2.17697岸)把 敖+矮0.06069霸4半皑D摆ZHINDX扳（-1）扒+盎24.6576哎7靶 颁 鞍(碍0.93227笆)般 埃 版 (俺1.54328芭)板 碍 扒DIDIFF背熬_DEPO 按=阿-0.0001绊44熬艾SCF皑 安（斑-1扳）+办0.55908阿7埃瓣DIDIFF瓣搬_DEPO巴（哀-1百）+白0

40、.1050暗23叭懊DIMA斑（凹-1芭）霸 懊 翱 (澳-0.6638霸7半) 捌 (埃4.32908佰) 氨 奥 耙 (稗0.03358霸)芭 败 绊熬+柏9.54E-0版5阿般D肮ZHINDX八（-1）挨-0.0093靶15笆 翱 半 案 (哎0.84921鞍) 岸 蔼 鞍 (拜-0.3379翱8皑)哀DIMA=半-5.35E-胺06澳芭SCF暗 唉（拜-1捌）+碍0.01184唉3柏绊DIDIFF熬般_DEPO扒（霸-1般）+凹0.15988爱4阿疤DIMA背（隘-1摆）颁 芭 (般-0.5548蔼3搬) 霸 霸(俺2.06534跋) 俺 癌 昂(澳1.15129爱)摆 蔼 哎-3.4

41、3E-叭06班阿D暗ZHINDX绊（-1）癌+蔼0.00200阿1笆 颁 芭 (哎-0.6888拌3胺) 瓣 爸 (安1.63502胺)摆 绊D啊Z案HINDX吧=背0.52588暗5办熬SCF哎 白（肮-1盎）+盎301.550俺7疤拌DIDIFF啊肮_DEPO半（扮-1昂）百-2477.4把94扮傲DIMA摆（埃-1摆）靶 捌 肮 (霸1.98905哀) 白 袄 (背1.91830班) 啊 啊 (斑-0.6507安5八)拜 捌 袄 熬0.2843跋37半靶D澳ZHINDX爸（-1翱）+百27.6372搬9癌 吧 摆 凹 (跋2.08017佰)靶 跋 拌 (摆0.82387拜)挨下面我们给出

42、基叭于斑VAR罢模型的安Granger埃因果关系检验结八果。在下靶表中，对右方傲变量各自的全部耙滞后期前系数的靶Ward矮联合笆检验结果可以表昂明该变量伴是否斑会隘影响艾左侧变量凹。扮表中给出了败Ward挨检验零假设的伴安随概率P值霸，半零假设按为变量各自的滞佰后期前系数全部扮为零啊。氨 瓣对于第一组变量扒，百基于案VAR翱模型的暗Granger扮因果关系检验拔如下：巴 胺 板原因鞍结果安SCF搬DIDIFF_把CB芭DIMA胺D佰ZHINDX懊SCF矮0.0852艾0.0275巴0.5122癌DIDIFF_稗CB碍0.1144邦0.3177扒0.381拔7案DIMA昂0.6626版0.016

43、8鞍0.9002瓣D按ZHINDX败0.0460霸0.1494唉0.7263 把对于第二组变量傲，跋基于霸VAR盎模型的敖Granger案因果关系检验罢如下：扳 傲 靶原因罢结果罢SCF笆 DIDIF罢F版盎_DEPO柏DIMA八D皑ZHINDX澳SCF爸0.1950懊0.0295拌0.3512安DIDIFF鞍澳_DEPO伴0.5068拔0.9732霸0.3958傲DIMA熬0.5790芭0.0389肮0.4909敖D袄ZHIN疤DX办0.0467案0.0551板0.5152敖从上面的两张表败中我们可以看出扳，无论是第一组爸变量还是第二组蔼变量，基于VA把R模型的Gra把nger因果检半验都表

44、明半，哀升值预期暗的变动肮是短期国际资本捌流动的Gran昂ger翱原因懊，P值分别为唉0.0275扮和拜0.0295皑，我们这里暗含啊的关系是一定时爱点上滞留在中国背境内的短期国际摆资本总量与一定颁的预期升值率相岸关，而短期国际阿资本总量的变化百，即短期国际资敖本的净流入与预袄期升值率的癌变动皑相关，败在这里，预期升芭值率的变动是短氨期国际资本净流胺入的原因罢，升值预期确实癌影响到了短期国疤际资本流动。傲无论是第一组变皑量还是第二组变奥量，基于VAR澳模型的Gran埃ger因果检验般都表明澳，背短期国际资本流扮动拌是股价变动的G安ranger原埃因，P值分别为霸0.0460般和昂0.0467跋

45、。扒预期升值率的变盎动并不是股价变坝动的Grang懊er原因，P值翱分别为隘0.7263安和蔼0.5152肮，也就是说升值鞍预期并没有直接胺对股价变动产生叭影响。奥 坝上面的结果班表明，升值预期哎通过背影响胺短期氨国际资本拔流动，拌从而拜对佰股价拌的岸变动半产生了影响。尽敖管我国存在着资百本管制，证券市啊场对外资的开放爸程皑度有限，但是，佰在升值预期下，按出于安“稗套汇矮”柏动机的板短期碍国际资本澳通过各种合法或挨者非法的渠道进懊入我国，对证券捌市场的价格变动颁产生了冲击。把当升值预期强烈坝时，芭短期拜国际资本案大量流入，当预敖期逆转或者获利芭回流时，又大肆佰流出，如此大进耙大出，容易造成板资

46、产价格的暴涨哀暴跌。我国20矮05年碍汇率改革之后，昂股票价格急剧上拜升，2008年柏之后又大幅下跌扒，这跟靶短期拔国际资本班流动及其带来的按“扮示范效应隘”碍恐怕不无关系。笆从利差唉变动岸和摆短期奥国际资本扮流动的关系来看疤，两组变量所显敖示的关系有所不扮同。在第一组变癌量中，瓣利差是由爸1年期俺央票利率和美元拌LIBOR叭计算获得，叭利差变动是案短期袄国际资本奥流动的背Granger癌原因，P值唉为傲0.0852捌，懊说明短期国际资半本确实具有傲“拌套利昂”氨动机，市场利率柏变动会影响短期邦国际资本流动。阿短期国际资本流罢动比较微弱地是班利差变动的原因皑，靶P值把为胺0.1144拔，这爱可

47、能爱是因为，一方面按，在汇率安相对百缺乏弹性的情况鞍下，短期国际资坝本的盎大量办流入会造成国内挨基础货币乃至货傲币供给的变动，百使得国内市场利胺率水平趋于下降熬，傲另一方面，央行昂不断的冲消操作碍和收缩流动性的版措施又容易造成凹市场利率的上升柏，这两种效应相芭互抵消，所以使百得短期国际资本八流动对市场利率矮变动盎有影响，但是影坝响不是很版显著。版央票利率市场化俺程度较高，芭而一年期八定期存款利率主百要由央行根据经癌济形势规定，缺柏少变动，熬利率水平吧未能充分反映袄市场资金供求状拔况。因此凹，在斑第二组变量霸中，由版一年期定期存款把利率和板美元LIBOR凹利率计算获得的埃利差与耙短期国际资本流扮

48、动八之间，并没有显埃示出疤Granger矮原因关系，盎P值分别为袄0.1950胺和八0.5068白。拌从利差变动和股艾价变动的关系来昂看，两组变量都安显示扒，啊股价的变动并不八是利差变动的G白ranger原把因，P值分别为捌0.3817挨和哎0.3958碍。袄在第一组变量中白，利差变动败不是股价变动的扮Granger傲原因，P值为俺0.1494啊，可能的原因是肮，市场利率的变耙动通过预期对股扒价产生的效应在爱月度数据中已经奥丧失，需要更高八频率的数据才能败反映出来，也有敖可能是因为案市场利率的提高摆会吸引短期国际案资本的进入，对白股价起推动作用拌，投资者也会对八此产生预期，利背率提高澳本来稗对

49、股市产生的负皑面效应袄被矮抵消坝，熬而且疤在牛市的时候盎投资者相信鞍股价柏会进一步上涨，笆对市场利率的反笆应并不敏感敖，绊因此市场利率的肮变动对股价变动跋的影响不是很显哎著。在第二组变凹量中，懊利差变动是股价扮变动的Gran跋ger原因，P癌值为肮0.0551版，可能的原因是艾相比央票利率所隘代表的市场利率哎而言，一年期定爱期存款利率更直搬接地影响到了储俺蓄拜，储蓄变动对股白价变动伴产生了影响，哎关于储蓄分流对百股价变动的影响氨，在啊下一章中案我们凹会有所佰提及。耙从柏利差变动和哀预期升值率肮的变动来看，蔼两组变量都显示版，巴预期升值率傲的变动摆并不是利差变动凹的般Granger鞍原因，哎P值

50、分别为佰0.3177扳和把0.9732癌。扳而利差变动是霸预期升值率颁变动的熬Granger靶原因败，埃P值分别为氨0.0168邦和扮0.0389坝。哎既然利差变动会伴对升值预期产生颁影响，阿那么胺无论是人民币利邦率上升还是美元拜利率的下降，背都有可能加重升罢值预期。反过来跋，我们可以采取案下调本币利率的敖策略，弱化懊市场的升值预期扮。皑遗憾的是唉，把两组变量稗中，我们都没有瓣发现股价变动是傲短期国际资本流凹动的皑Granger板原因，跋P值分别为安0.5122败和熬0.3512俺。为了验证短期矮国际资搬本流动在证券市佰场上是否具有阿“芭套价肮”凹动机，我们再败做碍了巴进一步的尝试，拔我们坝取

51、哀股价爱月度按变动率而不是差办分的形式，股价昂月度变动率以本扳月指数与上月指班数之差，耙再除以上月指数艾来表示，爸记为瓣R懊ZHINDX般，芭表示收益率颁，单位根检验表爱明，它同样是平哀稳序列爱。这时的两组变碍量分别为肮：皑SCF、DID敖IFF_CB、办DIMA、班R澳ZHINDX挨 和澳SCF、DID安IFF摆按_DEPO、D佰IMA、疤R氨ZHINDX稗，我们同样对其版建立氨VAR岸模型并进行办Granger败因果检验翱，唉但是捌两组变量的结果跋依然表明皑，耙股价变动率不是鞍短期国际资本流唉动的拌Granger八原因，哀P值分别为背0.拌3142癌和稗0.傲2451办。熬不得不承认，我笆

52、们的做法仍有缺拌陷，如果用唉预期的股价指数氨变动率或者预期板的股价指数变动癌率的差分来验证佰短期国际资本流拜动在证券市场上疤的耙“拌套价熬”袄动机可能更为合暗适。哀但是，预期的股唉价指数和岸预期的股价指数皑的变动率在国内叭相关远期、期货肮产品出来之盎前，难以有一个盎很好的度量，所敖以本文没有就此蔼问题进一步探讨霸下去，而且这也皑不是本文扳所要研究的重点邦。尽管如此，吧如果将短期国际癌资本流入也取成般月度变动率的形爸式，按计为R靶SCF,然后对笆两组变量埃R扳SCF、DID霸IFF_CB、碍DIMA、绊R拌ZHINDX奥和办R疤SCF、DID隘IFF疤耙_DEPO、D伴IMA、邦R傲ZHINDX

53、氨，分别建立VA耙R模型并进行G哀ranger因氨果检验，绊我们哎还是半发现，扮股价变动率是颁短期国际资本流阿入唉变动率的霸Granger隘原因，P值分别吧为隘0.皑0323和瓣0.埃0387爱，但是这里取哎的是捌短期国际资本流捌入百的变动率序列而跋不再是原序列，吧所以严格地来说肮，也翱不案能阿认为这已证实了叭短期国际资本流癌动在证券市场上拌的耙“柏套价把”阿动机拜。爱 奥三、皑脉冲响应函数蔼脉冲响应函数可柏以用来衡量来自搬随机扰动项的一啊个标准差冲击对八内生变量即期和扳远期取值的影响盎。在VAR阿模型中，靶通过变量之佰间的动态结构，芭对以后的各变量岸将产生一系列连斑锁变动效应，疤将VAR模型

54、改叭写成向量移动平摆均模型(VMA把)：伴其中，办=（凹）为系数矩阵，暗俺，则对案的脉冲引起的般响应函数为扮，按， 罢哀。本文采用Pe半saran和S斑hin于199柏8年提出的广义罢脉冲响应函数进搬行分析，从而避碍免了以往研究中哀经常采用的Ch佰olesky分靶解技术存在的对挨冲击识别的任意暗性和结果对变量拌排序的依赖八。班下面我们画出了岸两组变量的基于八VAR巴模型的把脉冲响应阿图。隘第一组变量八SCF、DID叭IFF_CB、唉DIMA、D癌ZHINDX傲的脉冲响应图：半第二组变量败SCF、DID把IFF绊袄_DEPO、D奥IMA邦、阿D熬ZHINDX般的脉冲响应图：八由于这两组变量爱的背

55、脉冲响应图差别阿不是很大，所以盎我们仅以第一组半变量鞍的脉冲响应图颁为例芭来分析说明问题笆。在第一组变量碍中，霸利差是由央票利拔率和美元LIB罢OR计算获得，瓣央票利率代表国罢内市场利率。敖从第一组变量的叭脉冲响应函数来俺看，盎变量坝DIMA把一个单位的正向跋标准差冲击会使按得碍SCF白即刻上升，版并在第二期达到坝最大，之后随着办时间的推移，冲哀击效应逐渐下降爱为零凹。熬这表明，颁预期升值率变化搬的上升对短期国肮际资本流入扳具有正向效应。吧当前一个傲月预期升值捌率给定，那么预疤期升值率变化的澳上升就由百本月预期升值率跋上升暗所致，这会增加阿短期国际资本流版入。搬变量SCF癌一个单位的正向啊标准

56、差冲击对阿D颁ZHINDX鞍有一个短暂的负罢面效应，但随即八消失并变为正面埃效应，在第二期半股价变动便上升爱到最大值，靶之后冲击效应逐搬渐减弱，在第六啊期已基本下降为霸零。在整个期限氨内，冲击效应主盎要为正。这表明矮，爱短期国际资本流隘入会增加翱股价的变动氨值，当前一个月安股价给定，那么碍股价变动的上升敖就由本月股价上办升所致，这意味笆着短期国际资本扮流入会推动股价搬上升阿。盎来自耙SCF吧一个单位的正向耙标准差冲击办对熬DIDIFF_拌CB具有负向效阿应，在第二期影吧响最大，之后逐白渐减弱为零。按这表明，佰短期国际资本流板入啊对利差变化具有背负向效应，短期奥国际资本流入影盎响了国内伴货币供给

57、，使国叭内市场利率走低班，碍当给定美元利率拌、前期的本币利按率时，利差变化氨值也随之下降。爸来自绊DIDIFF_胺CB案一个单位的正向哀标准差冲击爱对把DIMA具有正袄向效应，在第二罢期预期升值率的摆变化上升到最大百，笆之后逐渐下降为邦零。这表明，利岸差变动对预期升半值率的变动具有爱正向影响，当袄给定癌美元利率、碍前期凹的皑本币昂利率、预期升值俺率时，本期利率胺越是上升，升值邦预期越会加强。傲 霸另外，从图中来昂看啊，白股价变动对安短期国际资本流搬入的冲击效应、佰股价变动对拔预期升值率变动把的冲击效应、柏短期国际资本流隘入对艾预期升值率变动耙的冲击效应癌、预期升值率变般动对利差变动按的佰冲击效

58、应等都哀不太显著，凹说明前者对后者败的影响可能不大般。四、方差分解霸方差分解是将系埃统的预测均方误叭差分解成系统中百各变量冲击所做按的贡献，可以将柏任意一个内生变盎量的预测均方误捌差分解成系统中氨各变量的随机冲绊击所做的贡献，八计算出每一个变俺量冲击的相对重暗要性。通过比较坝不同变量贡献百暗分比的大小，可背以估计出各变量白效应的大小。同盎时，根据贡献百碍分比随时间的变阿化，可以确定一蔼个变量对另一个办变量的作用时滞俺。考察VAR系罢统中任意一个内翱生变量的预测均埃方误差的分解：绊因此，均方误差哀MSE为：伴其中，办为非奇异的下三摆角矩阵，上式表班示懊第俺j个正交化冲击氨对s步预测均方办误差的贡

59、献之和盎，得到的方差分昂解模型为：懊其中，安是脉冲响应函数矮，傲是第j个变量的傲标准差，跋表示第j个变量拔对第i个变量的安方差贡献率。靶下面我们分别给矮出了两组变量的斑基于肮VAR傲模型的唉方差分解熬结果。哎第一组变量挨SCF、DID案IFF_CB、鞍DIMA、D爱ZHINDX爸的斑方差分解八结果傲：啊SCF般方差分解结果：爱Period袄S.E.艾SCF靶DIDIFF_版CB捌DIMA扒DZHINDX俺1澳92.7890扮6胺100.000耙0半0.00000捌0坝0.00000颁0案0.00000懊0班2笆103.881摆3扒89.1536摆6背3.71947半4鞍6.57679澳9稗0.

60、55006凹7扒3拔105.814案3俺88.0696傲4哎3.88696熬0巴7.44216八2绊0.60123案7百4阿106.195背0阿87.8273矮6扮3.89046矮2芭7.66554吧4办0.61662拌9唉5巴106.265碍0懊87.7779盎1鞍3.88580拌4艾7.71490版9艾0.62137岸7澳6艾106.278傲0版87.7662哎3拔3.88546俺9皑7.72530斑4背0.62299版7扳7八106.280啊7敖87.7628柏7板3.88626伴6爸7.72730巴0板0.62356版2笆8傲106.281安4拌87.7617般2艾3.88688瓣9爸