基于長(zhǎng)短期的利率調(diào)整與股票價(jià)格關(guān)系分析

周 銳

(山東理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 淄博 255000)

一、引言

近年來(lái)，金融市場(chǎng)在全球的影響力日益上升，隨著其規(guī)模日益增大，金融風(fēng)險(xiǎn)也隨之增加。2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，各個(gè)國(guó)家的實(shí)體經(jīng)濟(jì)與金融體系都受到了一定程度沖擊。為應(yīng)對(duì)此次危機(jī)，各國(guó)都采用利率杠桿進(jìn)行宏觀調(diào)控。自2009年至2016年，雖然美國(guó)經(jīng)濟(jì)依舊走在各國(guó)經(jīng)濟(jì)的前端，但長(zhǎng)時(shí)間寬松的貨幣政策并未使其經(jīng)濟(jì)得到有效復(fù)蘇。2017年后美聯(lián)儲(chǔ)開(kāi)始加速提息，同時(shí)進(jìn)行縮表操作，這些舉措加強(qiáng)了美國(guó)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生增長(zhǎng)動(dòng)力，使得消費(fèi)引擎更加穩(wěn)健。自此，美國(guó)先于全球其他經(jīng)濟(jì)體告別貨幣幻覺(jué)，逐步轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。

利率對(duì)于我國(guó)股市是否也存在如此顯著的影響？對(duì)此，本文使用中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了利率變動(dòng)對(duì)股票價(jià)格指數(shù)以及指數(shù)波動(dòng)的具體影響。一方面可以在一定程度上使投資者更好地了解利率對(duì)股票價(jià)格的影響程度，使投資者高效預(yù)測(cè)股價(jià)變化趨勢(shì)，有利于投資者對(duì)股票市場(chǎng)的部分風(fēng)險(xiǎn)采取規(guī)避措施，從而對(duì)資產(chǎn)進(jìn)行合理配置，最大限度減少損失；另一方面，可以促進(jìn)相關(guān)部門(mén)根據(jù)利率和股票指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行金融市場(chǎng)的宏觀調(diào)控。

二、利率變動(dòng)影響股票價(jià)格的機(jī)制

利率變動(dòng)主要通過(guò)上市公司和股票投資者的傳導(dǎo)作用兩種渠道實(shí)現(xiàn)對(duì)股票價(jià)格的影響[1]331-351。

(一)利率變動(dòng)通過(guò)上市公司影響股票價(jià)格

利率變化會(huì)影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境，改變企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成本，使企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)發(fā)生變化，進(jìn)而引起企業(yè)資本價(jià)值變動(dòng)，影響投資者預(yù)期，最終使企業(yè)股價(jià)產(chǎn)生波動(dòng)，具體傳導(dǎo)途徑如下。

利率變化會(huì)導(dǎo)致社會(huì)總供求改變，直接影響企業(yè)外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境，進(jìn)而引致企業(yè)的成本和利潤(rùn)變動(dòng)。貨幣資金的價(jià)格由利率決定，企業(yè)融資成本隨利率的變化而改變[2]325-342。另外，利息也影響居民的收益和消費(fèi)活動(dòng)。如果利率水平下降，居民在當(dāng)下消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本降低，從而增加現(xiàn)期消費(fèi)，這將在很大程度上刺激有效需求增加，使企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況明顯好轉(zhuǎn)，最終促使股票價(jià)格不斷提高。利率下降雖然會(huì)有效促進(jìn)需求提升，但其效果也會(huì)被其他相關(guān)因素所影響。

首先，諸多宏觀因素都會(huì)影響利率下調(diào)對(duì)有效需求的正向影響。如貨幣供應(yīng)量、利率水平以及通貨膨脹率等[3]415-431。其次，除了利率變化會(huì)影響投資者預(yù)期收益率外，很多個(gè)人主觀因素、外在宏觀條件都會(huì)影響投資者預(yù)期。最后，人們的邊際消費(fèi)傾向受到其對(duì)未來(lái)預(yù)期的影響，如果消費(fèi)者在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)都認(rèn)為未來(lái)的收益率會(huì)下降，而此時(shí)利率下降將導(dǎo)致消費(fèi)者進(jìn)行資金儲(chǔ)存。即邊際儲(chǔ)蓄傾向上升，而邊際消費(fèi)傾向在不斷下降，最終導(dǎo)致利率下降無(wú)法在很大程度上刺激消費(fèi)者的消費(fèi)需求。

銀行利率的變化在一定程度上能夠?qū)ζ髽I(yè)的經(jīng)營(yíng)管理、營(yíng)利收益情況產(chǎn)生直接影響[4]177-181。從狹義角度來(lái)講，短期內(nèi)銀行利率的降低能夠在一定程度上降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，企業(yè)融資的壓力減少，能夠增加企業(yè)的現(xiàn)金流，從而提高收益，有利于股份公司股票價(jià)格的正向運(yùn)動(dòng)。從宏觀角度看，銀行利率是一定時(shí)期國(guó)家經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、貨幣政策和產(chǎn)業(yè)政策的體現(xiàn)。銀行利率下降可能預(yù)示著經(jīng)濟(jì)的下行或者是國(guó)內(nèi)通貨膨脹，這在一定程度上不利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)作，可能會(huì)增加企業(yè)業(yè)務(wù)調(diào)整、市場(chǎng)拓展的壓力，并不必然使企業(yè)利潤(rùn)增加。綜合考慮，銀行利率下降并不當(dāng)然對(duì)實(shí)體企業(yè)有利。

(二)投資者受到利率變化影響從而致使股價(jià)出現(xiàn)變動(dòng)

銀行利率的調(diào)整對(duì)證券市場(chǎng)相關(guān)股票價(jià)格的波動(dòng)具有復(fù)雜的傳導(dǎo)過(guò)程。首先銀行存款利率變化會(huì)引起投資者投資理財(cái)產(chǎn)品組合發(fā)生改變，由于利率變化，銀行存款業(yè)務(wù)可能會(huì)發(fā)生量的調(diào)整，從而進(jìn)一步影響證券市場(chǎng)的股票持有量，證券市場(chǎng)需求量的變化會(huì)引起股價(jià)波動(dòng)。

如果利率調(diào)整比公眾預(yù)期的大，就會(huì)發(fā)生一系列的傳導(dǎo)效果。利率下降幅度較大，勢(shì)必導(dǎo)致一部分投資者對(duì)未來(lái)利率的調(diào)整具有一個(gè)良好預(yù)期。因此，他們就會(huì)趁機(jī)拋售股票，獲得流動(dòng)性強(qiáng)的現(xiàn)金，從而為未來(lái)股票市場(chǎng)價(jià)格看漲時(shí)大量購(gòu)入股票進(jìn)行投資奠定基礎(chǔ)。在他們拋售行為的推動(dòng)下，證券市場(chǎng)的股票價(jià)格就會(huì)下跌[5]3-28。但是如果一部分投資者對(duì)未來(lái)利率的變化沒(méi)有一個(gè)較高預(yù)期，他們就會(huì)趁機(jī)購(gòu)入股票，從而應(yīng)對(duì)未來(lái)更低的銀行利率狀況，這時(shí)利率調(diào)整如果符合投資者的預(yù)期，證券市場(chǎng)的股票價(jià)格就不會(huì)有較大規(guī)模的波動(dòng)。

三、利率調(diào)整對(duì)股指影響的實(shí)證

(一)指標(biāo)選取

1.短期變量選擇

本文主要的研究目的是探究銀行利率變化對(duì)股市價(jià)格變動(dòng)的影響，因此，美聯(lián)儲(chǔ)的利率變化情況和股市中的股票價(jià)格指數(shù)是本研究參考的主要數(shù)據(jù)。盡管我們分析了利率變化對(duì)股票價(jià)格影響的幅度以及后一天的股票價(jià)格變動(dòng)平均值問(wèn)題，但是，上述結(jié)論只是對(duì)研究數(shù)據(jù)的補(bǔ)充，不牽涉影響股票價(jià)格變動(dòng)的其他因素。

2.長(zhǎng)期變量選擇

長(zhǎng)期變量選擇的研究需要借助的標(biāo)本是銀行中的一年期利率的相關(guān)變化情況，這一選擇的基點(diǎn)是在實(shí)踐中銀行的存款多數(shù)以一年期存款為主，金融機(jī)構(gòu)的一年期利率具有指導(dǎo)意義。另外，從數(shù)據(jù)研究來(lái)看，一年期年利率可以通過(guò)數(shù)學(xué)方法計(jì)算出三月期和六月期。

(二)數(shù)據(jù)處理

1.對(duì)短期數(shù)據(jù)的處理

首先對(duì)每次利率調(diào)整前后8個(gè)交易日的每日收盤(pán)價(jià)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到有關(guān)利率調(diào)整的消息發(fā)布前7個(gè)交易日、當(dāng)天以及之后8個(gè)交易日的股票價(jià)格收益率。根據(jù)Rt=LNPt-LNPt-1算得每個(gè)利率調(diào)整消息發(fā)布前7個(gè)交易日、當(dāng)天以及之后8個(gè)交易日經(jīng)對(duì)數(shù)化處理的股票價(jià)格指數(shù)收益率，然后算得每個(gè)收益率的算術(shù)平均值，從中觀察經(jīng)過(guò)調(diào)整后股指收益率的變動(dòng)幅度及方向；進(jìn)而檢驗(yàn)經(jīng)利率調(diào)整后的股價(jià)變動(dòng)方向與理論是否一致，其變動(dòng)幅度與理論有何差別。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，如果利率發(fā)生調(diào)整的日期是節(jié)假日，則以節(jié)假日之后第一個(gè)交易日的開(kāi)盤(pán)價(jià)作為利率調(diào)整當(dāng)日的股票價(jià)格。

2.對(duì)長(zhǎng)期數(shù)據(jù)的處理

首先對(duì)利率和股票價(jià)格的每日收盤(pán)價(jià)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。算得從t期至t+1期的利率變化幅度。然后再算得從t期至t+1期每個(gè)交易日收盤(pán)價(jià)的平均值。最后得出經(jīng)對(duì)數(shù)化處理的股票平均價(jià)格變化率。

(三)短期影響分析

1.模型建立

建立數(shù)學(xué)模型對(duì)本文探討的問(wèn)題進(jìn)行分析，需要確定數(shù)據(jù)之間的變化關(guān)系。為了探討金融機(jī)構(gòu)利率變化對(duì)證券市場(chǎng)中股票價(jià)格的影響，需要選定一個(gè)數(shù)據(jù)作為基準(zhǔn)，根據(jù)上述分析，基準(zhǔn)量選用銀行利率調(diào)整后的任意一天股票價(jià)格波動(dòng)幅度。由于銀行利率調(diào)整是一個(gè)較為重要的時(shí)間點(diǎn)，除去其他因素的影響，利率變動(dòng)前七天到前四天的數(shù)據(jù)最具參考價(jià)值，以這一時(shí)期利率的變動(dòng)幅度為自變量，可以得出經(jīng)過(guò)回歸測(cè)試的回歸方程模型。

(1)

在這一模型當(dāng)中，ΔIi代表的是銀行利率調(diào)整后從股價(jià)變化中所得出的股價(jià)收益率的對(duì)數(shù)結(jié)果，exm是利率調(diào)整前7個(gè)交易日到前4個(gè)交易日的股票價(jià)格指數(shù)日收益率的平均數(shù)，ΔIi為利率調(diào)整幅度，εi為其他對(duì)股票價(jià)格指數(shù)變化產(chǎn)生作用的因素。

2.短時(shí)間的影響模型檢查

根據(jù)上述的回歸分析結(jié)果，我們可以對(duì)通過(guò)長(zhǎng)期數(shù)據(jù)獲取的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)和通過(guò)短期數(shù)據(jù)截取的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸方程計(jì)算分析，其中短期數(shù)據(jù)代入分別為作為因變量的利率調(diào)整前3個(gè)交易日到后8個(gè)交易日股票價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)幅度，作為自變量的利率調(diào)整幅度和經(jīng)過(guò)利率調(diào)整前7個(gè)交易日到前4個(gè)交易日股指日平均收益率exm，將數(shù)據(jù)分組對(duì)應(yīng)，利用Eviews10.1根據(jù)模型(1)進(jìn)行計(jì)算以及回歸分析，得到14個(gè)回歸方程的顯著性數(shù)據(jù)，如表1所示：

表1 回歸方程檢驗(yàn)結(jié)果

R-2D-WF-stasProb-FProbi00.06151.7789980.4915590.6211880.3423i10.02251.5623150.1732860.8425590.5682i20.47901.7871456.89677080.0075160.0273i30.89022.16536111.356350.0006930.0007i40.82132.155769.912860.0009060.0005i50.03921.8066890.3061130.7407950.8198i60.11071.9974870.9343550.4145440.6845i70.151611.6155441.3409090.2912280.1522i80.316371.8880883.470310.0577190.0394

通過(guò)對(duì)相關(guān)回歸方程的回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性研究，可以得知：利率調(diào)整后的第三個(gè)交易日和第四個(gè)交易日的擬合優(yōu)度分別為0.8902和0.8214，表明模型總體擬合效果較好。第三個(gè)交易日和第四個(gè)交易日的F-檢驗(yàn)概率都接近0，分別為0.000693和0.000906，表明方程顯著性較好。第三個(gè)交易日利率調(diào)整幅度Δi參數(shù)估計(jì)值的顯著性水平為0.0007，顯著水平較好，表示利率的變動(dòng)對(duì)調(diào)整后第三個(gè)交易日股票價(jià)格的影響較強(qiáng)。第四個(gè)交易日利率調(diào)整幅度參數(shù)的顯著水平為0.0005，回歸系數(shù)的顯著性較強(qiáng)，說(shuō)明利率調(diào)整后第四個(gè)交易日股票價(jià)格受利率的影響同樣比較明顯?；貧w結(jié)果顯示，利率調(diào)整后第三個(gè)交易日和調(diào)整后第四個(gè)交易日的D-W檢驗(yàn)值分別是2.165361和2.15576，通過(guò)查詢D-W分布表可知dL=0.8,dU=1.26,4-dU=2.74，此時(shí)2.165361和2.15576均是大于dU且小于4-dU，因此不存在高度自相關(guān)。

顯著性問(wèn)題研究是以回歸方程系數(shù)為數(shù)據(jù)的一項(xiàng)數(shù)學(xué)模型分析方法，對(duì)回歸方程系數(shù)進(jìn)行顯著性研究能夠?qū)ο嚓P(guān)影響范圍和影響程度進(jìn)行定量的研究。通過(guò)上述回歸方程系數(shù)顯著性研究的數(shù)據(jù)可知，回歸系數(shù)的顯著性不強(qiáng)，回歸方程的擬合程度較差，造成這一現(xiàn)象的原因是證券市場(chǎng)中影響股票價(jià)格變動(dòng)的因素較多，金融機(jī)構(gòu)的利率變化只是其中的次要因素，因此，從時(shí)間角度來(lái)講，消息公布前后幾天內(nèi)的數(shù)據(jù)不具有準(zhǔn)確性。

將Eviews10.1處理得到的參數(shù)估計(jì)值帶入顯著性檢驗(yàn)的回歸方程中，得到利率調(diào)整后第三個(gè)交易日和第四個(gè)交易日的回歸方程。

I3=0.000392-0.397378exm

+0.018504Δi

(2)

I4=0.001087-0.990957exm

-0.015888Δi

(3)

根據(jù)上述模型得出的數(shù)據(jù)，我們可以總結(jié)出如下規(guī)律：金融機(jī)構(gòu)利率變動(dòng)情況與消息發(fā)布后第三個(gè)交易日、第四個(gè)交易日股票價(jià)格指數(shù)的變化情況具有明顯的相關(guān)關(guān)系，其中，金融機(jī)構(gòu)利率上升，則調(diào)整消息公布后第三個(gè)交易日的股票價(jià)格指數(shù)隨之上升，幅度為利率上調(diào)一個(gè)單位，股指正向變動(dòng)0.018504個(gè)單位；利率下調(diào)一個(gè)單位，股指反向變動(dòng)0.015888個(gè)單位?；貧w結(jié)果中利率的系數(shù)表明，我國(guó)金融機(jī)構(gòu)的利率變化同證券市場(chǎng)中股票價(jià)格變化的關(guān)系并不明顯。

3.短期調(diào)整利率的最終影響

通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)變化幅度觀察和研究，我們可以歸納總結(jié)出以下規(guī)律：與其他日期的股票價(jià)格變動(dòng)情況相比，金融機(jī)構(gòu)利率變動(dòng)對(duì)調(diào)整后的第三個(gè)交易日和第四個(gè)交易日股票價(jià)格變動(dòng)的影響較為明顯，其中，隨著金融機(jī)構(gòu)利率上升，調(diào)整后第三個(gè)交易日股票價(jià)格指數(shù)上升，調(diào)整后第四個(gè)交易日股票價(jià)格指數(shù)下降，反之亦然。從數(shù)據(jù)變化上來(lái)看，金融機(jī)構(gòu)利率上升一個(gè)單位，調(diào)整后第三個(gè)交易日的股票價(jià)格指數(shù)上升0.018504個(gè)單位，第四個(gè)交易日股票價(jià)格指數(shù)下降0.015888個(gè)單位。

根據(jù)估計(jì)得到的回歸方程中利率的系數(shù)可以看到，短時(shí)間內(nèi)利率變化對(duì)股價(jià)的變動(dòng)有一定影響，但是并沒(méi)有造成嚴(yán)重沖擊。探索其中的原因：其一是我國(guó)的利率確定方式。我國(guó)并沒(méi)有像一些西方國(guó)家一樣實(shí)行利率市場(chǎng)化[6]142-144，因此，我國(guó)的利率水平變化并不能當(dāng)然地反映市場(chǎng)的運(yùn)行狀況以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，因此，投資者對(duì)利率變化的敏感度不高。其二，股市的發(fā)展受到很多因素影響，市場(chǎng)需求變化、銀行利率變化、投資者個(gè)人偏好、股市信息的公示等都能夠影響股價(jià)變動(dòng)，在此基礎(chǔ)上銀行利率單一的波動(dòng)對(duì)股市的影響就會(huì)得到?jīng)_抵。

(四)長(zhǎng)期影響分析

1.序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

因?yàn)閭位貧w在變量?jī)?nèi)出現(xiàn)的幾率很大，所以大都要檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)序列是否穩(wěn)定，通常選用ADF檢驗(yàn)方法。此類(lèi)檢驗(yàn)法主要是為判斷利率與股價(jià)二者時(shí)間序列是否具有穩(wěn)定性。檢驗(yàn)過(guò)程內(nèi)應(yīng)通過(guò)序列的本質(zhì)來(lái)決定檢驗(yàn)方式，其具體結(jié)果可見(jiàn)表2、表3。

表2、表3結(jié)果顯示，當(dāng)前用ADF檢驗(yàn)法對(duì)利率序列進(jìn)行檢驗(yàn)后，得出數(shù)值為-2.334403，在5%之上的顯著水平下的界點(diǎn)數(shù)值為-3.052169，這兩組數(shù)據(jù)能證明利率時(shí)間序列內(nèi)的單位根是真實(shí)存在的，不能拒絕原假設(shè)，暫且判斷利率時(shí)間序列并不具備穩(wěn)定性。與此同時(shí)，通過(guò)上述表格也能發(fā)現(xiàn)當(dāng)前用ADF檢驗(yàn)法對(duì)股價(jià)序列進(jìn)行檢驗(yàn)后，得出數(shù)值為-2.822918，在5%之上的顯著水平下的界點(diǎn)數(shù)值為-3.052169，因此，同樣可以證明股價(jià)時(shí)間序列內(nèi)確有單位根的假設(shè)，暫且判斷股價(jià)時(shí)間序列并不具備穩(wěn)定性。再將二者各自進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出結(jié)果如表4、表5。

表2 利率的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

顯著性水平(%)T統(tǒng)計(jì)量P值A(chǔ)DF統(tǒng)計(jì)量-2.3344030.17331-3.886751顯著性水平下的臨界值5-3.05216910-2.666593

注：檢驗(yàn)方式為(C，T，1)

表3 股價(jià)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

顯著性水平(%)T統(tǒng)計(jì)量P值A(chǔ)DF統(tǒng)計(jì)量-2.8229180.07591-3.886751顯著性水平下的臨界值5-3.05216910-2.666593

注：檢驗(yàn)方式為(C，T，1)

表4 利率的一階差分單位根檢驗(yàn)

顯著性水平(%)T統(tǒng)計(jì)量F值A(chǔ)DF統(tǒng)計(jì)量-4.0003460.00861-3.920350顯著性水平下的臨界值5-3.06558510-2.673459

表5 股價(jià)的一階差分單位根檢驗(yàn)

顯著性水平(%)T統(tǒng)計(jì)量F值A(chǔ)DF統(tǒng)計(jì)量-5.2480770.00101-3.959148顯著性水平下的臨界值5-3.08100210-2.681330

通過(guò)分析表4、表5，能發(fā)現(xiàn)當(dāng)前用ADF檢驗(yàn)法對(duì)利率的一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)后，得出數(shù)值為-4.000346，在5%之下的顯著水平下的界點(diǎn)數(shù)值為-3.065585，所以不能接受利率時(shí)間序列內(nèi)有單位根的原假設(shè)，判斷利率的時(shí)間序列經(jīng)過(guò)一階差分處理后具備穩(wěn)定性。與此同時(shí)，通過(guò)上述表格也能發(fā)現(xiàn)當(dāng)前用ADF檢驗(yàn)法對(duì)股價(jià)一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)后，得出數(shù)值為-5.248077，在5%之下的顯著水平下的界點(diǎn)數(shù)值為-3.081002，所以不能接受股價(jià)時(shí)間序列內(nèi)有單位根的原假設(shè)，判斷股價(jià)時(shí)間序列具備穩(wěn)定性。因此，可認(rèn)為這二者序列都屬于一階單整序列，為得出更準(zhǔn)確的研究結(jié)果，再探索二者間是否有協(xié)整關(guān)系。

2.序列協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的前提是要確保時(shí)間序列具備穩(wěn)定性。Granger(1986)提出，若時(shí)間序列的穩(wěn)定性無(wú)法保證，這種情況下借助差分方式讓其強(qiáng)行穩(wěn)定，反而會(huì)產(chǎn)生其內(nèi)部?jī)?chǔ)存的長(zhǎng)期信息丟失的問(wèn)題。但協(xié)整檢驗(yàn)卻給出了能檢測(cè)出變量?jī)?nèi)長(zhǎng)時(shí)間穩(wěn)定性關(guān)系是否存在的方法。筆者主要使用JJ協(xié)整檢驗(yàn)法推斷變量的協(xié)整關(guān)系。選擇該方法的原因是，它能在全部獲取藏于時(shí)間序列的信息的同時(shí)，能大致算出協(xié)整向量，從而給統(tǒng)計(jì)量科學(xué)的分布。

通過(guò)上述得出的利率與股價(jià)的一階差分序列具有穩(wěn)定性，再利用協(xié)整觀點(diǎn)，推斷出二者有協(xié)整關(guān)系的幾率很大，在通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)一步檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表6。

通過(guò)分析表6，可得知滯后1期的統(tǒng)計(jì)值是最低的，在對(duì)滯后期用本文所選擇的協(xié)整檢驗(yàn)法檢驗(yàn)，其結(jié)果如表7。

表6 VAR模型滯后階數(shù)判斷的統(tǒng)計(jì)量結(jié)果

模型VAR(1)VAR(2)VAR(3)VAR(4)SBIC-3.242531-2.762605-2.271562-2.210823AIC-3.536607-3.245473-2.932409-3.032468

表7 股價(jià)與利率的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%顯著性水平下的臨界值P值最大特征值統(tǒng)計(jì)量5%顯著性水平下的臨界值P值r=00.5216.615.490.009615.74114.264600.0028r=10.213.773.810.00203.77493.814660.0020

通過(guò)上述表7，原假設(shè)r=0在5%的顯著水平下它的統(tǒng)計(jì)量為16.61598，在5%上的顯著水平下的界點(diǎn)數(shù)值為15.4947，而特征最高的數(shù)值則是15.74100，超過(guò)5%顯著性水平下的界點(diǎn)數(shù)值14.26460，這意味著5%的顯著性水平下都拒絕原假設(shè)(r=0)，這也表示變量確實(shí)有一個(gè)明顯的協(xié)整方程，而股價(jià)與利率二者間的協(xié)整關(guān)系也是長(zhǎng)時(shí)間十分穩(wěn)固的。

3.序列格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過(guò)上述內(nèi)容，能得知股價(jià)與利率二者間的協(xié)整關(guān)系具備長(zhǎng)時(shí)間穩(wěn)定性。當(dāng)前很多學(xué)者專(zhuān)家，為深入探索二者之間在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)上的因果關(guān)系是否存在，往往會(huì)使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法。通過(guò)分析表6，可得知滯后1期的統(tǒng)計(jì)數(shù)值最低，將滯后1期進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，其結(jié)果見(jiàn)表8。

表8 index和rate的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)樣本數(shù)F統(tǒng)計(jì)量P值存款利率不是股票價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因173.243310.00294股票價(jià)格指數(shù)不是存款利率的格蘭杰原因0.296910.37389

由表8顯示的結(jié)果得出，利率與股價(jià)指數(shù)確實(shí)存在格蘭杰因果關(guān)系，但二者的格蘭杰原因卻是單方面的，即前者是后者的原因，而后者卻并非是前者的原因，所以股價(jià)變動(dòng)幅度與利率調(diào)整有直接關(guān)系。而銀行存款的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效益也能通過(guò)存款利率的高低得知，至于股價(jià)也能反應(yīng)股票的經(jīng)濟(jì)效益高低。某種意義上來(lái)講，這兩種投資方式是互通的，可以交換使用，銀行存款利率決定了投資者投資股票的資金數(shù)目，因此，股價(jià)指數(shù)的水準(zhǔn)也會(huì)被其影響。

4.利率調(diào)整長(zhǎng)期影響結(jié)論

利率與股價(jià)指數(shù)確實(shí)存在格蘭杰因果關(guān)系，但二者的格蘭杰原因卻是單方面的，即前者是后者的原因，而后者并非是前者的原因，并且誤差修正模型也能體現(xiàn)利率確實(shí)會(huì)對(duì)股價(jià)指數(shù)的高低有影響，而關(guān)系則是負(fù)向的。

5.誤差修正模型的建立

由于利率與股價(jià)指數(shù)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，因而建立誤差修正模型。

Δindext=β0+β1Δratet+λecmt+εt

用Eviews軟件輸dU出結(jié)果，估計(jì)得到：

結(jié)果顯示，該模型擬合結(jié)果比較理想，擬合優(yōu)度為0.8213。其中D-W檢驗(yàn)值為1.7112，由于dU=1.26，因此D-W值大于dU小于4-dU，表示此模型不存在高度自相關(guān)。從結(jié)果來(lái)看，此模型還能說(shuō)明股票價(jià)格指數(shù)與利率變動(dòng)之間具有相關(guān)性。利率上調(diào)一個(gè)單位時(shí)，股票價(jià)格則反方向下降0.5231個(gè)單位，這與理論分析相一致。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)是負(fù)數(shù)，這與反向修正機(jī)制相一致，表示在短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，會(huì)以0.6043的調(diào)整力度由非均衡狀態(tài)轉(zhuǎn)變?yōu)榫鉅顟B(tài)。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

在梳理利率變動(dòng)對(duì)股票價(jià)格波動(dòng)影響機(jī)理基礎(chǔ)上，分別建立短期和長(zhǎng)期效應(yīng)模型，研究利率變動(dòng)對(duì)股票價(jià)格波動(dòng)的短期影響和長(zhǎng)期影響，得到以下結(jié)論：首先，從股價(jià)受利率調(diào)整影響的角度來(lái)看，利率調(diào)整后的第三個(gè)交易日與第四個(gè)交易日內(nèi)，股價(jià)變化幅度很大，而除了這兩天，其他幾天的影響很低。其中，這兩天受到的影響又各有不同，具體體現(xiàn)在利率與股價(jià)之間的變動(dòng)關(guān)系上，即第三個(gè)交易日是正向，第四個(gè)交易日則是反向。同時(shí)利率的單位變動(dòng)，這兩天股價(jià)指數(shù)也有變化，上升一個(gè)單位，第三個(gè)交易日股價(jià)指數(shù)就正向移動(dòng)0.018504單位，第四個(gè)交易日股價(jià)指數(shù)則反向移動(dòng)0.015888單位。其次，探索利率與股價(jià)指數(shù)二者間的協(xié)整關(guān)系，發(fā)現(xiàn)利率與股價(jià)指數(shù)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。最后，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果判斷出利率變動(dòng)與股價(jià)指數(shù)波動(dòng)之間有著單方向的格蘭杰因果關(guān)系，即利率變動(dòng)是股指變動(dòng)的格蘭杰原因，但后者不是前者的原因。

(二)建議

從以上結(jié)論可以看出利率變動(dòng)對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的短期影響和長(zhǎng)期影響存在明顯差異，顯著性也不盡相同。這說(shuō)明我國(guó)股票市場(chǎng)存在發(fā)揮貨幣政策傳導(dǎo)作用較弱的制度缺陷。為促進(jìn)貨幣政策與股票市場(chǎng)間良性互動(dòng)發(fā)展關(guān)系的形成，提出建議如下。

1.加強(qiáng)利率市場(chǎng)化改革

我國(guó)目前市場(chǎng)利率名義放開(kāi)雖已基本完成，但由于市場(chǎng)分隔導(dǎo)致利率不能夠反映出資金供需關(guān)系的真實(shí)狀況，央行采用貨幣政策工具影響短期利率及整體利率結(jié)構(gòu)的作用較弱[7]6-22。因利率期限結(jié)構(gòu)和風(fēng)險(xiǎn)結(jié)構(gòu)的不合理，導(dǎo)致利率變化對(duì)股價(jià)的傳導(dǎo)效應(yīng)不明顯。繼續(xù)深化我國(guó)利率市場(chǎng)化改革，不斷提高利率對(duì)股價(jià)傳導(dǎo)機(jī)制的通暢程度，將有利于政府貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

2.繼續(xù)規(guī)范完善股票市場(chǎng)

我國(guó)股票市場(chǎng)目前面臨結(jié)構(gòu)不合理、優(yōu)化資源配置功能發(fā)揮不充分、市場(chǎng)約束機(jī)制較弱、市場(chǎng)運(yùn)行體制和機(jī)制存在“短板”等諸多需要調(diào)整和改革。這些均對(duì)政府貨幣政策在股票市場(chǎng)中的傳導(dǎo)質(zhì)量及效率產(chǎn)生消極影響，必須盡快對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)作出相應(yīng)的完善和調(diào)整，使其成熟、規(guī)范。

3.加快提高貨幣市場(chǎng)與股票市場(chǎng)的融合度

成熟的金融市場(chǎng)往往體現(xiàn)在一國(guó)貨幣市場(chǎng)與資本市場(chǎng)間形成相互依存、相互促進(jìn)的關(guān)系。我國(guó)由于宏觀政策及強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)管理等諸多因素影響下形成了人為的市場(chǎng)分割，導(dǎo)致央行貨幣政策適時(shí)傳導(dǎo)效應(yīng)的衰減率上升。有必要進(jìn)一步加快貨幣市場(chǎng)與股票市場(chǎng)的融合，不斷提升股票市場(chǎng)對(duì)央行貨幣政策的反應(yīng)敏銳度。