我國利率對股票價(jià)格指數(shù)影響的實(shí)證分析

1、我國利率對股票價(jià)格指數(shù)影響的實(shí)證分析楊杰Md一，=f(y,w;加.b,%P即真實(shí)貨幣需求是財(cái)富總量摘要：本文采用定性和定量分析、歸納與演繹相結(jié)合的分析方法對我國利率對股價(jià)指數(shù)的動(dòng)態(tài)作用進(jìn)行了深入研究。首先，回顧了國內(nèi)外利率對股價(jià)影響的研究現(xiàn)狀；其次，在對利率與股票市場傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行科學(xué)分析的基礎(chǔ)上對1998年前后我國利率對股價(jià)影響的現(xiàn)狀進(jìn)行了分析；最后，以VAR模型為基礎(chǔ)，采用協(xié)整分析與脈沖響應(yīng)分析、方差分解分析相結(jié)合的方法對利率及其它因素與股價(jià)指數(shù)的關(guān)系進(jìn)行了動(dòng)態(tài)計(jì)量分析。關(guān)鍵詞：利率；股票價(jià)本&指數(shù)；貨幣供求均衡；VAR模型隨著股票市場的發(fā)展，利率對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響日益深刻，股票市場與

2、貨幣政策的關(guān)系也日益緊密。在諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素中，利率調(diào)整是貨幣當(dāng)局調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段，因而也是影響股票市場的最重要因素之一。本文將在借鑒國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，考察我國利率政策對股票市場尤其是對反應(yīng)股票價(jià)格總體水平的股價(jià)指數(shù)的影響。一、我國利率影響股指的現(xiàn)狀分析從1990年以來我國活期存款和貸款利率共實(shí)行了十余次降息，并開征利息稅。總體來看股票價(jià)格對利率的反應(yīng)不如美國股市敏感，我國股票的“利率效應(yīng)”不是很明顯。在降息當(dāng)天或者接下來的第一個(gè)交易日股票價(jià)格指數(shù)大都出現(xiàn)回落，并且上證綜指開始跳空高開后一般都會(huì)出現(xiàn)低走現(xiàn)象。通過對1991-2008年以來利率調(diào)整日期、股指當(dāng)日收盤、前日收盤和后日收盤的數(shù)據(jù)

3、(來源于上海證券交易所統(tǒng)計(jì)月報(bào)和同花順交易軟件數(shù)據(jù)庫)統(tǒng)計(jì)分析，可以發(fā)現(xiàn)利率的降低并不一定能夠帶來股價(jià)指數(shù)的上漲。這在一定程度上反映了我國股票市場對貨幣政策的不敏感性。二、基于弗里德曼貨幣需求理論的利率對股票價(jià)格指數(shù)影響的實(shí)證分析弗里德曼對貨幣數(shù)量論的重新表述就是從貨幣需求入手的弗里德曼將人們的貨幣需求表達(dá)為1dp、p；u)pdt、資本品價(jià)格、利率水平和消費(fèi)者偏好的函數(shù)。由弗里德曼的貨幣需求我們可以引伸出本文的理論模型。(一)理論模型的建立首先，我們要對模型設(shè)立基本的假設(shè)前提：(1)貨幣需求為內(nèi)生變量，受整個(gè)經(jīng)濟(jì)狀況水平制約。貨幣供給為外生變量，貨幣供給水平取決于貨幣當(dāng)局的貨幣政策。(2)貨幣

4、需求函數(shù)和股票價(jià)格水平函數(shù)為線性函數(shù)。根據(jù)第二章的利率效應(yīng)分析和弗里德曼的貨幣需求理論我們可以將貨幣需求和股票價(jià)格水平用函數(shù)表示為：1dpMDf(y,w,b,Pdt；u)=-p-(1)其中Md為貨幣需求，I為利率水平，丫為收入水平，S為股票價(jià)格水平，P為物價(jià)水平。根據(jù)弗里德曼的財(cái)富效應(yīng)、交易效應(yīng)、資產(chǎn)組合效應(yīng)和替代效應(yīng)可以明確影響股票價(jià)格水平的因素主要包括：一國國民財(cái)富水平、真實(shí)利率水平、物價(jià)水平以及一國貨幣供給量。則股票價(jià)格可以表示為：S=S(r,y,p,Md)(2)貨幣供給和貨幣需求均衡狀況可以用公式表示為：1dpJMDf(y，w，%，-p-dt；u)=-=Ms(3)在不考慮時(shí)間因素以及消

5、費(fèi)者偏好等不可度量因素后：Mdf(y,w,r)=-P=Ms(4)Ms為貨幣供給，根據(jù)假設(shè)，Ms為外生變量。則可以得出貨幣市場的均衡利率r*。則：r*=f(Md,y,w,p,r)(5)由于假設(shè)假定Md和S為線性函數(shù),則：S=Sr*(Md，y,w,p,r),丫，P,Md1(6)進(jìn)而可推導(dǎo)出：s=sMd,y,w,p,門(7)方程(7)為在貨幣供求均衡水平下股票價(jià)格水平?jīng)Q定方程。(二)實(shí)證方法與數(shù)據(jù)說明本文用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)和方差分解方法對利率與股票價(jià)格指數(shù)之間的動(dòng)態(tài)作用進(jìn)行實(shí)證分析，用于分析利率與股價(jià)的數(shù)據(jù)主要從各年中國統(tǒng)計(jì)年鑒、中國人民銀行網(wǎng)站以及證監(jiān)會(huì)統(tǒng)計(jì)月報(bào)和統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)上直接獲取和計(jì)算

6、加工而成，數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)時(shí)間區(qū)間為1994年第一季度到2008年第2季度。為以后分析方便，我們用stpr表示股價(jià)指數(shù)，用gmsr表示居民收入狀況用以分析居民對貨幣的需求狀況，用CPI表示通貨膨脹指數(shù)，用HBGJ表示貨幣供給量，以上數(shù)據(jù)均以1994年第一季度為基期進(jìn)行了調(diào)整；利率用INTR表示。圖1股票價(jià)格指數(shù)走勢圖圖1顯示從1994年股改以來，我國股價(jià)指數(shù)的走勢以看出，從1994年第一季度到2005年第三季度，股價(jià)指數(shù)基本呈現(xiàn)先緩慢上升而后逐漸下降的趨勢，其中在2001年達(dá)到一個(gè)極值點(diǎn)；2005年第三季度以后，又迅速上升到2007年第四季度的5362.71點(diǎn)后迅速下降。可見，股改以來我國

7、股價(jià)指數(shù)以2005年第三季度為分界點(diǎn)可以劃分為兩個(gè)區(qū)域，在此之前為穩(wěn)定波動(dòng)階段，之后為快速波動(dòng)階段。原假設(shè)跡檢驗(yàn)最大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量臨界值統(tǒng)計(jì)量臨界值0派79.8966747.8561350.2988827.58434129.5977929.7970717.2358921.13162212.3619015.4947112.3472814.2646030.0146223.8414660.0146223.841466注：XX表示在5%水平上顯著；協(xié)整方程有截距，有線性趨勢進(jìn)的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖3股價(jià)指數(shù)對利率的響應(yīng)5股價(jià)指數(shù)對消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的響應(yīng)1、變量的單位根檢驗(yàn)在VAR模型中，脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

8、建立在誤差向量滿足白噪聲序列向量這一假設(shè)前提之上。所以，我們首先對模型中的各指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定各變量的平穩(wěn)性。本文采用ADF方法進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值檢驗(yàn)形式1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論SIPR義.856044(c,t,3)-4.137279-3.495295-3.176618不平穩(wěn)STPR-3.66190(c,0,3)35600191.9176501.596689平穩(wěn)CP-0.033245(c,t,4)-4.140858-3.496960-3.177579不平穩(wěn)CP-5.1221多(c,0,6)-3.560019-2.917650-2

9、.596689平穩(wěn)GMSR.6361駝一(c,0,1)-4.127338-3.490662-3.170643平穩(wěn)HBGJ-0.41801(c,t,3)-4.137279-3.495295-3.176618不平穩(wěn)HBGJ-6.49973xx(c,0,2)-3.557472-2.916566-2.596116平穩(wěn)INR-0.65050(c,t,1)-4.130526-3.492149-3.174802不平穩(wěn)INTR-4.36127派(0,0,2)-2.60691T.946764T613062平穩(wěn)注：A代表一階差分；括號內(nèi)前兩個(gè)字符表示檢驗(yàn)的類型(c：含常數(shù)項(xiàng)，0：不含常數(shù)項(xiàng)；t：含趨勢項(xiàng)，0：不含

10、趨勢項(xiàng))，第三個(gè)字符表示滯后的階數(shù)；X表示在1%水平上顯著，表示在5%水平上顯著，x表示在10%水平上顯著從表2可以看出，股價(jià)指數(shù)、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、貨幣供給量以及利率的一階差分在1%顯著水平上為平穩(wěn)序列，說明STPR、CPI、HBGJ與都是一階單整序列。經(jīng)調(diào)整后的GMSR原序列在1%的水平上通過檢驗(yàn)，說明其水平時(shí)間序列是平穩(wěn)的?？梢?STPR與GMSR不是同階單整的,不存在協(xié)整關(guān)系；與STPR、CPI、HBGJ,IMTR都是I(1)序列，它們有可能存在協(xié)整關(guān)系。2、協(xié)整檢驗(yàn)以上變量中STPR與CPI、HBGJ、IMTR均是非平穩(wěn)的一階單整序列，二者可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個(gè)線性組合就反應(yīng)

11、了變量之間長期的穩(wěn)定的均衡關(guān)系，也就是協(xié)整關(guān)系。我們用基于VAR(向量自回歸模型)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法。因此，在協(xié)整分析之前首先建立VAR模型。通過綜合考慮AIC、SC信息標(biāo)準(zhǔn)以及LR檢驗(yàn)結(jié)果，模型滯后期確定為3。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。表2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，股價(jià)指數(shù)與消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、貨幣供給量、利率存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即它們存在唯一的長期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系,說明STPR與CPI、HBGJ、INTR具有長期的一致性,即二者之間具有長期穩(wěn)定的比例關(guān)系?？梢?，利率、貨幣供給與通貨膨脹率與股價(jià)指數(shù)的變動(dòng)之間具有穩(wěn)定的長效機(jī)制。3、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系顯示，STPR

12、與CPI、HBGJ、INTR之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。而STPR與GMSR之間卻不存在上述關(guān)系，為此我們進(jìn)一步用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)確定變量之間的關(guān)系。我們首先對STPR與CPI、HBGJ、INTR進(jìn)行差分處理，然后進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表3。表3Granger檢驗(yàn)結(jié)果變量WB?(不是變動(dòng)的原因取帆出后期F值P值結(jié)論INR人STFRJ2JNTRSTFRLAINTR42c90132火0.511260.03220.7277拒!巴反救反不能拒絕原假設(shè)7下心HBGJASIPRFHBGJSTPRAHBGJ13.5899即1.191570.06350.2799

13、J巨花加J反反不能拒絕原假設(shè)ASTPhGMSRZ±TPH>GMR網(wǎng)PR-GMSR62.4853伊米0.555580.03930.7626怛把原假及不能拒絕原假ASTPRt；CPASTPRH;ACFPSTP"ACPI34.51063、7.167300.00720.0005僅拒地反假設(shè)拒絕原假設(shè)注：A代表一階差分，表示在10%水平上拒絕原假設(shè)，派表示在5%水平上拒絕原假設(shè)，表示在1%水平上顯著。結(jié)果顯示，利率、貨幣供給量、國民收入是股票價(jià)格指數(shù)的Granger原因，股票價(jià)格指數(shù)卻不能引起它們的變動(dòng)；消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)與股票價(jià)格指數(shù)互為格蘭杰因果關(guān)系?？梢?，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、貨幣

14、供給量、利率、國民收入是影響股票價(jià)格指數(shù)變動(dòng)的重要因素，它們的變動(dòng)都會(huì)對股價(jià)產(chǎn)生沖擊，具體這種沖擊的效果有多強(qiáng)、持續(xù)的時(shí)間有多長，還需進(jìn)一步通過脈沖響應(yīng)與方差分解分析來探討。4、脈沖響應(yīng)分析以上分析顯示，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、貨幣供給量、利率與股價(jià)指數(shù)具有協(xié)整關(guān)系，并且是股價(jià)指數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因；STPR與GMSR雖然不存在協(xié)整關(guān)系，但格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示國民收入是股價(jià)指數(shù)變動(dòng)的原因。因此，我們可以利用Sms提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)以STPR與GMSR建立水平VAR模型，以STPR與CPI、HBGJ、INTR建立VEC模型進(jìn)行沖擊反應(yīng)分析,以進(jìn)一步探索各因素對股價(jià)指數(shù)的動(dòng)態(tài)影響過程。本文選用Pe

15、saran和Shin改(GIRF)進(jìn)行分析，如圖2圖5所示。圖2唱5的脈沖響應(yīng)路徑描繪了國民收入、利率、貨幣供給以及消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)對我國股價(jià)指數(shù)的外部沖擊。股價(jià)指數(shù)對國民收入具有相當(dāng)長正向效應(yīng)，即國民收入對股價(jià)指數(shù)的正向效應(yīng)要持續(xù)一年多的時(shí)間。本期給利率一個(gè)正的標(biāo)準(zhǔn)沖擊，股價(jià)指數(shù)立即呈現(xiàn)下浮波動(dòng)趨勢，說明我國利率水平的提高對股票價(jià)格具有負(fù)的沖擊效果，即隨著利率水平提高，股價(jià)指數(shù)開始下跌，在第4期達(dá)到最低值144.9256,隨后在零軸一下做波浪式運(yùn)動(dòng)，可>4-2014ChkiaAcadcciieJoumalElectronicPublish睡House.Allrigtifsreserved

16、96hnp見，這種沖擊效果具有持續(xù)性、長期性。5、方差分解分析脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響。而方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。根據(jù)方差分解理論模型，對股價(jià)指數(shù)的預(yù)測均方誤差進(jìn)行分解，結(jié)果見表4。表4股價(jià)指數(shù)對利率的方差分解結(jié)果TS.E.SIPRINTRHBGJCPI1262.772772.2698517.848591.1390648.7424932579.350877.1265115.380551.4625186.0304213774.61481.1859610.765

17、731.3998616.6484504887.980681.113548.4013831.3064019.1786775995.150280.228768.2681621.17042610.332666111852379.1580810.189521.2123079.4400937122072379.0992310.666471.4038458.8304548131068678.8712810.471821.4376629.2192379141462878.1743110.923721.3756199.52634310151609777.7234711.708891.4084249.15921

18、6股價(jià)指數(shù)變動(dòng)的方差分解顯示，其自身沖擊是第一位方差來源，到第三期達(dá)到最大值。利率對股價(jià)指數(shù)預(yù)測誤差變動(dòng)的貢獻(xiàn)度在各因素中是最大的，最大值出現(xiàn)在第一期（大約18%）,隨后逐漸降低，在第五期達(dá)到最小值之后又開始增加，從長期來看，其對股價(jià)指數(shù)預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)率有不斷增加的趨勢。貨幣供給對股價(jià)指數(shù)預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度逐期增加，但是影響很??；消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)對股價(jià)指數(shù)預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度長期內(nèi)基本穩(wěn)定，大約在9%o可見，與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果相吻合，利率的沖擊是除股價(jià)指數(shù)自身外影響其變化的最主要的因素；利率沖擊對股票價(jià)格指數(shù)的影響具有長期性。三、結(jié)論及政策建議隨著我國股票市場規(guī)模的擴(kuò)大、投資者的增加和進(jìn)入股票市場的

19、資金量加大，股票市場對貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)的影響將會(huì)越來越大。因此，在將來，當(dāng)股票市場發(fā)展到一定程度時(shí)，應(yīng)該將股價(jià)指數(shù)作為貨幣政策的輔助監(jiān)測指標(biāo)，并嘗試對股票市場進(jìn)行調(diào)控，防止股票市場價(jià)格的大幅波動(dòng)對宏觀經(jīng)濟(jì)造成沖擊。由此我們得出以下政策啟示：第一，增強(qiáng)股票市場供給力度，使股票市場的深度和廣度,從而增強(qiáng)利率對股票市場影響的敏感度。我國股票市場供給制度的不健全主要表現(xiàn)為：企業(yè)IPO受到嚴(yán)格的行政干預(yù)和即使成功IPO的企業(yè)融資不規(guī)范。在資金不斷進(jìn)入股市和存在嚴(yán)格的行政干預(yù)情況下，極易導(dǎo)致股票市場供求失衡。第二，對貨幣當(dāng)局而言，一是提高貨幣當(dāng)局對股票市場運(yùn)行把握的反應(yīng)速度，弱化利率對股指調(diào)整的時(shí)滯影響

20、。二是適時(shí)制定貨幣和利率政策穩(wěn)定股市。利率在對股票價(jià)格指數(shù)調(diào)整過程中時(shí)滯現(xiàn)象的存在使得股票價(jià)格指數(shù)對利率敏感性降低。時(shí)滯時(shí)間越長，利率在股票市場上的調(diào)節(jié)作用越低。第三，逐步推行文分析中中我們可以一個(gè)重要因素為我國變化對資金的供求變格指數(shù)敏感度不足市場化利率改革，提高利率變動(dòng)彈性。從本發(fā)現(xiàn)，利率對股票價(jià)格指數(shù)調(diào)整渠道不暢的的利率水平非均衡的市場利率。這種利率的動(dòng)反應(yīng)缺乏彈性，從而導(dǎo)致了利率對股票價(jià)所以大力發(fā)展股票市場，使股價(jià)市場化、合理化有利于政策工具的有效性傳導(dǎo)和實(shí)施參考文獻(xiàn)：1EugeneF.Fama.KennethR.French.Businessconditionsandexpected

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