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中国利率政策对股价影响的实证研究
中国利率政策对股价影响的实证研究——基于上海与深圳市场的研究
[日期：
2007-08-22]
来源：
银河股份 作者：
张春燕
[字体：
大中小]
[摘要]本文以中国上海和深圳的证券市场为研究对象，采用计量经济学时间序列分析方法，对我国利率政策对股价的影响展开了实证分析。
[关键词]货币政策、存款利率、股价指数
一、文献回顾及理论综述
（一） 货币政策对证券市场的影响分析
1、货币政策对证券市场既有直接影响，也有间接影响。
1）直接影响，是指货币政策的变化如利率调整等，通过改变金融市场上各种金融工具的相对价格，进而影响资金流向，最终影响股票价格；
2）间接影响，是指货币政策的变化影响实质经济增长，亦即影响证券市场的“基本面”，从而对股票价格形成影响。
间接影响主要是通过货币政策信号改变投资者对经济的未来预期，进而反映在股票的即期价格中。
2、在通常情况下，证券市场或股票价格本身并非是中央银行实施货币政策直接调控的目标，但中央银行几乎每一次货币政策操作或每一项货币政策措施的出台，都会对证券市场以及股票价格产生直接或间接的影响。
从理论上讲，货币供给量和利率水平的变化对证券市场的影响最为直接，而且影响程度也最大。
具体来说，货币供给量和利率的调整对证券市场的影响机制是不同的。
我们仅针对利率调整一方面对中国沪深股市的影响做出分析和比较。
（二）利率调整对证券市场价格的影响
在不同的利率体制下，其对证券市场价格的影响是不同的。
1、在利率市场化体制下，利率作为一个货币政策的中介目标，直接对货币供给量作出反应。
1）根据凯恩斯的流动偏好理论，如果当前利率下降，会有更多的人相信将来利率会上升，现在卖出股票持有货币以备将来在买入股票，于是股票价格下降；当利率的调整是低于公众预期，在利率下降时人们相信将来利率降得更低，则会在当前买入股票，留待将来卖出，于是股票价格上升；而当利率的调整合乎公众的预期时，对股票需求不会变动，股价亦不变。
2）托宾等人的资产选择理论给出了另外的利率对股价的影响渠道：
（１）替代效应：
利率下降，公众更乐于持有向对手以较高的股票，股价上升；（２）积累效应：
利率下降，安全资产收益下降，为了达到财富积累目标，投资者将更多购买高收益的风险资产，股票价格上升。
2、在利率管制体制下，利率被作为一个货币政策工具受到央行的直接控制，它对于证券市场的影响是直接和显著的。
1）一方面，利率变动影响存款收益率，进而影响资金流向和流量，最终必然会影响到证券市场的资金供求和股票价格。
利率上升，证券市场资金供应减少，股票价格下降；反之，利率下降，证券市场资金供应增加，股票价格将上升。
2）另一方面，利率变动会影响企业的借款成本，进而影响到企业的盈利情况，最终会影响股票价格。
中央银行调高贷款利率会加重企业利息负担，从而减少企业的盈利，进而减少企业的股票分红派息，受利率提高和股票分红派息的降低的双重影响，股票价格必然会下降。
相反，中央银行调低贷款利率，将减轻企业利息负担，降低企业生产经营成本，提高企业盈利能力，使企业可以增加供股票的分红派息，受利率的降低和股票分红派息的增加的双重影响，股票价格将大幅上升。
特别是那些负债率比较高，而且主要靠银行贷款从事生产经营的企业（例如房地产业），这种影响更为显著。
（三）证券市场货币政策传递的效应分析
1、传统上,中央银行的政策目标是维持一般物价水平的稳定和（或）促进经济增长。
但在亚洲金融危机之后,在世界范围内,理论界和决策层都更强调中央银行的职责是维持金融系统的稳定。
证券市场是金融系统的重要组成部分,中央银行不能不关注证券市场的状况。
而且如果证券市场确实对一般物价水平和实体经济运行有影响,那么中央银行就应该对股市适度干预,使其对经济发展起正面的作用,尽量避免负面影响。
2、从实际经验研究上看,不同学者有不同答案。
1）B.Friedman（2000）对美国股票价格在一个较长时期中对通货膨胀和产出的影响进行了实证分析,他的结论是:
股票价格对于产出和通货膨胀的影响几乎都不显著,进而很难以信息变量的形式进入货币当局的决策视野。
2）RigobonandSack（2003）指出股市波动对美国经济具有至深且巨大的影响:
若标准普尔500指数上升5%,按照2000年底美国居民部门的持股量计算,将会使居民部门财富增加5780亿美元,假设股市财富的边际消费倾向为4%,则总消费将相应增加230亿美元,并带动GDP增长0.23个百分点。
所以美联储要对一定程度的股价波动做出反应。
3、针对中国经济具体来说股票市场对宏观经济是有正面影响还是有负面效应,也需要实证检验才能说明。
已有的研究中：
赵志君（2000）分析发现中国股票市值与GNP的比值和GNP的增长率严重负相关。
石建民（2001）的研究结果发现中国股票市值与GNP正相关,但相关系数很小。
谢平、焦瑾璞等（2002）发现自1995年以来,社会消费品零售总额以及工业增加值与同期的沪深综合指数之间的相关系数分别是负值和较低。
唐齐鸣和李春涛（2000）的研究结果表明中国股市对降息具有一定的敏感性,但对各次降息的反映不一样:
降息有时未能引起股价上涨,反而使股价显著下跌,这表明还有其他因素制约股市的发展。
肖海燕、化冰和张涛（2003）采用事件研究法发现,从1998年7月1日的降息开始,伴随每次降息,综指当日都出现上扬,表明市场逐渐走向成熟。
李敏和金光（2004）的统计结果发现,短期内利率调整对股票交易量的影响不明显,股票交易量对利率调整的反应有一定的时滞期,这个时滞期大约在15～30天之间。
另外苟文均在2001年对资本市场与货币供应量的关系的国际经验进行了总结。
苑德军对股市发展对中国货币政策的影响进行了理论阐述。
英定文对减息与金融体制改革对证券市场的影响进行了分析。
让人值得注意的是，央行余明博士在一份报告中认为，股市最近几年的壮大改变了过去货币政策传导单纯依赖金融机构贷款的局面，形成了传导货币政策作用的新渠道，并初步构建了货币政策传导的双轮驱动框架。
由北京交通大学经济管理学院的王丹平和龚玉荣撰写的利率政策调整对中国股市影响的实证分析利用事件研究及误差修正模型对央行9次利率调整对沪市产生的短期和长期影响进行了实证研究。
研究结果表明短期内股市对利率调整具有一定的敏感性、滞后性,但从长期来看利率变动与股市指数存在显著的负相关关系。
二、数据分析及方法
（一）样本选择
本文从CCER中获得1990年12月到2007年5月的上证综合指数的月度数据和一年期定期存款利率，以及1991年4月到2007年5月的深证成分指数[注见页脚]。
（二）变量设计
1、短期效应分析：
上证综指
2、长期效应分析：
1）利率变动的指标：
一年期定期存款利率月度数据，记作：
rate
2）股市变动的指标：
上证综指月度数据（上证综指每月各交易日收盘价算术平均数），记作：
index1；深证成指月度数据（深证成指每月个交易日收盘价算术平均数）。
数据分析采用计量经济学软件包EViews3.0完成。
（三）分析方法
1、短期效应分析
本文短期效应分析以股票指数成正态分布的假设为基础，检验每次利率调整前后各n个交易日上证综合指数的均值、方差是否有显著性变化。
鉴于作者知识水平有限，我们引用了王丹萍（2006年9月）基于上海证券市场的研究。
2、长期效应分析
1）Granger因果检验
尽管回归分析可以得到解释变量对被解释变量的影响程度，但这并不能说明两者具有因果关系。
如果两变量之间不具有因果关系，那么两个变量可能相互独立或存在相关关系，那么用这两个变量所拟和的回归分析也就失去了经济解释的意义。
所以对利率变动和股指变动进行建模分析时，首先要考虑二者是否具有因果关系。
本文使用Granger因果检验进行验证。
2）单位根检验
经典计量经济学建模过程中，通常假定经济时间序列是平稳的。
在这一假定成立的条件下，使用OLS方法得到的估计量具有一致性以及渐近服从正态分布，进行的t、F、χ2等检验才具有较高的可靠度。
但大多数经济时间序列是非平稳的，如果直接将非平稳时间序列当作平稳时间序列进行回归分析，可能会带来不良后果，如伪回归问题。
因此，要对时间序列数据做回归分析，必须对数据的平稳性进行单位根检验。
3）协整检验与建立误差修正模型
为了检验两个时间序列是否具有长期均衡的关系，需要进行协整检验。
如果变量之间存在协整关系，则需要使用误差修正模型反映短期调节行为。
最简单的误差修正模型（ECM）为：
[注]中国属于利率管制体制，一直以对客户的定期存款利率作为基准利率，其中又以一年期定期存款利率为核心，其他各类资金利率一般以一年期定期存款利率为基础在进行推算，所以本文选取金融机构对个人和企业的一年期定期存款利率作为衡量利率变动的指标。
三、实证结果分析
（一）利率政策对证券市场短期影响实证分析
表
（1）上证综合指数在利率调整前后的均值（T统计量）和方差检验（F统计量）
由表1得到如下结论：
1.中国股市对利率调整具有一定的敏感性。
大部分情况下的方差、均值的F、t检验均已通过显著性检验，即利率调整后，股票指数的方差和均值发生显著的改变。
一般而言，如果利率调整前后方差没有显著的变化，则股票指数的均值变化较小；反之，则股指的均值发生显著变化。
2.利率调整对股市影响的理论效应并未充分体现。
例如降息有时不一定引起股指攀升，1998年7月1日和1998年12月7日两次降息的情况便是如此，当降息使股市的波动性发生显著性的变化时，股指并未上升，反而一直下跌，检验统计量T值均为负，并从降息5天起股指均值在5%显著性水平下显著下降，表明股票平均收益率减少。
产生上述情况的原因如下:
（1）利率只是影响股市变动的诸多因素中的一种，还有其他因素制约着股市的发展，其中最直接的因素是上市公司股票的相对价格。
a在股市发展的初期，投机之风盛行，致使有相当多的股票相对价格较高，虽然经过几年的调整，这种状况有所改善，但并未完全消除，股票相对价格过高削弱了降息效应，使利率下调时股价上升空间受到一定的限制。
b股民的过度投机和非理性行为往往使股市波动背离经济规律，导致利率与股价之间的反向关系缺乏坚实的基础，使股市无法真正充当货币政策对经济影响的晴雨表，在一定程度上也削弱了货币政策的实施效果。
（2）名义利率与实际利率的变动方向相反，实际利率才能真实体现利率调整对股市影响的理论效应。
虽然名义利率以较大幅度下调，但由于物价回落速度更快，幅度更大，因此实际利率可能仍处于较高水平。
例如，1997年末一年期存款利率为5.67%，物价指数为0.8%，真实利率为4.87%;而1998年末一年期存款利率为3.78%，物价指数为2.6%，实际利率为6.38%（实际利率=名义利率-物价指数），可见1998年连续降息后实际利率反而提高，那么降息后导致股指一直下跌的结果就可以理解了。
（3）股市对利率调整的反映有一定的滞后性和条件性。
只有当市场总体心态趋稳之后，利率调整对股市的理论效应才会明显。
如第4次和第7次降息，在降息后3天或5天，股票指数均值出现了显著性的上升。
第4次降息时，沪市指数均值降息前3天为1188，降息后3天为1221，平均上升2.7%,而日在中长期内股市一直保持稳步上升起势，这说明股市能对降息做出正确的反映，及时将降息效应消化掉。
第7次降息情况也是如此，降息当日股市一反前6次宣布降息后出现下调的情况，沪市指数上升15.73点，升幅1.17%，当日共成交190.3343亿儿，日成交量和指数都再创历史新高。
随后，股市行情一直节节走高，降息后3天、5天、8天、10天、20天、30天股票均值均显著稳步上升，吸引了众多场外资金积极入市，在新加入的资金中，有很大一部分出自银行的储蓄存款，居民取款速度一度急剧加快，大部分资金流入股市（许均华，李启业，2001）。
但第7次利率调整相比第4次对股市的刺激效应已有很大程度的减小，即利率调整对股市的刺激效应呈递减趋势。
（二）利率政策对证券市场长期影响实证分析
1、图形观察
图
（1）
深证
上证
通过图
（1）可以直观看出存款利率与上证和深证综合指数存在负相关关系。
2、Granger因果检验实证结果
分析利率变动对股市的长期影响，首先应当考虑二者是否具有因果关系，本文使用Granger因果检验分别对利率与沪深股市指数进行分析。
结果见表
（1）。
表
（2） Granger因果检验结果
上证
滞后期
Log（rate）不是引起Log（index）Granger因果变化的原因
Log（index）不是引起Log（rate）Granger因果变化的原因
1
0.11635
0.63930
2
0.24922
0.72576
3
0.34180
0.60860
4
0.39298
0.62126
5
0.37759
0.70253
6
0.44213
0.56250
7
0.49904
0.15749
8
0.44669
0.22538
9
0.55952
0.27015
深证
滞后期
Log（rate）不是引起Log（index）Granger因果变化的原因
Log（index）不是引起Log（rate）Granger因果变化的原因
1
0.69177
0.71708
2
0.09735
0.41131
3
0.08919
0.54071
4
0.11308
0.61630
5
0.13490
0.73710
6
0.15939
0.47236
7
0.19631
0.46253
8
0.24328
0.45945
9
0.47080
0.21677
因果关系检验结果表明，在上海市场，随着滞后期数的增加，存款利率没有引起股价变动的概率有逐渐上升的趋势，而在滞后期大于７后，股价指数不是存款利率变动的格兰杰原因的概率（最小值0.15749）已经小于存款利率没有引起股价变动的概率。
表明长期范围内，股市对利率变动的影响较大。
这一结果与王丹平等（2006年9月北京交通大学学报）利用96年到04年数据所得到的结果有较大的差别，文章中得出存款利率变化没有受到股价指数较大的影响。
央行在2006年以后的加息周期中为了控制资本市场，包括股票市场过热而提高存款利率的政策可以解释该现象。
在深圳市场，除了滞后一期以外，存款利率没有引起股价变动的概率一直维持在较小的水平（最大值为024328），而股价指数不是存款利率变动的格兰杰原因的概率一直较大（最小值为0.41131），表明在深圳市场，存款利率引起股价变动这种单向因果关系比在上海市场显著。
3、ADF检验实证结果
为了防止为回归的出现，本文ADF单位根检验法已验证所选时间序列是否平稳。
由于单位跟检验有三种形式：
有截距项、有截距项并有时间趋势项以及无拮据和时间趋势项，因此检验的顺序为先选择有截距项和时间趋势项，若截距项与时间趋势项不显著，再选择有截距项，若截距项不显著，最后选择无截距项与无趋势项，假如在无截距项与无趋势项的情况下仍无法形成稳态，必须进行一阶差分重复以上检验顺序一直达到稳态为止。
以下是对各变量进行ADF检验的结果（截距项下）。
表（3）各个序列的ADF检验结果
变量
ADF检验值
1%的临界值
Log（rate）
-0.839538
-3.4656
Log（index1）
-3.124280
-3.4655
Log（index2）
-2.524329
-3.4662
Log（rate）
-13.95612
-3.4650
Log（index1）
-7.274061
-3.4656
Log（index2）
-6.028855
-3.4663
由表（3）可知，在1%的显著性水平下，log（rate）,log（index1）,log（index2）都具有一阶单整性。
4、协整检验实证结果
当时间序列非平稳时，以差分方式使其达到平稳状态，将可能使隐含在变量间的长期信息丧失。
协整检验提供了另一种检验变量间是否具有长期均衡稳定关系的方法。
本文将采用两变量协整关系的EG两步法进行检验。
表（4）相关序列的协整检验结果
上证
对残差的ADF检验
变量
ADF检验值
1%的临界值
残差
-2.811846
-2.5760
深证
对残差的ADF检验
变量
ADF检验值
1%的临界值
残差
-3.022707
-2.5765
由表（4）可以得到，对于上证和深证，股票指数与存款利率之间分别存在协整关系。
5、误差修正模型
采用一般到特殊的模型选择方法，选择若干滞后期进行回归分析，删除t检验不显著的滞后变量，得到较好的误差修正模型为：
DependentVariable:
DLI1
Method:
LeastSquares
Date:
06/24/07Time:
22:
25
Sample（adjusted）:
1991:
052007:
05
Includedobservations:
193afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
0.021298
0.010244
2.079020
0.0390
DLR
-0.314900
0.179091
-1.758325
0.0803
DLI1（-4）
-0.113148
0.069520
-1.627558
0.1053
ET（-1）
-0.085553
0.023399
-3.656196
0.0003
R-squared
0.096332
Meandependentvar
0.018577
AdjustedR-squared
0.081988
S.D.dependentvar
0.146854
S.E.ofregression
0.140705
Akaikeinfocriterion
-1.063795
Sumsquaredresid
3.741802
Schwarzcriterion
-0.996175
Loglikelihood
106.6562
F-statistic
6.715833
Durbin-Watsonstat
2.080134
Prob（F-statistic）
0.000249
这里，
为均衡误差，反映了时序变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度，滞后阶数的选择使残差
为白噪声。
WhiteHeteroskedasticityTest:
F-statistic
0.392371
Probability
0.883314
Obs*R-squared
2.412294
Probability
0.878151
TestEquation:
DependentVariable:
RESID^2
Method:
LeastSquares
Date:
06/25/07Time:
00:
35
Sample:
1991:
052007:
05
Includedobservations:
193
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
0.022038
0.006998
3.148920
0.0019
DLR
0.074352
0.158902
0.467915
0.6404
DLR^2
0.128381
0.427481
0.300321
0.7643
DLI1（-4）
-0.020465
0.053370
-0.383445
0.7018
DLI1（-4）^2
0.021693
0.083094
0.261060
0.7943
ET（-1）
-0.025261
0.018179
-1.389577
0.1663
ET（-1）^2
-0.011400
0.016101
-0.708026
0.4798
R-squared
0.012499
Meandependentvar
0.019388
AdjustedR-squared
-0.019356
S.D.dependentvar
0.081853
S.E.ofregression
0.082641
Akaikeinfocriterion
-2.113016
Sumsquaredresid
1.270307
Schwarzcriterion
-1.994680
Loglikelihood
210.9060
F-statistic
0.392371
Durbin-Watsonstat
1.836886
Prob（F-statistic）
0.883314
模型检验：
值很小，拟合效果不理想；同时各参数的t检验效果不理想。
针对异方差的White检验P值很大，效果不理想。
说明存在明显的异方差。
但是通过德宾h检验并不存在自相关现象。
通过对深圳市场进行相同的分析，结果近似，模型各项检验除自相关检验外效果均不理想。
出现这样的统计迹象，说明我国股票市场的资金流动约束较低，在这种情况下，如果积极货币政策以降低名义利率为目标，则它对股票市场资金扩容的预期将大大降低，这也是我国连续多次降低利率，但是没有显著影响股票价格的原因。
四、结论
上述实证分析说明,我国的实际情况是,股票市场在长期里,对利率调整的反应很明显但短期内不明显，与理论分析的结果基本一致。
利率调整对股市的短期效应是,股价主要受利率作用,与利率的变动方向相反;利率调整对股市的长期效应则由利率和公司收益两者共同决定,即股票市场价格的变动趋势与其理论价格的变动趋势一致。
自1996年我国连续八次下调利率以来,利率水平一直在低位徘徊,利率继续下调的空间极其有限。
随着近两年来国民经济增长速度明显加快,通货膨胀率CPI由负数（2002年的-0.8%）上升为正数（2003年的3%）,我们很可能将迎来下一个升息周期。
升息将如何影响我国股票市场的走势,这无疑是每一位证券投资者要思考的问题。
根据本文的结论,当我国市场利率进入下一个上调周期时,就比较容易预测到股票市场对加息的反应。
短期里,一般说来,央行公布加息的当日或随后几日股票将下跌;当然不排除加息前股市下跌提前消化利空,加息当日或随后几日股票上涨的情况。
长期里,则视国家经济增长速度和公司业绩的变动情况而
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