基于长短期的利率调整与股票价格关系分析

周 锐

(山东理工大学 经济学院，山东 淄博 255000)

一、引言

近年来，金融市场在全球的影响力日益上升，随着其规模日益增大，金融风险也随之增加。2008年金融危机爆发后，各个国家的实体经济与金融体系都受到了一定程度冲击。为应对此次危机，各国都采用利率杠杆进行宏观调控。自2009年至2016年，虽然美国经济依旧走在各国经济的前端，但长时间宽松的货币政策并未使其经济得到有效复苏。2017年后美联储开始加速提息，同时进行缩表操作，这些举措加强了美国经济的内生增长动力，使得消费引擎更加稳健。自此，美国先于全球其他经济体告别货币幻觉，逐步转向经济复苏。

利率对于我国股市是否也存在如此显著的影响？对此，本文使用中国上市公司数据，实证检验了利率变动对股票价格指数以及指数波动的具体影响。一方面可以在一定程度上使投资者更好地了解利率对股票价格的影响程度，使投资者高效预测股价变化趋势，有利于投资者对股票市场的部分风险采取规避措施，从而对资产进行合理配置，最大限度减少损失；另一方面，可以促进相关部门根据利率和股票指数之间的关系进行金融市场的宏观调控。

二、利率变动影响股票价格的机制

利率变动主要通过上市公司和股票投资者的传导作用两种渠道实现对股票价格的影响[1]331-351。

(一)利率变动通过上市公司影响股票价格

利率变化会影响企业的经营环境，改变企业的经营成本，使企业经营业绩发生变化，进而引起企业资本价值变动，影响投资者预期，最终使企业股价产生波动，具体传导途径如下。

利率变化会导致社会总供求改变，直接影响企业外部经营环境，进而引致企业的成本和利润变动。货币资金的价格由利率决定，企业融资成本随利率的变化而改变[2]325-342。另外，利息也影响居民的收益和消费活动。如果利率水平下降，居民在当下消费的机会成本降低，从而增加现期消费，这将在很大程度上刺激有效需求增加，使企业经营状况明显好转，最终促使股票价格不断提高。利率下降虽然会有效促进需求提升，但其效果也会被其他相关因素所影响。

首先，诸多宏观因素都会影响利率下调对有效需求的正向影响。如货币供应量、利率水平以及通货膨胀率等[3]415-431。其次，除了利率变化会影响投资者预期收益率外，很多个人主观因素、外在宏观条件都会影响投资者预期。最后，人们的边际消费倾向受到其对未来预期的影响，如果消费者在很长一段时间内都认为未来的收益率会下降，而此时利率下降将导致消费者进行资金储存。即边际储蓄倾向上升，而边际消费倾向在不断下降，最终导致利率下降无法在很大程度上刺激消费者的消费需求。

银行利率的变化在一定程度上能够对企业的经营管理、营利收益情况产生直接影响[4]177-181。从狭义角度来讲，短期内银行利率的降低能够在一定程度上降低企业经营成本，企业融资的压力减少，能够增加企业的现金流，从而提高收益，有利于股份公司股票价格的正向运动。从宏观角度看，银行利率是一定时期国家经济形势、货币政策和产业政策的体现。银行利率下降可能预示着经济的下行或者是国内通货膨胀，这在一定程度上不利于实体经济运作，可能会增加企业业务调整、市场拓展的压力，并不必然使企业利润增加。综合考虑，银行利率下降并不当然对实体企业有利。

(二)投资者受到利率变化影响从而致使股价出现变动

银行利率的调整对证券市场相关股票价格的波动具有复杂的传导过程。首先银行存款利率变化会引起投资者投资理财产品组合发生改变，由于利率变化，银行存款业务可能会发生量的调整，从而进一步影响证券市场的股票持有量，证券市场需求量的变化会引起股价波动。

如果利率调整比公众预期的大，就会发生一系列的传导效果。利率下降幅度较大，势必导致一部分投资者对未来利率的调整具有一个良好预期。因此，他们就会趁机抛售股票，获得流动性强的现金，从而为未来股票市场价格看涨时大量购入股票进行投资奠定基础。在他们抛售行为的推动下，证券市场的股票价格就会下跌[5]3-28。但是如果一部分投资者对未来利率的变化没有一个较高预期，他们就会趁机购入股票，从而应对未来更低的银行利率状况，这时利率调整如果符合投资者的预期，证券市场的股票价格就不会有较大规模的波动。

三、利率调整对股指影响的实证

(一)指标选取

1.短期变量选择

本文主要的研究目的是探究银行利率变化对股市价格变动的影响，因此，美联储的利率变化情况和股市中的股票价格指数是本研究参考的主要数据。尽管我们分析了利率变化对股票价格影响的幅度以及后一天的股票价格变动平均值问题，但是，上述结论只是对研究数据的补充，不牵涉影响股票价格变动的其他因素。

2.长期变量选择

长期变量选择的研究需要借助的标本是银行中的一年期利率的相关变化情况，这一选择的基点是在实践中银行的存款多数以一年期存款为主，金融机构的一年期利率具有指导意义。另外，从数据研究来看，一年期年利率可以通过数学方法计算出三月期和六月期。

(二)数据处理

1.对短期数据的处理

首先对每次利率调整前后8个交易日的每日收盘价进行对数化处理，得到有关利率调整的消息发布前7个交易日、当天以及之后8个交易日的股票价格收益率。根据Rt=LNPt-LNPt-1算得每个利率调整消息发布前7个交易日、当天以及之后8个交易日经对数化处理的股票价格指数收益率，然后算得每个收益率的算术平均值，从中观察经过调整后股指收益率的变动幅度及方向；进而检验经利率调整后的股价变动方向与理论是否一致，其变动幅度与理论有何差别。在数据处理过程中，如果利率发生调整的日期是节假日，则以节假日之后第一个交易日的开盘价作为利率调整当日的股票价格。

2.对长期数据的处理

首先对利率和股票价格的每日收盘价进行对数化处理。算得从t期至t+1期的利率变化幅度。然后再算得从t期至t+1期每个交易日收盘价的平均值。最后得出经对数化处理的股票平均价格变化率。

(三)短期影响分析

1.模型建立

建立数学模型对本文探讨的问题进行分析，需要确定数据之间的变化关系。为了探讨金融机构利率变化对证券市场中股票价格的影响，需要选定一个数据作为基准，根据上述分析，基准量选用银行利率调整后的任意一天股票价格波动幅度。由于银行利率调整是一个较为重要的时间点，除去其他因素的影响，利率变动前七天到前四天的数据最具参考价值，以这一时期利率的变动幅度为自变量，可以得出经过回归测试的回归方程模型。

(1)

在这一模型当中，ΔIi代表的是银行利率调整后从股价变化中所得出的股价收益率的对数结果，exm是利率调整前7个交易日到前4个交易日的股票价格指数日收益率的平均数，ΔIi为利率调整幅度，εi为其他对股票价格指数变化产生作用的因素。

2.短时间的影响模型检查

根据上述的回归分析结果，我们可以对通过长期数据获取的实验数据和通过短期数据截取的实验数据进行回归方程计算分析，其中短期数据代入分别为作为因变量的利率调整前3个交易日到后8个交易日股票价格指数的变动幅度，作为自变量的利率调整幅度和经过利率调整前7个交易日到前4个交易日股指日平均收益率exm，将数据分组对应，利用Eviews10.1根据模型(1)进行计算以及回归分析，得到14个回归方程的显著性数据，如表1所示：

表1 回归方程检验结果

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

通过对相关回归方程的回归系数进行显著性研究，可以得知：利率调整后的第三个交易日和第四个交易日的拟合优度分别为0.8902和0.8214，表明模型总体拟合效果较好。第三个交易日和第四个交易日的F-检验概率都接近0，分别为0.000693和0.000906，表明方程显著性较好。第三个交易日利率调整幅度Δi参数估计值的显著性水平为0.0007，显著水平较好，表示利率的变动对调整后第三个交易日股票价格的影响较强。第四个交易日利率调整幅度参数的显著水平为0.0005，回归系数的显著性较强，说明利率调整后第四个交易日股票价格受利率的影响同样比较明显。回归结果显示，利率调整后第三个交易日和调整后第四个交易日的D-W检验值分别是2.165361和2.15576，通过查询D-W分布表可知dL=0.8,dU=1.26,4-dU=2.74，此时2.165361和2.15576均是大于dU且小于4-dU，因此不存在高度自相关。

显著性问题研究是以回归方程系数为数据的一项数学模型分析方法，对回归方程系数进行显著性研究能够对相关影响范围和影响程度进行定量的研究。通过上述回归方程系数显著性研究的数据可知，回归系数的显著性不强，回归方程的拟合程度较差，造成这一现象的原因是证券市场中影响股票价格变动的因素较多，金融机构的利率变化只是其中的次要因素，因此，从时间角度来讲，消息公布前后几天内的数据不具有准确性。

将Eviews10.1处理得到的参数估计值带入显著性检验的回归方程中，得到利率调整后第三个交易日和第四个交易日的回归方程。

I3=0.000392-0.397378exm

+0.018504Δi

(2)

I4=0.001087-0.990957exm

-0.015888Δi

(3)

根据上述模型得出的数据，我们可以总结出如下规律：金融机构利率变动情况与消息发布后第三个交易日、第四个交易日股票价格指数的变化情况具有明显的相关关系，其中，金融机构利率上升，则调整消息公布后第三个交易日的股票价格指数随之上升，幅度为利率上调一个单位，股指正向变动0.018504个单位；利率下调一个单位，股指反向变动0.015888个单位。回归结果中利率的系数表明，我国金融机构的利率变化同证券市场中股票价格变化的关系并不明显。

3.短期调整利率的最终影响

通过对数据变化幅度观察和研究，我们可以归纳总结出以下规律：与其他日期的股票价格变动情况相比，金融机构利率变动对调整后的第三个交易日和第四个交易日股票价格变动的影响较为明显，其中，随着金融机构利率上升，调整后第三个交易日股票价格指数上升，调整后第四个交易日股票价格指数下降，反之亦然。从数据变化上来看，金融机构利率上升一个单位，调整后第三个交易日的股票价格指数上升0.018504个单位，第四个交易日股票价格指数下降0.015888个单位。

根据估计得到的回归方程中利率的系数可以看到，短时间内利率变化对股价的变动有一定影响，但是并没有造成严重冲击。探索其中的原因：其一是我国的利率确定方式。我国并没有像一些西方国家一样实行利率市场化[6]142-144，因此，我国的利率水平变化并不能当然地反映市场的运行状况以及经济发展状况，因此，投资者对利率变化的敏感度不高。其二，股市的发展受到很多因素影响，市场需求变化、银行利率变化、投资者个人偏好、股市信息的公示等都能够影响股价变动，在此基础上银行利率单一的波动对股市的影响就会得到冲抵。

(四)长期影响分析

1.序列平稳性检验

因为伪回归在变量内出现的几率很大，所以大都要检验经济序列是否稳定，通常选用ADF检验方法。此类检验法主要是为判断利率与股价二者时间序列是否具有稳定性。检验过程内应通过序列的本质来决定检验方式，其具体结果可见表2、表3。

表2、表3结果显示，当前用ADF检验法对利率序列进行检验后，得出数值为-2.334403，在5%之上的显著水平下的界点数值为-3.052169，这两组数据能证明利率时间序列内的单位根是真实存在的，不能拒绝原假设，暂且判断利率时间序列并不具备稳定性。与此同时，通过上述表格也能发现当前用ADF检验法对股价序列进行检验后，得出数值为-2.822918，在5%之上的显著水平下的界点数值为-3.052169，因此，同样可以证明股价时间序列内确有单位根的假设，暂且判断股价时间序列并不具备稳定性。再将二者各自进行单位根检验，得出结果如表4、表5。

表2 利率的单位根检验结果

显著性水平(%)T统计量P值ADF统计量-2.3344030.17331-3.886751显著性水平下的临界值5-3.05216910-2.666593

注：检验方式为(C，T，1)

表3 股价的单位根检验结果

显著性水平(%)T统计量P值ADF统计量-2.8229180.07591-3.886751显著性水平下的临界值5-3.05216910-2.666593

注：检验方式为(C，T，1)

表4 利率的一阶差分单位根检验

显著性水平(%)T统计量F值ADF统计量-4.0003460.00861-3.920350显著性水平下的临界值5-3.06558510-2.673459

表5 股价的一阶差分单位根检验

显著性水平(%)T统计量F值ADF统计量-5.2480770.00101-3.959148显著性水平下的临界值5-3.08100210-2.681330

通过分析表4、表5，能发现当前用ADF检验法对利率的一阶差分序列进行检验后，得出数值为-4.000346，在5%之下的显著水平下的界点数值为-3.065585，所以不能接受利率时间序列内有单位根的原假设，判断利率的时间序列经过一阶差分处理后具备稳定性。与此同时，通过上述表格也能发现当前用ADF检验法对股价一阶差分序列进行检验后，得出数值为-5.248077，在5%之下的显著水平下的界点数值为-3.081002，所以不能接受股价时间序列内有单位根的原假设，判断股价时间序列具备稳定性。因此，可认为这二者序列都属于一阶单整序列，为得出更准确的研究结果，再探索二者间是否有协整关系。

2.序列协整检验

协整检验的前提是要确保时间序列具备稳定性。Granger(1986)提出，若时间序列的稳定性无法保证，这种情况下借助差分方式让其强行稳定，反而会产生其内部储存的长期信息丢失的问题。但协整检验却给出了能检测出变量内长时间稳定性关系是否存在的方法。笔者主要使用JJ协整检验法推断变量的协整关系。选择该方法的原因是，它能在全部获取藏于时间序列的信息的同时，能大致算出协整向量，从而给统计量科学的分布。

通过上述得出的利率与股价的一阶差分序列具有稳定性，再利用协整观点，推断出二者有协整关系的几率很大，在通过Johansen协整检验法进一步检验，具体结果如表6。

通过分析表6，可得知滞后1期的统计值是最低的，在对滞后期用本文所选择的协整检验法检验，其结果如表7。

表6 VAR模型滞后阶数判断的统计量结果

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 股价与利率的Johansen协整检验结果

原假设特征值迹统计量5%显著性水平下的临界值P值最大特征值统计量5%显著性水平下的临界值P值r=00.5216.615.490.009615.74114.264600.0028r=10.213.773.810.00203.77493.814660.0020

通过上述表7，原假设r=0在5%的显著水平下它的统计量为16.61598，在5%上的显著水平下的界点数值为15.4947，而特征最高的数值则是15.74100，超过5%显著性水平下的界点数值14.26460，这意味着5%的显著性水平下都拒绝原假设(r=0)，这也表示变量确实有一个明显的协整方程，而股价与利率二者间的协整关系也是长时间十分稳固的。

3.序列格兰杰因果检验

通过上述内容，能得知股价与利率二者间的协整关系具备长时间稳定性。当前很多学者专家，为深入探索二者之间在计量经济学上的因果关系是否存在，往往会使用格兰杰因果关系检验法。通过分析表6，可得知滞后1期的统计数值最低，将滞后1期进行格兰杰因果检验，其结果见表8。

表8 index和rate的格兰杰因果检验结果

原假设样本数F统计量P值存款利率不是股票价格指数的格兰杰原因173.243310.00294股票价格指数不是存款利率的格兰杰原因0.296910.37389

由表8显示的结果得出，利率与股价指数确实存在格兰杰因果关系，但二者的格兰杰原因却是单方面的，即前者是后者的原因，而后者却并非是前者的原因，所以股价变动幅度与利率调整有直接关系。而银行存款的实际经济效益也能通过存款利率的高低得知，至于股价也能反应股票的经济效益高低。某种意义上来讲，这两种投资方式是互通的，可以交换使用，银行存款利率决定了投资者投资股票的资金数目，因此，股价指数的水准也会被其影响。

4.利率调整长期影响结论

利率与股价指数确实存在格兰杰因果关系，但二者的格兰杰原因却是单方面的，即前者是后者的原因，而后者并非是前者的原因，并且误差修正模型也能体现利率确实会对股价指数的高低有影响，而关系则是负向的。

5.误差修正模型的建立

由于利率与股价指数之间存在长期协整关系，因而建立误差修正模型。

Δindext=β0+β1Δratet+λecmt+εt

用Eviews软件输dU出结果，估计得到：

结果显示，该模型拟合结果比较理想，拟合优度为0.8213。其中D-W检验值为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关。从结果来看，此模型还能说明股票价格指数与利率变动之间具有相关性。利率上调一个单位时，股票价格则反方向下降0.5231个单位，这与理论分析相一致。误差修正项的系数是负数，这与反向修正机制相一致，表示在短期波动偏离长期均衡时，会以0.6043的调整力度由非均衡状态转变为均衡状态。

四、结论与建议

(一)结论

在梳理利率变动对股票价格波动影响机理基础上，分别建立短期和长期效应模型，研究利率变动对股票价格波动的短期影响和长期影响，得到以下结论：首先，从股价受利率调整影响的角度来看，利率调整后的第三个交易日与第四个交易日内，股价变化幅度很大，而除了这两天，其他几天的影响很低。其中，这两天受到的影响又各有不同，具体体现在利率与股价之间的变动关系上，即第三个交易日是正向，第四个交易日则是反向。同时利率的单位变动，这两天股价指数也有变化，上升一个单位，第三个交易日股价指数就正向移动0.018504单位，第四个交易日股价指数则反向移动0.015888单位。其次，探索利率与股价指数二者间的协整关系，发现利率与股价指数之间存在长期协整关系。最后，根据检验结果判断出利率变动与股价指数波动之间有着单方向的格兰杰因果关系，即利率变动是股指变动的格兰杰原因，但后者不是前者的原因。

(二)建议

从以上结论可以看出利率变动对我国股票市场的短期影响和长期影响存在明显差异，显著性也不尽相同。这说明我国股票市场存在发挥货币政策传导作用较弱的制度缺陷。为促进货币政策与股票市场间良性互动发展关系的形成，提出建议如下。

1.加强利率市场化改革

我国目前市场利率名义放开虽已基本完成，但由于市场分隔导致利率不能够反映出资金供需关系的真实状况，央行采用货币政策工具影响短期利率及整体利率结构的作用较弱[7]6-22。因利率期限结构和风险结构的不合理，导致利率变化对股价的传导效应不明显。继续深化我国利率市场化改革，不断提高利率对股价传导机制的通畅程度，将有利于政府货币政策目标的实现。

2.继续规范完善股票市场

我国股票市场目前面临结构不合理、优化资源配置功能发挥不充分、市场约束机制较弱、市场运行体制和机制存在“短板”等诸多需要调整和改革。这些均对政府货币政策在股票市场中的传导质量及效率产生消极影响，必须尽快对我国股票市场作出相应的完善和调整，使其成熟、规范。

3.加快提高货币市场与股票市场的融合度

成熟的金融市场往往体现在一国货币市场与资本市场间形成相互依存、相互促进的关系。我国由于宏观政策及强化风险管理等诸多因素影响下形成了人为的市场分割，导致央行货币政策适时传导效应的衰减率上升。有必要进一步加快货币市场与股票市场的融合，不断提升股票市场对央行货币政策的反应敏锐度。