李 成， 張 琦

（西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安710061）

一、引 言

利率市場化通過市場傳導機制引導金融系統(tǒng)各市場間的資金流動，借助利率市場化的“信號”提高整個金融資源的配置效率，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。學術界有關貨幣市場與資本市場關聯(lián)性的研究從未間斷。一般在封閉經(jīng)濟體中，資本市場與貨幣市場在經(jīng)濟繁榮時，股價上升使資金涌入至資本市場導致貨幣市場利率上升；經(jīng)濟蕭條時，資金流向相反，但依舊在資本市場與貨幣市場間形成閉合回路［1］。根據(jù)中國金融機構公布的數(shù)據(jù)顯示，中國貨幣市場與資本市場并未出現(xiàn)上述效應。部分時段資本市場資金價格攀升的同時，并沒有出現(xiàn)貨幣市場資金價格的上升，反之亦然［1］。之前的學術研究從“時間”角度進行了探討，缺乏二者間聯(lián)動的全面考量，削弱了研究結果的有效性。本文從時間、頻率雙重角度對中國貨幣市場與資本市場之間的聯(lián)動效應進行探究，試圖尋求二者間的傳導關系，對我國金融市場平穩(wěn)運行給出相關政策建議。

在早期的研究中，Gordon在戈登增長模型中首次將貨幣市場與資本市場中的聯(lián)動關系表述為Pt＝（1＋G）Dt／（R－G），其中Pt代表股票在第t期的價格，Dt代表t－1期至第t期的股息，G代表股息增長率，R代表由貨幣市場利率和股票市場風險溢價所決定的貼現(xiàn)率［1］。之后，Tobin進一步提出了貨幣—資本模型，認為正是由于貨幣市場與資本市場之間的資金流動導致了財富構成的變動［2］。之后的研究主要集中于實證方面，然而由于所選取的研究對象以及所采用的實證方法得出來的結果也不盡相同。國外的金融市場發(fā)展起步較早，到了20世紀90年代發(fā)達國家基本完成金融市場化改革，因此相關的實證結果均表明貨幣市場與資本市場溢出效應明顯［3］［4］，并且隨著時間的推進，溢出效應在不斷增強［5］［6］。其他則主要關注二者溢出效應的非對稱性這一特征，研究發(fā)現(xiàn)二者的市場地位對其相關關系具有決定性影響［7］，而且資產(chǎn)證券化等金融創(chuàng)新工具對金融市場間的關聯(lián)效應具有明顯影響［8］。中國金融市場發(fā)展滯后于發(fā)達國家，金融市場體系還不夠健全，所以相關研究結果也不盡相同。一部分研究認為中國資本市場與貨幣市場聯(lián)動脆弱［9］，但這一脆弱性隨著金融市場體系的健全在逐步完善［10］。另一部分研究則認為，兩個市場間存在明顯的聯(lián)動機制［11］，并且這一聯(lián)動性是非對稱性的［12］。

縱觀現(xiàn)有研究，主要從總量視角對貨幣市場與資本市場的聯(lián)動性進行分析，然而總量由多重因素疊加而來，很難從本質(zhì)上揭示二者的聯(lián)動效應，結果也有待商榷?；诖?，本文根據(jù)貨幣市場、資本市場數(shù)據(jù)“時、頻”雙重特性，應用集合經(jīng)驗模態(tài)分解法對總量進行分解，從最具聯(lián)動效應代表的短期結構分量角度進行研究，揭示貨幣市場與資本市場的內(nèi)在聯(lián)動規(guī)律。同時，由于中國金融市場受政府干預比較明顯和金融自由化推進易帶來波動的非對稱性，本文考察了中國利率市場化推進的不同階段，中國貨幣市場與資本市場的聯(lián)動性是否得到了改善，并揭示了其中的原因，進一步提出了完善利率傳導機制的相關政策建議，這對利率市場化的改革中“市場化利率”這一“價格信號”的有效傳導也具有重要價值。

二、集合經(jīng)驗模態(tài)分解方法與數(shù)據(jù)選取

集合經(jīng)驗模態(tài)分解（EEMD）是EMD的改進算法，將時間維度分解與頻率維度分解進行綜合考量，可使EMD的模態(tài)混疊得到有效解決，同時避免了先驗規(guī)律以及預設正交基的不足。傳統(tǒng)的數(shù)字濾波方法主要有維納濾波、卡爾曼濾波以及小波方法，各方法對不同類型的噪聲濾波效果存在明顯差異。而EEMD濾波法以EMD濾波法為內(nèi)核極好的綜合了各種濾波方法，對隨機噪聲、脈沖噪聲、高頻連續(xù)噪聲等均表現(xiàn)出優(yōu)異的濾波特性，清晰地刻畫出了頻率分量的時間特征。

1.EEMD方法基本理論

中國資本市場與貨幣市場數(shù)據(jù)序列具有明顯的非線性和非平穩(wěn)特征，EMD方法可將非線性、非平穩(wěn)信號進行分解，因此可通過EMD原理，過濾出若干基本模式分量（IMFs）以及趨勢項。EMD所分解的IMF中存在相鄰的兩個波形混疊，相互干擾不易辨析。EEMD根據(jù)高斯白噪聲固有的“均勻分布”這一特性，對疊加高斯白噪聲進行多次EMD分解，使得加入噪聲后的時間序列在不同尺度上均具有連續(xù)性，有效消除了混疊現(xiàn)象。加入的等幅高斯白噪聲經(jīng)過多次EMD操作可完全消除，輸出結果只包含原始序列的組份。同時，高斯白噪聲能使EMD過程改變序列原有的時間跨度，更全面地分析序列中的某一組份。因此，EEMD方法所輸出的IMF更為全面客觀，能真實反映出時間序列的本質(zhì)。下面給出EEMD步驟：

步驟一：設定EMD執(zhí)行總次數(shù)M、高斯白噪聲的幅值系數(shù)，且初始化m＝1。步驟二：執(zhí)行第m次EMD操作。①在原始時間序列上加入高斯白噪聲，則可得新的序列。②對新的時間序列實施EMD操作。③若m＜M，返回至步驟二，即m＝m＋1。步驟三：進行總體平均運算，消除引入高斯白噪聲的影響

2.基于EEMD的數(shù)據(jù)分解及特征分析

（1）數(shù)據(jù)選取

鑒于上海證券交易所的交易規(guī)模在中國資本市場的影響力度，本文選取上證綜合指數(shù)波動率表征資本市場資金價格變化；方先明、花旻檢驗了SHIBOR作為中國貨幣市場基準利率的可能性，結果表明SHIBOR已成為了貨幣市場利率的風向標，故本文選取隔夜SHIBOR表征貨幣市場資金價格變化［13］。

根據(jù)中國利率市場化改革的內(nèi)容方針，1995年銀行拆借利率放開標志著利率市場化進入實質(zhì)階段。2004年1月1日，“擴大金融機構貸款利率浮動區(qū)間”開啟了中國存貸款利率市場化閘門，考慮到中國銀行間同業(yè)拆借中心所公布數(shù)據(jù)的起始日期，本文選取的總數(shù)據(jù)時段為2006年10月9日至2014年2月25日，剔除交易日期不匹配的數(shù)據(jù)后，得到1786組數(shù)據(jù)，將總數(shù)據(jù)劃為三個階段。2006年10月9日至2012年7月6日為第一階段，即存貸款利率市場化的平穩(wěn)推進階段，這一階段主要針對貸款利率下浮區(qū)間的適度放松，存款利率不能下浮，根據(jù)國外利率市場化經(jīng)驗，不會激化商業(yè)銀行間的競爭。2012年7月8日至2013年7月19日為第二個階段，即存貸款利率市場化的深入推進階段，這一階段存款上限管制破冰，商業(yè)銀行間競爭加劇，除四大國有商業(yè)銀行外，其他商業(yè)銀行存款利率均一浮到頂，同時，貸款利率下限浮動范圍繼續(xù)擴大。2013年7月20日開始，進入第三個階段，即利率市場化進一步突破完善階段，這一階段貸款利率全面放開，存款利率上限浮動管制進一步放松，金融機構競爭加劇。

（2）IMF及其分析

本文集合經(jīng)驗分解研究中，引入白噪聲的幅值比值系數(shù)為0.2，總體平均次數(shù)100次。隔夜SHIBOR和上證綜合指數(shù)波動率分解后有9個IMF項和一個長期趨勢項。根據(jù)所分解數(shù)據(jù)的結果，高頻IMF與低頻IMF方差占比均不高，但趨勢項占比極高。因此，高頻IMF對短期內(nèi)資金價格波動具有影響，對市場間的聯(lián)動效應刻畫能力更強。通過所分解的數(shù)據(jù)可得，隨著IMF頻率的降低，所代表的均為資金價格的長期趨勢，因此，銀行間同業(yè)拆借利率與上證綜合指數(shù)波動率所分解的結果間相關性會逐步增強，但是并不能夠描述資金價格波動在各金融市場間的傳導。主要原因是兩個市場運行機制不盡相同，在面對短期波動時可能產(chǎn)生不同反應，但是二者均表現(xiàn)資金的價格，頻率越低、周期越長，相關性越高，這也是之前學者僅通過原始數(shù)據(jù)進行研究，可能產(chǎn)生誤偏的原因?；诒疚难芯康膬?nèi)容，故選取最具代表性的高頻IMF分解結果進行分析。

（3）結構性特征分析

根據(jù)EEMD分解步驟三，將分解的IMF曲線劃分為高頻IMF和低頻IMF。銀行間同業(yè)拆借利率在IMF8顯著不為零，則IMF1～IMF6為高頻分量，IMF7～IMF9為低頻分量，IMF10為趨勢項；上證指數(shù)在IMF7顯著不為零，則IMF1～IMF6為高頻分量，IMF7～IMF9為低頻分量，IMF10為趨勢項。

（4）統(tǒng)計性描述

表1給出了上證綜合指數(shù)波動率以及隔夜SHIBOR的短周期分量的統(tǒng)計性描述的三個階段。從表1可知，隔夜SHIBOR短周期波動大于SI短周期波動，第二個階段波動幅度最大。偏度值以及Jarque－Bera統(tǒng)計量表明隔夜SHIOR短周期分量和SI短周期分量值呈非正太分布，且SHIBOR短周期分量值右偏程度比SI短周期分量值明顯。峰度值表明三個階段均呈尖峰后尾分布，但這一特征在不斷減弱。

ADF檢驗結果表明，三個階段的SI以及SHIBOR短期結構分量顯著平穩(wěn)，因此，在后續(xù)實證分析中VAR模型并不存在偽回歸的問題。

表1 數(shù)據(jù)短周期分量統(tǒng)計性描述

三、實證分析與討論

1.溢出效應實證檢驗

（1）溢出效應的實證分析框架

選取VAR－GARCH－BEKK模型對中國資本市場與貨幣市場之間的均值溢出效應和波動溢出效應進行實證檢驗。假定上證指數(shù)與銀行間同業(yè)拆借利率分別為x1，t、x2，1，均值溢出效應采用二元自向量回歸 模型進行檢驗：

其中，n、m代表滯后階數(shù)，μ1，t、μ2，t為均值方程的殘差項。若?1i為滯后變量序列系數(shù)，若顯著為零，則認為資本市場對貨幣市場不存在均值溢出效應；λ2，t也為滯后變量序列系數(shù)，若顯著為零，則認為貨幣市場對資本市場不存在均值溢出效應。Θt表示是不同市場在t時期的條件方差－斜方差矩陣。

假設Θt是一個二元GARCH（1，1）過程，則貨幣市場與資本市場之間的波動溢出效應采用二元GARCH－BEKK模型進行檢驗：

其中，P、F為參數(shù)矩陣，且是對角矩陣，E是一個下三角矩陣，P矩陣主對角項反映了市場自身滯后一期殘差項平方對當期條件方差的影響，即ARCH效應。F陣主對角項反映了市場自身滯后一期殘差項平方對當期條件方差的影響，即GARCH效應。p11、f11刻畫的是資本市場自身的ARCH和GARCH的波動效應；p22、f22刻畫的是貨幣市場自身的ARCH和GARCH效應；p12、f12刻畫了資本市場對貨幣市場的ARCH和GARCH波動溢出效應；p21、p21刻畫了貨幣市場對資本市場的ARCH和GARCH波動溢出效應。若顯著不為零則表示波動溢出效應不存在。Pij表示變量i和j相互作用的ARCH效應對未來協(xié)同波動關系的影響，fij表示變量i和j相互關聯(lián)的波動持久性對未來兩個變量波動的關聯(lián)影響。

Θt為條件協(xié)方差矩陣，似然函數(shù)為：

應用似然比檢驗法，對應的檢驗參數(shù)為：

其中，Ln代表無波動溢出效應方程的對數(shù)似然值，Lo代表原方程的對數(shù)似然值，LR服從Χ2（m）分布。

（2）實證結果

①均值溢出效應檢驗結果

表2給出了上證綜合指數(shù)波動率短周期分量（SSI）以及銀行同業(yè)間隔夜拆借利率短周期分量（SSHIBOR）的均值溢出效應檢驗結果。運用Akaike和Shwartz準則，得到最優(yōu)滯后階數(shù)。結果顯示，上證綜合指數(shù)波動率以及銀行同業(yè)間隔夜拆借利率短周期分量，在三個階段中均存在序列自相關。第一階段，兩者所有交叉滯后項系數(shù)均不顯著，相關假設檢驗表明貨幣市場與資本市場不存在任何方向的均值溢出效應；第二階段，銀行同業(yè)間隔夜拆借利率短周期分量的2、3階滯后項，對上證綜合指數(shù)波動率短周期分量的影響在5%水平下顯著，但影響程度均小于0.01。上證綜合指數(shù)波動率短周期分量對銀行同業(yè)間隔夜拆借利率短周期分量滯后項系數(shù)均不顯著。相關假設檢驗表明，第二階段貨幣市場與資本市場的均值溢出效應大于第一階段；第三階段，上證綜合指數(shù)波動率短周期分量的1階滯后項，對上證綜合指數(shù)波動率短周期分量的影響在5%水平下顯著，且影響程度明顯。銀行同業(yè)間隔夜拆借利率短周期分量的3、4、5階滯后項，對上證綜合指數(shù)波動率短周期分量的影響在5%水平下顯著，但影響程度均在0.01左右。相關假設檢驗表明，第二階段貨幣市場與資本市場的均值溢出效應大于前兩階段，資本市場對貨幣市場的均值溢出效應明顯，貨幣市場對資本市場的均值溢出效應極弱。

②波動溢出效應檢驗結果

表3給出了在不同利率市場化階段中國資本市場與貨幣市場短周期分量之間波動溢出效應的檢驗結果。VAR－GARCH（1，1）－BEKK模型具有較大的對數(shù)似然值，能夠較好地刻畫資本市場與貨幣市場之間溢出效應。在利率市場化的三個不同階段，僅第一階段的GARCH（1；2，2）效應顯著，表明資本市場與貨幣市場條件異方差即ARCH與GARCH效應極其微弱，幾乎不存在波動聚集性。相關假設檢驗同時顯示，兩個市場不存在顯著的單項或者雙向波動溢出效應。三個階段雖然檢驗結果并不顯著，但就數(shù)值分析，資本市場對貨幣市場短周期分量的ARCH和GARCH效應，強于貨幣市場對資本市場短周期分量的ARCH和GARCH效應，GARCH效應隨著利率市場化的推進而逐漸增強，而ARCH效應被進一步弱化。

總體考察，中國貨幣市場與資本市場短周期分量間存在較為微弱的均值溢出效應，不存在任何方向的波動溢出效應，且隨著利率市場化的推進，均值溢出效應的程度在較小幅度加強，波動溢出效應幾乎未受任何影響。這表明，兩個市場的短期聯(lián)動性極度脆弱，在利率市場化不斷深入期間，兩者間的聯(lián)動效應未有實質(zhì)性改變。

表2 貨幣市場與資本市場均值溢出效應檢驗

表3 資本市場與貨幣市場波動溢出效應檢驗

2.動態(tài)相關性實證檢驗

為了進一步明確在利率市場化的不同階段兩個市場間的聯(lián)動效應，本文通過DCC－MV GARCH模型對二者間的動態(tài)關系進行研究。DCC－MV GARCH模型由Engle提出，能夠更好地對時間序列的動態(tài)關系進行描述，具體結果如表4所示。表4給出了資本市場與貨幣市場段周期分量基于DCC（1，1）－MV GARCH模型的估計檢驗結果。在利率市場化的三個不同的階段，dcc alpha與dcc beta值之和均小于1，滿足模型的假設。在前兩個階段dcc alpha與dcc beta的值幾乎不顯著且值較小，所以本期動態(tài)異方差與前期均值殘差平方以及前期條件動態(tài)異方差無關，在三個階段中顯著性不斷增強。第三階段dcc beta已經(jīng)顯著，說明資本市場與貨幣市政動態(tài)相關性在增強，但在第三階段dcc alpha的值過小，說明動態(tài)異方差主要來自自身的滯后項。

表4 中國資本市場與貨幣市場動態(tài)相關關系估計檢驗結果

表4中數(shù)據(jù)顯示，第一階段貨幣市場的波動對資本市場的影響強于資本市場波動對貨幣市場的影響，而第二階段兩個市場相互影響強度大小與第一階段相反，第三階段與第一階段相同，這一定程度上顯示了兩個市場間相互影響強度具有非對稱性。該特征的出現(xiàn)，主要受中國金融市場發(fā)展先后順序和不同金融子市場規(guī)模的影響與中國金融發(fā)展實踐吻合?？傮w上，資本市場與貨幣市場的相關系數(shù)較低，數(shù)值很少超過0.1，說明兩個市場間波動相互影響較小。第一階段，相關系數(shù)絕對值最小，接近于零，說明短期聯(lián)動極為脆弱。第二階段，相關系數(shù)值略強于第一階段，但絕對值大多仍處于0.1以下，說明短期雖有聯(lián)動，但聯(lián)動性依舊脆弱。第三階段，相關系數(shù)較前期有提高，但仍處于低位?？梢钥吹?，相關系數(shù)在第三階段增強速度加快。通過最終比較發(fā)現(xiàn)DCC（1，1）－MV GARCH模型的估計檢驗結果極大程度吻合了前文均值溢出和波動溢出效應的實證結果。

3.實證結果討論

實證結果表明，中國資本市場與貨幣市場間的聯(lián)動效應較為脆弱，在利率市場化的進程中這一現(xiàn)狀并未得到明顯改觀。這種現(xiàn)象有著多方面原因：

首先，中國金融市場資金投機性過強，造成資金流向的長期失衡，導致資本市場與貨幣市場顯著的“蹺蹺板”效應?！按钨J”危機前，中國資本市場持續(xù)升溫，大量資金在資本市場尋求短期套利引起頻繁波動，受預期影響整體趨勢不斷沖高。由于當時的市場流動性過剩，導致貨幣市場資金價格失真，因此，資本市場與貨幣市場的波動根源并非資金價格變動，而是主要源于投資預期與政府宏觀調(diào)控的影響?！按钨J”危機后，國際經(jīng)濟萎靡，中國貿(mào)易出口增速受挫，投資預期大幅下調(diào)，資本市場進入低迷期?！八娜f億”的經(jīng)濟刺激政策進一步增強了市場的流動性，金融機構資金過剩加劇，貨幣市場利率再度扭曲，聯(lián)動性勢必微弱。

其次，利率市場化深入推進的同時，利率傳導機制并未同步完善，價格信號失效未得到有效糾正，導致三個階段的利率市場化對兩個市場聯(lián)動性的提高微乎其微。一方面，SHIBOR作為目前貨幣市場最為代表性的基準利率，由于規(guī)模過小且報價方僅為商業(yè)銀行，同質(zhì)性過高，計算簡易，不能很好反映真實的基準利率，不能為金融市場提供真實的價格信號；另一方面，金融市場發(fā)展不夠成熟，建立基準收益曲線較為困難。國債發(fā)行量較小和續(xù)發(fā)行操作缺失，發(fā)行機制不夠完善使國債不能成為無風險利率的基準參照。同時，金融衍生品創(chuàng)新不足，利率期貨、利率期權等跨市場產(chǎn)品極少，帶來兩市場間資金流動不暢；加之金融機構自主定價能力較弱，主要盯住國有大型金融機構進行定價不能完全反映出市場資金的真實價格變化。

第三，中央銀行宏觀調(diào)控對數(shù)量型貨幣政策工具的過重依賴，割裂了資本市場與貨幣市場的內(nèi)在聯(lián)動機制。自中國開始實施“先資本市場，后貨幣市場”的金融發(fā)展政策，到利率市場化推進至今，貨幣市場與資本市場的非均衡發(fā)展未能改善，市場化程度也表現(xiàn)出差異性，是導致兩個市場資金價格波動異質(zhì)性的根源，聯(lián)動機性脆弱由此成為必然；另外，中國實行“分業(yè)經(jīng)營，分業(yè)監(jiān)管”以及長期秉承“穩(wěn)定優(yōu)先”的理念，不同監(jiān)管主體存在一定的利益沖突，造成市場間產(chǎn)品創(chuàng)新發(fā)展受限，加之國有大型商業(yè)銀行對其他金融機構造成的排斥效應，進一步阻礙了金融市場的創(chuàng)新步伐，特別是在貨幣政策調(diào)控中對數(shù)量型工具過度依賴，價格型政策工具未能發(fā)揮主要作用，造成對貨幣政策的價格效應反應遲鈍，因此，不同期限的波動必然呈現(xiàn)出聯(lián)動的脆弱。

四、研究結論與政策建議

本文通過對利率市場化進程的不同階段中資本市場與貨幣市場數(shù)據(jù)進行分離，對最具代表聯(lián)動性的短周期分量進行了實證研究。結果表明，在利率市場化的三個階段，貨幣市場與資本市場幾乎不存在溢出效應，且動態(tài)相關系數(shù)極低。同時，利率市場化的推進并未給聯(lián)動性帶來任何實質(zhì)性的改善。兩類模型的實證結果具有內(nèi)在一致性，說明本文的研究結論具有穩(wěn)健性。

中國現(xiàn)有的金融市場存在主觀的割裂性，雖然有助于降低金融系統(tǒng)性風險的發(fā)生，但嚴重影響市場資金價格信號的傳導，不利于利率市場化機制培育，降低了金融市場的資源配置效率。因此，需要在維護金融穩(wěn)定的同時，疏通資本市場與貨幣市場的聯(lián)動機制。為此，在推進利率市場化的同時，必須加快完善利率傳導機制，推進中國金融業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，提高金融自由化程度，形成全面有效的監(jiān)管體系。提升SHIBOR作為基準利率的主導地位，擴大銀行間同業(yè)拆借規(guī)模，可以進一步引入不同金融機構參與貨幣市場報價，構建市場化的報價機制，為金融市場的資金定價提供基礎性依據(jù)。同時，要均衡發(fā)展中國的金融市場，培養(yǎng)多層次的金融市場系統(tǒng)。增加貨幣市場產(chǎn)品，提高中長期產(chǎn)品的比重，完善國債等債券發(fā)行機制，提高企業(yè)債券發(fā)行占比，形成金融機構定價的市場基礎。引導金融業(yè)資金與實體進行的良性循環(huán)流動，減少資金在金融體系內(nèi)的投機性空轉，提高經(jīng)濟發(fā)展的效率。建立宏觀審慎管理的多層次監(jiān)管系統(tǒng)，防范系統(tǒng)性與區(qū)域性金融風險的發(fā)生。進一步提升貨幣政策工具的組合調(diào)控效應，逐步減少數(shù)量型貨幣政策工具的使用，培育以價格型貨幣政策工具為主導的市場化調(diào)控機制，使貨幣政策能夠有效的在金融市場得以通暢的傳導，通過間接渠道引導金融機構的決策與管理，循序漸進地影響經(jīng)濟的穩(wěn)定可持續(xù)發(fā)展。

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