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，金融市場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)險也隨之增加。2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，各個國家的實體經(jīng)濟(jì)與金融體系都受到了一定程度沖擊。為應(yīng)對此次危機(jī)，各國都采用利率杠桿進(jìn)行宏觀調(diào)控。自2009年至2016年，雖然美國經(jīng)濟(jì)依舊走在各國經(jīng)濟(jì)的前端，但長時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)儲開始加速提息，同時進(jìn)行縮表操作，這些舉措加強(qiáng)了美國經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生增長動力，使得消費引擎更加穩(wěn)健。自此，美國先于全球其他經(jīng)濟(jì)體告別貨幣幻覺，逐步轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。

利率對于我國股市是否也存在如此顯著的影響？對此，本文使用中國上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了利率變動對股票價格指數(shù)以及指數(shù)波動的具體影響。一方面可以在一定程度上使投資者更好地了解利率對股票價格的影響程度，使投資者高效預(yù)測股價變化趨勢，有利于投資者對股票市場的部分風(fēng)險采取規(guī)避措施，從而對資產(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)部門根據(jù)利率和股票指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行金融市場的宏觀調(diào)控。

二、利率變動影響股票價格的機(jī)制

利率變動主要通過上市公司和股票投資者的傳導(dǎo)作用兩種渠道實現(xiàn)對股票價格的影響[1]331-351。

(一)利率變動通過上市公司影響股票價格

利率變化會影響企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境，改變企業(yè)的經(jīng)營成本，使企業(yè)經(jīng)營業(yè)績發(fā)生變化，進(jìn)而引起企業(yè)資本價值變動，影響投資者預(yù)期，最終使企業(yè)股價產(chǎn)生波動，具體傳導(dǎo)途徑如下。

利率變化會導(dǎo)致社會總供求改變，直接影響企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境，進(jìn)而引致企業(yè)的成本和利潤變動。貨幣資金的價格由利率決定，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活動。如果利率水平下降，居民在當(dāng)下消費的機(jī)會成本降低，從而增加現(xiàn)期消費，這將在很大程度上刺激有效需求增加，使企業(yè)經(jīng)營狀況明顯好轉(zhuǎn)，最終促使股票價格不斷提高。利率下降雖然會有效促進(jìn)需求提升，但其效果也會被其他相關(guān)因素所影響。

首先，諸多宏觀因素都會影響利率下調(diào)對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，除了利率變化會影響投資者預(yù)期收益率外，很多個人主觀因素、外在宏觀條件都會影響投資者預(yù)期。最后，人們的邊際消費傾向受到其對未來預(yù)期的影響，如果消費者在很長一段時間內(nèi)都認(rèn)為未來的收益率會下降，而此時利率下降將導(dǎo)致消費者進(jìn)行資金儲存。即邊際儲蓄傾向上升，而邊際消費傾向在不斷下降，最終導(dǎo)致利率下降無法在很大程度上刺激消費者的消費需求。

銀行利率的變化在一定程度上能夠?qū)ζ髽I(yè)的經(jīng)營管理、營利收益情況產(chǎn)生直接影響[4]177-181。從狹義角度來講，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格的正向運動。從宏觀角度看，銀行利率是一定時期國家經(jīng)濟(jì)形勢、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)的下行或者是國內(nèi)通貨膨脹，這在一定程度上不利于實體經(jīng)濟(jì)運作，可能會增加企業(yè)業(yè)務(wù)調(diào)整、市場拓展的壓力，并不必然使企業(yè)利潤增加。綜合考慮，銀行利率下降并不當(dāng)然對實體企業(yè)有利。

(二)投資者受到利率變化影響從而致使股價出現(xiàn)變動

銀行利率的調(diào)整對證券市場相關(guān)股票價格的波動具有復(fù)雜的傳導(dǎo)過程。首先銀行存款利率變化會引起投資者投資理財產(chǎn)品組合發(fā)生改變，由于利率變化，銀行存款業(yè)務(wù)可能會發(fā)生量的調(diào)整，從而進(jìn)一步影響證券市場的股票持有量，證券市場需求量的變化會引起股價波動。

如果利率調(diào)整比公眾預(yù)期的大，就會發(fā)生一系列的傳導(dǎo)效果。利率下降幅度較大，勢必導(dǎo)致一部分投資者對未來利率的調(diào)整具有一個良好預(yù)期。因此，他們就會趁機(jī)拋售股票，獲得流動性強(qiáng)的現(xiàn)金，從而為未來股票市場價格看漲時大量購入股票進(jìn)行投資奠定基礎(chǔ)。在他們拋售行為的推動下，證券市場的股票價格就會下跌[5]3-28。但是如果一部分投資者對未來利率的變化沒有一個較高預(yù)期，他們就會趁機(jī)購入股票，從而應(yīng)對未來更低的銀行利率狀況，這時利率調(diào)整如果符合投資者的預(yù)期，證券市場的股票價格就不會有較大規(guī)模的波動。

三、利率調(diào)整對股指影響的實證

(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股市價格變動的影響，因此，美聯(lián)儲的利率變化情況和股市中的股票價格指數(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股票價格影響的幅度以及后一天的股票價格變動平均值問題，但是，上述結(jié)論只是對研究數(shù)據(jù)的補(bǔ)充，不牽涉影響股票價格變動的其他因素。

2.長期變量選擇

長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，這一選擇的基點是在實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)研究來看，一年期年利率可以通過數(shù)學(xué)方法計算出三月期和六月期。

(二)數(shù)據(jù)處理

1.對短期數(shù)據(jù)的處理

首先對每次利率調(diào)整前后8個交易日的每日收盤價進(jìn)行對數(shù)化處理，得到有關(guān)利率調(diào)整的消息發(fā)布前7個交易日、當(dāng)天以及之后8個交易日的股票價格收益率。根據(jù)Rt=LNPt-LNPt-1算得每個利率調(diào)整消息發(fā)布前7個交易日、當(dāng)天以及之后8個交易日經(jīng)對數(shù)化處理的股票價格指數(shù)收益率，然后算得每個收益率的算術(shù)平均值，從中觀察經(jīng)過調(diào)整后股指收益率的變動幅度及方向；進(jìn)而檢驗經(jīng)利率調(diào)整后的股價變動方向與理論是否一致，其變動幅度與理論有何差別。在數(shù)據(jù)處理過程中，如果利率發(fā)生調(diào)整的日期是節(jié)假日，則以節(jié)假日之后第一個交易日的開盤價作為利率調(diào)整當(dāng)日的股票價格。

2.對長期數(shù)據(jù)的處理

首先對利率和股票價格的每日收盤價進(jìn)行對數(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期每個交易日收盤價的平均值。最后得出經(jīng)對數(shù)化處理的股票平均價格變化率。

(三)短期影響分析

1.模型建立

建立數(shù)學(xué)模型對本文探討的問題進(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)利率變化對證券市場中股票價格的影響，需要選定一個數(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格波動幅度。由于銀行利率調(diào)整是一個較為重要的時間點，除去其他因素的影響，利率變動前七天到前四天的數(shù)據(jù)最具參考價值，以這一時期利率的變動幅度為自變量，可以得出經(jīng)過回歸測試的回歸方程模型。

(1)

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

2.短時間的影響模型檢查

根據(jù)上述的回歸分析結(jié)果，我們可以對通過長期數(shù)據(jù)獲取的實驗數(shù)據(jù)和通過短期數(shù)據(jù)截取的實驗數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸方程計算分析，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個交易日到后8個交易日股票價格指數(shù)的變動幅度，作為自變量的利率調(diào)整幅度和經(jīng)過利率調(diào)整前7個交易日到前4個交易日股指日平均收益率exm，將數(shù)據(jù)分組對應(yīng)，利用Eviews10.1根據(jù)模型(1)進(jìn)行計算以及回歸分析，得到14個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

通過對相關(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)整后的第三個交易日和第四個交易日的擬合優(yōu)度分別為0.8902和0.8214，表明模型總體擬合效果較好。第三個交易日和第四個交易日的F-檢驗概率都接近0，分別為0.000693和0.000906，表明方程顯著性較好。第三個交易日利率調(diào)整幅度Δi參數(shù)估計值的顯著性水平為0.0007，顯著水平較好，表示利率的變動對調(diào)整后第三個交易日股票價格的影響較強(qiáng)。第四個交易日利率調(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)，說明利率調(diào)整后第四個交易日股票價格受利率的影響同樣比較明顯?；貧w結(jié)果顯示，利率調(diào)整后第三個交易日和調(diào)整后第四個交易日的D-W檢驗值分別是2.165361和2.15576，通過查詢D-W分布表可知dL=0.8,dU=1.26,4-dU=2.74，此時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)。

顯著性問題研究是以回歸方程系數(shù)為數(shù)據(jù)的一項數(shù)學(xué)模型分析方法，對回歸方程系數(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中影響股票價格變動的因素較多，金融機(jī)構(gòu)的利率變化只是其中的次要因素，因此，從時間角度來講，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)估計值帶入顯著性檢驗的回歸方程中，得到利率調(diào)整后第三個交易日和第四個交易日的回歸方程。

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)利率變動情況與消息發(fā)布后第三個交易日、第四個交易日股票價格指數(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交易日的股票價格指數(shù)隨之上升，幅度為利率上調(diào)一個單位，股指正向變動0.018504個單位；利率下調(diào)一個單位，股指反向變動0.015888個單位?；貧w結(jié)果中利率的系數(shù)表明，我國金融機(jī)構(gòu)的利率變化同證券市場中股票價格變化的關(guān)系并不明顯。

3.短期調(diào)整利率的最終影響

通過對數(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格變動情況相比，金融機(jī)構(gòu)利率變動對調(diào)整后的第三個交易日和第四個交易日股票價格變動的影響較為明顯，其中，隨著金融機(jī)構(gòu)利率上升，調(diào)整后第三個交易日股票價格指數(shù)上升，調(diào)整后第四個交易日股票價格指數(shù)下降，反之亦然。從數(shù)據(jù)變化上來看，金融機(jī)構(gòu)利率上升一個單位，調(diào)整后第三個交易日的股票價格指數(shù)上升0.018504個單位，第四個交易日股票價格指數(shù)下降0.015888個單位。

根據(jù)估計得到的回歸方程中利率的系數(shù)可以看到，短時間內(nèi)利率變化對股價的變動有一定影響，但是并沒有造成嚴(yán)重沖擊。探索其中的原因：其一是我國的利率確定方式。我國并沒有像一些西方國家一樣實行利率市場化[6]142-144，因此，我國的利率水平變化并不能當(dāng)然地反映市場的運行狀況以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，因此，投資者對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，市場需求變化、銀行利率變化、投資者個人偏好、股市信息的公示等都能夠影響股價變動，在此基礎(chǔ)上銀行利率單一的波動對股市的影響就會得到?jīng)_抵。

(四)長期影響分析

1.序列平穩(wěn)性檢驗

因為偽回歸在變量內(nèi)出現(xiàn)的幾率很大，所以大都要檢驗經(jīng)濟(jì)序列是否穩(wěn)定，通常選用ADF檢驗方法。此類檢驗法主要是為判斷利率與股價二者時間序列是否具有穩(wěn)定性。檢驗過程內(nèi)應(yīng)通過序列的本質(zhì)來決定檢驗方式，其具體結(jié)果可見表2、表3。

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

表2 利率的單位根檢驗結(jié)果

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

注：檢驗方式為(C，T，1)

表3 股價的單位根檢驗結(jié)果

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

注：檢驗方式為(C，T，1)

表4 利率的一階差分單位根檢驗

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

表5 股價的一階差分單位根檢驗

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

通過分析表4、表5，能發(fā)現(xiàn)當(dāng)前用ADF檢驗法對利率的一階差分序列進(jìn)行檢驗后，得出數(shù)值為-4.000346，在5%之下的顯著水平下的界點數(shù)值為-3.065585，所以不能接受利率時間序列內(nèi)有單位根的原假設(shè)，判斷利率的時間序列經(jīng)過一階差分處理后具備穩(wěn)定性。與此同時，通過上述表格也能發(fā)現(xiàn)當(dāng)前用ADF檢驗法對股價一階差分序列進(jìn)行檢驗后，得出數(shù)值為-5.248077，在5%之下的顯著水平下的界點數(shù)值為-3.081002，所以不能接受股價時間序列內(nèi)有單位根的原假設(shè)，判斷股價時間序列具備穩(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

協(xié)整檢驗的前提是要確保時間序列具備穩(wěn)定性。Granger(1986)提出，若時間序列的穩(wěn)定性無法保證，這種情況下借助差分方式讓其強(qiáng)行穩(wěn)定，反而會產(chǎn)生其內(nèi)部儲存的長期信息丟失的問題。但協(xié)整檢驗卻給出了能檢測出變量內(nèi)長時間穩(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間序列的信息的同時，能大致算出協(xié)整向量，從而給統(tǒng)計量科學(xué)的分布。

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

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

表6 VAR模型滯后階數(shù)判斷的統(tǒng)計量結(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 股價與利率的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計量5%顯著性水平下的臨界值P值最大特征值統(tǒng)計量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

通過上述表7，原假設(shè)r=0在5%的顯著水平下它的統(tǒng)計量為16.61598，在5%上的顯著水平下的界點數(shù)值為15.4947，而特征最高的數(shù)值則是15.74100，超過5%顯著性水平下的界點數(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)，這也表示變量確實有一個明顯的協(xié)整方程，而股價與利率二者間的協(xié)整關(guān)系也是長時間十分穩(wěn)固的。

3.序列格蘭杰因果檢驗

通過上述內(nèi)容，能得知股價與利率二者間的協(xié)整關(guān)系具備長時間穩(wěn)定性。當(dāng)前很多學(xué)者專家，為深入探索二者之間在計量經(jīng)濟(jì)學(xué)上的因果關(guān)系是否存在，往往會使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法。通過分析表6，可得知滯后1期的統(tǒng)計數(shù)值最低，將滯后1期進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，其結(jié)果見表8。

表8 index和rate的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

原假設(shè)樣本數(shù)F統(tǒng)計量P值存款利率不是股票價格指數(shù)的格蘭杰原因173.243310.00294股票價格指數(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，利率與股價指數(shù)確實存在格蘭杰因果關(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，所以股價變動幅度與利率調(diào)整有直接關(guān)系。而銀行存款的實際經(jīng)濟(jì)效益也能通過存款利率的高低得知，至于股價也能反應(yīng)股票的經(jīng)濟(jì)效益高低。某種意義上來講，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，股價指數(shù)的水準(zhǔn)也會被其影響。

4.利率調(diào)整長期影響結(jié)論

利率與股價指數(shù)確實存在格蘭杰因果關(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)利率確實會對股價指數(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

由于利率與股價指數(shù)之間存在長期協(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)果來看，此模型還能說明股票價格指數(shù)與利率變動之間具有相關(guān)性。利率上調(diào)一個單位時，股票價格則反方向下降0.5231個單位，這與理論分析相一致。誤差修正項的系數(shù)是負(fù)數(shù)，這與反向修正機(jī)制相一致，表示在短期波動偏離長期均衡時，會以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

在梳理利率變動對股票價格波動影響機(jī)理基礎(chǔ)上，分別建立短期和長期效應(yīng)模型，研究利率變動對股票價格波動的短期影響和長期影響，得到以下結(jié)論：首先，從股價受利率調(diào)整影響的角度來看，利率調(diào)整后的第三個交易日與第四個交易日內(nèi)，股價變化幅度很大，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)在利率與股價之間的變動關(guān)系上，即第三個交易日是正向，第四個交易日則是反向。同時利率的單位變動，這兩天股價指數(shù)也有變化，上升一個單位，第三個交易日股價指數(shù)就正向移動0.018504單位，第四個交易日股價指數(shù)則反向移動0.015888單位。其次，探索利率與股價指數(shù)二者間的協(xié)整關(guān)系，發(fā)現(xiàn)利率與股價指數(shù)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。最后，根據(jù)檢驗結(jié)果判斷出利率變動與股價指數(shù)波動之間有著單方向的格蘭杰因果關(guān)系，即利率變動是股指變動的格蘭杰原因，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對我國股票市場的短期影響和長期影響存在明顯差異，顯著性也不盡相同。這說明我國股票市場存在發(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間良性互動發(fā)展關(guān)系的形成，提出建議如下。

1.加強(qiáng)利率市場化改革

我國目前市場利率名義放開雖已基本完成，但由于市場分隔導(dǎo)致利率不能夠反映出資金供需關(guān)系的真實狀況，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)險結(jié)構(gòu)的不合理，導(dǎo)致利率變化對股價的傳導(dǎo)效應(yīng)不明顯。繼續(xù)深化我國利率市場化改革，不斷提高利率對股價傳導(dǎo)機(jī)制的通暢程度，將有利于政府貨幣政策目標(biāo)的實現(xiàn)。

2.繼續(xù)規(guī)范完善股票市場

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

3.加快提高貨幣市場與股票市場的融合度

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