利率變動對股票價格指數(shù)的影響

高銘遠(yuǎn)

摘 要：根據(jù)股利貼現(xiàn)模型，利率的變動會對股票價格造成影響。本論文選取SHIBOR作為市場化的利率，選取上證綜合指數(shù)作為股票價格指數(shù)的代表，來探討利率變化對股票價格指數(shù)的影響。向量自回歸（VAR）模型經(jīng)常用于平穩(wěn)時間序列之間的分析。Granger因果關(guān)系檢驗經(jīng)常用來研究不同時間序列之間的因果關(guān)系。本文選用了VAR模型和Granger因果關(guān)系檢驗來探討利率變動是否對上證綜合指數(shù)產(chǎn)生的影響。最后的結(jié)果表明，利率雖然能夠影響股票價格指數(shù)的變化，但是不夠明顯。

關(guān)鍵詞：SHIBOR;上證綜合指數(shù);向量自回歸模型;Granger因果關(guān)系檢驗

利率的變動能夠反映出借貸成本的變化，而借貸成本是投資者進行投資決策時所考慮的重要因素，因此利率的變動勢必會通過投資者的投資決策影響股票市場。并且，利率是我國貨幣政策的重要工具，央行在進行宏觀調(diào)控時會通過調(diào)整利率來影響股票市場。此外，由于我國利率市場化的穩(wěn)步推進，利率變動對資本市場的影響越來越顯著，它們之間的聯(lián)系將會更加緊密。

一、利率變動影響股票指數(shù)的作用機制

首先，利率直接影響到投資者的投資選擇。利率上浮會使投資者將部分投資轉(zhuǎn)變?yōu)閮π钯Y產(chǎn)進行儲蓄，導(dǎo)致流通于資本市場上的貨幣量必然會減少，并且投資者對股票的需求將會下降。資本市場上會出現(xiàn)供過于求，導(dǎo)致股票價格下跌。其次，利率的變化會影響投資者的心理預(yù)期。利率的上下浮動很大程度上能反映出政府所采取的貨幣政策以及經(jīng)濟體的經(jīng)濟環(huán)境。當(dāng)利率降低時，預(yù)示著政府將會采取擴張性的經(jīng)濟政策，因此投資者預(yù)期股票價格將會上漲，資金向股票市場流入，股票價格將會上升;反之，股票價格將會下降。最后，利率的浮動將會對實體經(jīng)濟造成影響，進而影響到股票價格。利率下降，則銀行支付的利息以及貸款利率都會下降，因此企業(yè)的融資成本就會下降，這就有利于企業(yè)擴大再生產(chǎn)，提高利潤，會使股票價格升高;反之，則下跌。

二、利率對股票指數(shù)波動影響的實證分析

（一）對變量指標(biāo)進行選取

由于上證綜合指數(shù)包含了上海證券交易所中全部上市股票，能夠較好地衡量市場上股票受到利率的影響，因此選取上證綜合指數(shù)作為股票價格指數(shù)。上海銀行間同業(yè)拆放利率（SHIBOR）在的利率市場化程度較高，能比較客觀地反映利率狀況，因此選取上海銀行間同業(yè)拆借利率作為利率。

（二）實證分析模型的選取

1.ADF檢驗

ADF檢驗是單位根檢驗方法中的一種，是DF檢驗的延伸，用來檢驗時間序列中是否存在單位根來影響序列的平穩(wěn)性，以防止在回歸分析的時候出現(xiàn)偽回歸的情況。設(shè)一般時間序列模型為公式3-1：

yt=c+α1yt-1+…+αpyt-p+εt

公式3-1 一般時間序列模型

則這個時間序列模型的ADF檢驗?zāi)Ｐ蜑楣?-2：

Δyt=c+ρyt-1+■ΦΔyt-（i-1）+εt，其中ρ=（■αi）-1，Φi=-■αj

公式3-2 一般時間序列的ADF檢驗?zāi)Ｐ?/p>

c為常數(shù)項，原假設(shè)為存在單位根。當(dāng)檢驗值小于某一檢驗水平的臨界值時，拒絕原假設(shè)，則其為平穩(wěn)時間序列。

2.VAR模型

VAR模型的數(shù)學(xué)表達形式為公式3-3：

yt=α1yt-1+…+αpyt-p+βxt+εt，其中t=1，…，T。

公式3-3 VAR模型的數(shù)學(xué)表達形式

式中：yt為k維內(nèi)生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本個數(shù)，α1^…αp為k×k維矩陣，β為k×d維矩陣，這兩種矩陣為待估計的系數(shù)矩陣。

3.協(xié)整關(guān)系檢驗

協(xié)整關(guān)系檢驗?zāi)軌蚍从吵鰞蓚€時間序列之間是否存在著長期穩(wěn)定關(guān)系。這里主要用到的是基于VAR模型的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。

4.GRANGER因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗是一種用來判斷兩個變量變化之間是否存在因果關(guān)系的方法。其判斷的依據(jù)為均方誤差（MSE）。設(shè)兩個時間序列分別為x與y，設(shè)s為期數(shù)，則對yt進行s期預(yù)測的均方誤差為公式3-4：

MSE=■■（y^■-y■）■

公式3-4 均方誤差模型

若基于（yt，yt-1，…）所得到的均方誤差與基于（yt，yt-1，…）和（xt，xt-1，…）兩者得到的均方誤差相等，即：

MSE[E^（yt+s|yt，yt-1，…）]=MSE[E^（yt+s|yt，yt-1，…，xt，xt-1，…）]

則證明可得x不能Granger引起y，x對于y是外生的。

若x的前期信息對MSE的減少有貢獻、等式不成立時，則x能夠Granger引起y。

（三）數(shù)據(jù)的選取及處理：

1.數(shù)據(jù)的選取

選取2007年1月1日至2018年12月31日的上證指數(shù)當(dāng)日收盤價和隔夜SHIBOR指數(shù)。數(shù)據(jù)來源網(wǎng)易財經(jīng)和上海銀行間同業(yè)拆放利率官網(wǎng)。

2.數(shù)據(jù)的處理

為了對上證指數(shù)進行更好的描述，同時為了保證其為一個平穩(wěn)的時間序列，消除單位根，對上證指數(shù)進行對數(shù)化差分處理的上證指數(shù)對數(shù)收益率，數(shù)學(xué)表示方式為：

prt=ln pt-ln pt-1

公式3-5 指數(shù)對數(shù)收益率

其中prt代表t日的股指收益率，pt代表t日的股指收盤價。

對數(shù)化差分后獲得的對數(shù)收益率統(tǒng)計：

其平均值為-0.0000292，中位數(shù)為0.000737，最大值為0.090，最小值為-0.092，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0169，偏度為-0.6199，峰度為7.326，JB統(tǒng)計量為2462.281，P<0.001。具有明顯的尖峰厚尾的特征。

（四）實證模型的建立與分析

1.ADF檢驗

由于SHIBOR和上證指數(shù)很明顯為時間序列，因此要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。對SHIBOR的ADF檢驗如下：對SHIBOR的ADF檢驗，得到的t統(tǒng)計值為-4.518，低于在1%置信水平下的統(tǒng)計值。可以斷定SHIBOR沒有單位根，是平穩(wěn)的時間序列。對上證指數(shù)對數(shù)收益率的ADF檢驗，得到的t統(tǒng)計值為-12.651，低于在1%置信水平下的統(tǒng)計值?？梢詳喽ㄉ献C指數(shù)對數(shù)收益率沒有單位根，是平穩(wěn)的時間序列。

綜上，可以對SHIBOR和上證指數(shù)對數(shù)收益率進行建模。

2.建立VAR模型

對SHIBOR和上證指數(shù)對數(shù)收益率滯后2階建立VAR模型。過程使用Eviews 7.2，得到的VAR模型為：

P=0.01567×P（-1）-0.02661×P（-2）+0.00171×R（-1）-0.00209×R（-2）+0.00089

（0.01851）? ? ?（0.01850）? ? ?（0.00096）? ? ? （0.00096）? ? ?（0.00084）

[0.84674]? ? ?[-1.43830]? ? [1.77926]? ? ?[-2.18335]? ? ?[1.05756]

R=0.233319×P（-1）-0.26971×P（-2）+0.996313×R（-1）-0.058857×R（-2）+0.14868

（0.35723）? ? ? （0.35709）? ? ?（0.01850）? ? ?（0.01850）? ? ? （0.01624）

[0.65314]? ? ? [0.65314]? ? ?[-0.75532]? ? [-3.18163] [9.15624]

3.協(xié)整檢驗

在5%的置信水平下，跡統(tǒng)計量為900.170，大于15.494的臨界值;最大特征值統(tǒng)計值為819.682，大于14.265的臨界值。因此拒絕原假設(shè)：兩者之間沒有存在協(xié)整關(guān)系。所以，在長期內(nèi)，SHIBOR和上證綜指是有穩(wěn)定關(guān)系的。

4.Granger因果關(guān)系檢驗

根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則，選擇滯后2階，對利率與上證指數(shù)對數(shù)收益率進行Granger因果關(guān)系檢驗。SHIBOR不是引起上證指數(shù)對數(shù)收益率變化的Granger原因的概率是0.0664，上證指數(shù)對數(shù)收益率不是SHIBOR變化的Granger原因的概率是0.6118。在5%的置信水平下不滿足條件。因此得出結(jié)論，SHIBOR的變化能夠引起上證指數(shù)的變化，但是不夠明顯。造成這一現(xiàn)象可能的原因有：

我國股市為政策市。投資者大多根據(jù)國家的利好、利空政策來判斷投資方向，大部分投資者不會考慮利率對自己投資選擇造成的影響，所以造成了SHIBOR的變動對上證綜合指數(shù)收益率變化的影響極其微弱。

我國投資者素質(zhì)不高，投機氛圍過于濃厚，承受風(fēng)險能力較差。我國投資者，尤其是個人投資者，所進行的投資活動實質(zhì)上是基于投機心理所進行的非理性行為，是一種投機行為。在這種行為模式的驅(qū)使下，當(dāng)市場有了利好消息時，投資者便會瘋狂涌入;當(dāng)市場有了利空消息時，便大量涌出。因而放大了股票市場的波動。并且在投機心態(tài)的驅(qū)使下，市場羊群效應(yīng)明顯。

結(jié)束語：

本文通過對SHIBOR和上證綜合指數(shù)所進行的實證分析，并使用了Granger因果關(guān)系檢驗，得出以下結(jié)論：根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果，SHIBOR變動對上證綜合指數(shù)收益率的影響比較微弱，即在我國利率變化對股票市場價格指數(shù)的波動影響是有限的。這一現(xiàn)象可能是由于我國股票市場政策性、投資者的非理性行為所導(dǎo)致的。我國股票市場中的投機行為過于嚴(yán)重，原本建立在投資者理性基礎(chǔ)上的模型很難成立。此外，其他因素，如企業(yè)的經(jīng)營水平、國家政策等，掩蓋了利率對投資的影響因素，進而掩蓋了利率對股票價格指數(shù)的影響程度。

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