法定存款准备金率调整对我国股票市场影响的实证研究_存款准备金率论文

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一、引言与文献评述

20世纪90年代以前,西方国家一直将法定存款准备金率作为调节信贷总量的工具,但此后发达国家对货币政策工具的选取逐渐倾向价格型工具,在中介目标上也是如此,开始由货币供应量等数量型指标转向利率等价格型指标。大体而言,发达国家的存款准备金率都呈现出逐步降低的趋势(Selva Demiralp,Dennis Farley,2005),如美国,存款准备金率从20世纪40年代初的超过30%降至21世纪初的不到1%(Cara S.Lown,John H.Wood,2003),有的甚至已取消法定存款准备金的要求,如英国、澳大利亚、加拿大等(谭亚勇、黎明,2009)。欧洲中央银行自建立之初,就一直将法定存款准备金率维持在2%左右,并采用各种方式,比如提高豁免比率、扩大豁免范围等方式降低实际存款准备金率水平(彭兴韵,2005)。

我国在存款准备金制度方面的建设起步较晚。1984年中国人民银行按存款种类规定了法定存款准备金率,其中企业存款为20%,农村存款为25%,储蓄存款为40%,随后在1985年统一为10%。此后,央行开始采用这一货币政策工具对宏观经济进行调控。截至2010年2月,央行共对法定存款准备金率进行了32次调整,2007-2008年间尤为频繁,2007年10次,2008年9次。图1给出了自1984年后我国法定存款准备金率的历次变动情况②。

图1 历次存款准备金率调整图

围绕货币政策的变动对资本市场的影响这一主题国内外学者已展开大量研究。从国外研究来看,James,Arvind and Edward(1988)检验了存款准备金率的税收负担效应;Dale K and Tarek S(1991)采用事件研究法检验了美联储调整法定存款准备金率对大型银行股票收益率的影响;Vefa Tarhan(1995)采用日交易数据对美联储在金融市场上的公开市场操作对金融资产价格的影响进行了考察;Kenneth S,Jeff(1996)采用带有虚拟变量的多元回归模型对20世纪90年代初两次下调存款准备金率对存款金融机构股价收益率的影响进行了分析;Vincent Reinhart and Timothy Simin(1997)检验了市场对1989至1992年间美联储政策变动的反应,并发现:美联储基金利率的变动对市场的短期影响最大,但这些影响随着投资期间的延长而消失;Daniel L.Thornton(1998)研究了资产价格对于美联储折现率的调整所产生的反应;Suk-Joong Kim,Jeffrey Sheen(2000)研究了1987-1995年间美国与澳大利亚两国间3月期国债及10年期政府债券日交易数据序列的国际联动关系,重点考察了两国宏观经济信息的公告效应;Campbell R.Harvey,Roger D.Huang(2000)采用1982-1988年间美联储公开市场操作数据,首次全面考察了美联储对固定收益工具及外币交易的影响;Antulio N.Bom?m(2003)检验了在货币政策决定公开公布的背景下股市的前公告效应和信息效应;Cathy W.S.Chen,Thomas C.Chiang,Mike K.P.So(2003)检验了股市收益率及其波动性对来自美国市场信息的非对称性反应;Perry Sadorsky(2003)采用1986年7月至2000年12月的日数据与周数据探讨了美国宏观经济因素对技术类股票股价条件波动性的影响;Thomas Mann,Robert J.Atra,Richard Dowen(2004)考察了两组美国货币政策变量对六个国际市场指数的短期影响;Brad Jones,Chien-Ting Lin,A.Mansur M.Masih(2005)研究了英国利率与股票指数期货盘中价格行为之间的相互关系;A.Beltratti,C.Morana(2006)采用1970-2001年期间的标普500指数(S&P500)作为样本对宏观经济与股市波动性之间的相互关系进行了研究;Cathy W.S.Chen,Ming Jing Yang,Richard Gerlach,H.Jim Lo(2006)采用线性与非线性模型对全球五大主要股市收益率均值及波动性对来自国内及美国信息的非对称反应;尽管美联储从未承认以股票价格作为政策定位,但Katarzyna Romaniuk(2006)基于1981-2002年间美国经济有关数据的宏观经济计量模型的实证分析却表明,美联储很明显已然将股票价格波动纳入其反应函数之内;Laurent E.Calvet,Adlai J.Fisher(2007)引入考虑基本面异质性的简化均衡模型,对多达256个国家和地区不同层次的经济信息对每日股票收益率的影响进行了考察;Arabinda Basistha,Alexander Kurov(2008)考察了美联储货币政策的周期性变动对股票市场的影响;Christos Ioannidis,Alexandros Kontonikas(2008)研究了1972-2002年间,OPEC13个国家货币政策对股市收益率的影响;Jan Hanousek,Evˇzen Koˇcenda,Ali M.Kutan(2009)采用大盘数据与宏观经济公告信息,估计了宏观经济信息对三个新兴的欧盟股票市场指数综合收益的影响;Jon Wongswan(2009)考察了美国非预期货币政策公告对亚洲、欧洲和拉丁美洲15个外国股权指数的影响;Mira Farka(2009)采用高频数据集来检验美联储行为对股票价格水平及其波动的影响,在研究的同时对内生性变量的偏差和遗漏以及潜在的不对称性进行了考虑;Suk-Joong Kima,Do Quoc Tho Nguyen(2009)考察了1999-2006年间,美联储与欧洲央行的目标利率信息对亚洲太平洋地区12个股票市场指数收益率及其波动性的溢出效应;Helena Chuliá,Martin Martens,Dick van Dijk(2010)则在基于日数据及更高频度数据的基础上,采用带有虚拟变量的回归模型,研究了联邦公开市场委员会对联邦基金目标利率决策的宣告对个股收益率、方差以及相关系数的影响。

就国内研究来看,陆蓉等(2004)研究了中国股票市场对政策信息的不平衡反应;薛瑞鑫(2006)从理论与实证两方面分析了货币政策调整对我国股票市场的影响;杨新松(2006)采用向量自回归模型和误差修正模型检验了货币政策对股票市场的影响,研究表明,货币政策通过货币供应量及通货膨胀途径对股市的影响并不成立;段进(2006)采用协整检验、向量自回归模型与格兰杰因果检验等计量方法检验了我国货币政策与股市之间的相互关系;冯婉婷(2008)采用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、VAR模型以及脉冲响应函数等一系列计量方法考察了人民银行实施的从紧货币政策对我国股票市场股价的影响;徐子峰(2008)采用事件研究法,考察人民银行调整法定存款准备金率对股票市场的短期影响,同时采用向量自回归模型研究长期影响,研究认为上调法定存款准备金率对我国股票市场基本没有影响;王相东(2009)考察了调整法定存款准备金率在我国货币政策中的运用效果;张佳佳(2009)采用政策干预模型,以上证指数、上证地产指数以及深证金融指数作为研究对象,考察了2007-2008年间人民银行对法定存款准备金率的历次调整对我国股票市场的影响。

从已有研究来看,关于货币政策对金融资产价格的影响问题,国内外很多学者都进行了大量的研究,而作为金融市场重要的组成部分,股票市场对政策调整的反应也是这些研究重点关注的领域之一。但是在货币政策的三大政策工具中,研究者明显更加关注利率和公开市场操作的影响,法定存款准备金率却有些乏人问津。与此同时,通过分析已有的研究法定存款准备金率的文献,发现主要有以下几方面的问题:

首先,相关的研究较少,且国外的研究多集中于20世纪80年代末90年代初,而国内的研究则是近几年的事。对于国外而言,有两方面的原因,一方面存款准备金率要求对银行的限制越来越小,而伴随着对存款准备金率不断放松管制的趋势,发达国家货币当局对这一政策工具基本弃而不用;另一方面,发达国家货币当局在使用存款准备金率之时非常谨慎,因此调整的次数屈指可数。对于国内而言,纵观我国法定存款准备金率的调整历史,中国人民银行对自2006年下半年才开始对法定存款准备金率进行频繁的调整,因此这方面的研究起步也比较晚。

其次,研究涵盖内容不够全面。国外的研究文献更多地关注政策调整的公告效应及对市场波动性的影响,并且研究对象主要集中于银行股价。而国内的研究大都将其作为研究货币政策的一个组成部分进行考察,因此分析得不够细致详尽。例如,张佳佳(2009)主要关注法定存款准备金率的调整对市场指数时间序列趋势的短期和长期影响。并且在样本选取上存在以下两方面的问题:一方面,上证金融指数本来也包括保利地产、张江高科及金地集团等房地产成分,因此,所考察到的上证金融指数的影响除了金融板块之外,还包括一定的地产板块所受到的影响,而这可能会导致作者的结论出现偏差;另一方面,作者的市场指数和金融指数分别选定上证指数和上证金融指数,而地产指数则选取深证地产指数,这样的数据选取缺乏一致性,由于口径的不一致,也有可能对结果产生影响。

最后,研究方法存在一定的缺陷。国内外的相关研究主要采用事件研究法进行考察,从而对市场正常收益率水平的计算就显得至关重要。但是这些文章中所采用的计算方法大都存在一定的局限性,此外,已有的研究几乎都只采用了单一的研究方法,或事件研究法,或干预模型或GARCH模型,这很可能导致对问题的考察不够全面。

鉴于以上的分析,本文将集中分析法定存款准备金率的调整对股市的影响,同时采用最新的数据力求做到细致全面的研究。具体来说,在实证安排上,本文采用事件研究法、干预模型与GARCH模型相结合,采用事件研究法考察法定存款准备金率调整对市场的宣告效应;采用干预模型从时间序列的角度考察政策调整对市场短期和长期趋势的影响;采用GARCH模型考察市场波动性的反应以及信息的非对称效应。通过建立较为完善的分析体系,全面地考察法定存款准备金率的调整对股市及银行板块的影响,这是已有相关方面的研究所未曾做到的。同时,在细节处理方面,本文也针对以前研究方法的局限做了大胆的尝试。通过采用时间序列的方法(ARIMA模型)对指数收益进行了预测,将预测值作为指数正常收益水平的估计值。此外,本文在样本的选取上也兼顾了全面性和一致性,避免了前文提到如张佳佳(2009)一文中所存在的数据样本的问题。

二、实证设计及分析

本文的实证研究包括三个部分:事件研究法、干预分析模型和GARCH簇模型。采用事件研究法考察法定存款准备金率调整对市场的宣告效应;采用干预分析模型从时间序列的角度考察政策调整对指数序列趋势的影响;采用GARCH簇模型考察收益率条件均值与条件波动性对于政策调整的反应。通过建立较为完善的分析体系,几种方法相互补充相互印证,全面地考察法定存款准备金率的调整对股市及银行板块的影响。研究所用到的数据包括来自中国人民银行网站的历次法定存款准备金率的调整数据,以及来自WIND数据库的WIND全A指数及WIND银行指数序列。前者涵盖A股市场所有的股票成份,而后者包括所有14家上市的国内银行股成份。

(一)事件研究法

本文选取了24组样本,其中有的样本间距非常接近,前后交易日不足15天。为了保证预测具有一定的准确性和可操作性,将预测区间的前一个交易日至上一公告日期间的所有交易日的指数数据作为预测的基础,其中,样本2007年4月30日与2007年5月18日(相隔8个交易日)及2008年9月16日与2008年10月8日(相隔10个交易日)进行合并预测。由于ARIMA模型的预测结果具有一定的趋势性,为减少这种趋势对分析结果产生的影响,本文选用能降低规模效应的对数收益率。形式为:

拓宽事件窗口有助于较为完整地捕捉信息公告对市场的影响,但如前文所述,由于存款准备金率的调整比较频繁,两次调整的间隔最短不超过15个交易日。若事件窗口过宽,则势必导致前后事件窗发生重叠,同时难以为用于进行估计的正常值留下一定区间。更为重要的是,由于预测方法存在的缺陷,以及预测误差的存在,若事件窗口太长,势必导致计算异常收益率的误差越来越大。

在借鉴前人做法的基础上综合权衡,本文将事件窗的长度确定为3日,即:[-1,1]。

本文将24次调整分为两组,分别考察调整对WIND全A指数和WIND银行指数的影响。

1.法定存款准备金率上调组分析

(1)WIND全A指数异常收益率及显著性分析:实证结果表明,-1日的平均异常收益率为-0.1760%,0日的平均异常收益率为-0.5240%,1日的平均异常收益率为-0.6087%,对每日平均异常收益的t统计量如下表1所示。

表1的结果表明,每日异常收益率不显著,表明我国法定存款准备金率的调整对股市整体的影响并不明显。

从累积异常收益率来看,-1日的平均异常收益率为-0.1760%,0日的平均异常收益率为-7.0000%,1日的平均异常收益率为-1.3087%,对平均累积异常收益的t统计量如下表2所示。

表2的结果表明,在10%的置信水平下,仅有0日和1日累积平均异常收益率的单侧检验表现为统计显著。这说明在统计上法定存款准备金率的调整对市场仅存在非常微弱的影响。

(2)上调组WIND银行指数异常收益率及显著性分析:实证结果表明,-1日的平均异常收益率为-0.1893%,0日为-0.3968%,1日为-1.1016%,这说明股票市场银行板块对政策调整的反应比市场更为强烈。显著性检验结果如下表3所示。

表3的结果表明,-1日和0日在10%的置信水平下,单侧检验是显著的;1日在5%的置信水平上单侧和双侧检验的结果都显著,说明法定存款准备金率的调整对股市银行板块具有比较显著的影响。

从累计异常收益来看,-1日的平均异常收益率为-0.1893%,0日为-0.5081%,1日为-1.6877%,对平均累积异常收益的t检验结果如下表4。

表4的结果表明,公告当日及其前一日的平均累积异常收益率在10%的置信水平下,单侧检验均是显著的,而3日平均累积异常收益率在5%的置信水平下,无论单侧检验还是双侧检验均是显著的。这说明从统计上来看,我国法定存款准备金率的调整对股票市场银行板块具有显著的公告效应。

2.法定存款准备金率下调组分析

采用同样的方法,本文对法定存款准备金率下调组样本进行了研究。从实证结果来看,法定存款准备金的上调带来的异常收益率的t检验在单侧和双侧检验时均不显著。表明上调时的效果不显著。这说明从统计上来看,法定存款准备金率下调对市场及银行板块的影响并不显著。这可能是由于样本数量限制或者统计方法所带来的缺陷。

3.原因分析

股票市场对于法定存款准备金率调整的反应与理论预期不完全相符,政策调整对市场的影响不够明显的问题,可能有以下几方面的原因:

(1)人民银行上调存款准备金率主要是回收市场上过剩的流动性。冯宇博(2009)的研究结果表明,存款准备金率的调整与市场的流动性之间存在负向相关关系,上调存款准备金率能够有效地控制市场过剩的流动性。但是,人民银行直接调控的是银行体系的流动性过剩。通过分析市场流动性的构成可以发现,股市资金来自银行系统的比较少。一方面,主力机构的资金主要包括基金、企业年金及保险公司的资金等,都不受存款准备金率的直接调整;另一方面,股市散户的投资资金主要来自个人的自有资金,也难以受到政策调整的控制。因此在控制股市流动性方面,法定存款准备金率的调整有些力有未逮。

(2)我国银行体系内超额准备金比较充裕,在2010年2月央行年内第二次上调存款准备金率时,申银万国的一份报告指出,当前我国金融体系超额准备金率仍达3.13%,从而法定存款准备金率的上调对银行的流动性并未造成实质性的冲击③。从而对股市的银行板块乃至整个大盘而言,影响仍然有限。

(3)货币政策具有一定的时滞,调整法定存款准备金率影响货币供应量或者通过其他途径作用于股市需要一定的时间,从而使得政策调整对股市的短期影响有限。

(4)近年来,我国法定存款准备金率的调整相当频繁,因而可能在一定程度上降低了投资者对这一政策调整的敏感性,在有一定的心理准备的基础上,会做出比较理性的投资判断。

此外,孙志贤(2005)还认为,我国股市从诞生以来即具有的强烈的不稳定性(包括过高的换手率以及股价的过大的波动性)也是导致存款准备金率的调整作用不足的原因之一。当然,模型的设定以及方法的选取也可能使结果出现偏差。因此,本文将继续采用另外两种方法从其他角度做进一步的检验,以期得到合理结论。

(二)干预分析模型

1.实证结果

干预分析模型在本文中设定为:

运用Eviews6.0进行数据分析,得到实证结果,限于篇幅,实证结果的详细展示略去。

实证结果表明,在样本期内全部22次法定存款准备金率的调整中,仅有6次代表干预强度的系数ω显著,说明从整体来看,政策调整对整个股市的影响,相当微弱。而干预衰减速度系数δ,22次中有19个估计值显著,且数值大都接近于1,表明法定存款准备金率的调整对股市的影响将持续较长的时间。

在样本期内22次政策调整中,有12次干预强度的系数ω显著,说明政策调整对银行板块具有比较显著的负向影响。而干预衰减速度系数δ在22次调整中21个估计值显著。数值大都接近1,表明法定存款准备金率的调整对银行板块的影响将会持续较长的时间。

就ω值的大小来看,WIND银行指数样本的估计值的绝对值明显大于WIND全A指数样本得到的估计值,且其中显著为负的比例较全A指数要多得多,这说明法定存款准备金率的调整对银行板块的影响要强于整个大盘:并且,针对相同幅度的法定存款准备金率的调整,WIND银行指数的变化速度较WIND全A指数变化更快而且更大。

2.原因分析

对于ω值变动的解释,本文认为法定存款准备金率的上调对市场而言,既有可能是好消息,又有可能是坏消息。作为坏消息,本文在第二部分法定存款准备金率的调整对市场的影响机理中已有阐明。而作为好消息,可以从以下两方面来理解:一方面,政策的调整有一定的预告意义。法定存款准备金率的上调也向公众传递了宏观经济发展良好,有过热倾向的信息。对于投资者而言,这样的信息可能使其对市场前景看好,从而增加投资;另一方面,我国中央银行为商业银行的法定存款准备金支付利息。这在银行缺乏好的投资渠道,惜贷现象严重从而手中积累大量超额准备金的前提下,上调法定存款准备金率无疑从某种程度上增加了银行的盈利,从而对于市场对于投资者而言,未尝不是好消息。因此,好消息与坏消息各自作用程度的大小可能影响到政策调整对股票市场及银行板块的作用方向。

同时,还可能有以下几点原因:

首先考虑当时的宏观经济背景。一方面,2006年以来我国宏观经济形势向好,包括商业银行在内市场主体对经济发展充满信心,因此,此时上调存款准备金率对股价的抑制作用有限;另一方面,进入2006年,由于我国国际收支出现严重的双顺差,国际热钱持续涌入,从而使得人民银行通过外汇占款渠道投放了大量的基础货币,导致银行体系的流动性持续严重过剩。而提高存款准备金率对于减少外汇占款并无多大帮助,这使得这一政策的调整效果大打折扣。自2005年人民币汇率制度改革以后,人民币开始进入升值通道,迄今为止升值约20%。随着升值幅度的增加,对外汇占款所导致的流动性过剩有所缓解,从而政策调整的作用开始有可一定的显现。

其次,相较于西方,我国股票市场的发育不够成熟,股市投机氛围太浓,波动性非常强。从股权分置改革以后,股市逐渐规范,效率逐渐提高,但这是一个逐渐发展的过程。

再次,这与我国股市大盘的主要走势可能也有着很大的关系。众所周知,我国2006年至2007年年末经历了大牛市阶段,在股市一片繁荣、投资者欢欣鼓舞的情况下,存款准备金的上调对投资者们的投资热情影响可谓相当微弱;而2008年开始股市高空跳水,一泻千里,投资者一片恐慌,在这样的大趋势下,上半年政策调整的坏消息势必带动股市的进一步下跌。

此外,正如前文所分析的,我国银行体系的超额准备金一直比较充分,在央行上调法定存款准备金率的伊始,对银行的可用资金影响有限,因而相应的市场反应也就不够强烈;随着法定存款准备金率的接连上调,可能会对银行体系的流动性产生一定的实质性影响,从而使得政策调整对市场作用转为负向。

最后,分析模型存在一定的缺陷。利用时间序列进行预测基于一定的前提假设,采用计量的方法对正常水平进行预测存在一定的趋势问题,并且与准确的正常指数水平肯定存在一定的偏误,这也可能是这一结果出现的原因。

(三)GARCH簇模型

在GARCH-M模型与EGARCH模型的基础上,本文引入了虚拟变量对法定存款准备金率调整公告对收益率波动性的影响进行了考察。其中,GARCH-M模型主要考察政策调整对均值方程的影响,而EGARCH模型则主要关注政策调整对于条件方差方程的作用。模型的具体设定如下:

GARCH-M模型设定:

1.GARCH-M模型实证结果

采用Eviews 6.0进行估计,针对WIND全A指数与WIND银行指数的实证结果表明:加入虚拟变量前后,方程的系数并未发生显著变化,且虚拟变量的系数本身数值也非常小,且并不具备统计显著性。说明法定存款准备金率的调整,对WIND全A指数收益率并不存在显著的影响。

从实证结果也可看出,虚拟变量的系数显著,在事件日取1时,虚拟变量系数的显著性水平为0.35%,而在3日事件窗内取1时,虚拟变量系数的显著性水平为0.00%,这表明法定存款准备金率的调整对WIND银行指数收益率具有统计上显著的影响。并且系数B为负值,说明政策调整的方向与WIND银行指数对数收益率的变动方向呈现出负相关关系。在设定二中,虚拟变量系数的绝对值明显大于设定一的水平,这说明法定存款准备金率调整对银行板块的影响并不限于公告的宣告当日,而是具有一定的持续性。

2.EGARCH模型实证结果

采用Eviews 6.0对对数收益率序列进行拟合,表明WIND全A指数服从AR(4)-EGARCH(1,1)过程,而WIND银行指数则服从AR(6)-EGARCH(1,1)过程,且拟合度均高达99.6%以上。针对WIND全A指数与WIND银行指数的实证结果可看出:虚拟变量的系数值较小,显著性水平也较低,引入虚拟变量前后,方程其他系数未出现明显变化,表明法定存款准备金率的调整对市场收益率的波动性并不具备统计上显著的影响。此外,模型显示出显著的波动非对称性。同时虚拟变量的系数为负,且表现为统计显著,表明从模型来看,法定存款准备金率的调整会降低WIND银行指数收益率的波动性。

三、结论及政策建议

本文选取2006至2010年2月24次法定存款准备金率的调整及WIND全A指数与WIND银行指数等相关数据,综合运用事件研究法、干预分析模型及GARCH簇模型对我国法定存款准备金率的调整,对股票市场的影响进行了比较全面系统地研究,得出结论如下:

(1)从政策调整的股价收益率地影响来看,法定存款准备金率的调整对我国股市的收益率的影响非常微弱,在统计上并不具备显著性:而对银行板块则有比较显著的负向影响。随着股票市场的不断规范及其效率的不断提高,政策的有效性日益增强。同时,政策调整对市场的作用具有明显的政策时滞。此外,对于同等幅度的政策调整,银行板块股价的反应比市场更为剧烈。

(2)从政策调整对股价序列趋势的影响来看,法定存款准备金率的调整对市场的短期作用不够显著,而对银行板块则具有比较明显的负向作用。并且银行板块对政策调整的反应更加迅速也更加剧烈。而就长期而言,政策调整对股票市场及银行板块的影响都是长期存在的。

(3)从政策调整对股价波动性的影响来看,法定存款准备金率的调整的对股票市场收益率的波动性影响不够明显,但无论上调还是下调都会显著降低银行板块收益率的波动性,但这种影响在上调时持续时间较下调时更为短暂。

综上所述,我国法定存款准备金率的调整对市场整体而言影响比较有限,但是具有一定的板块效应,对某些板块比如银行板块,在股价收益率及其波动性方面都会产生一定的影响。因此,我国货币当局可以借助这种板块效应加强对某些行业和领域的调控,而投资者也可以对股票投资组合做出一定的针对性决策。

注释:

①相关数据来源于中国人民银行网站,http://www.pbc.gov.cn/diaochatongji/tongjishuju/。

②来自新浪财经新闻,http://finance.sina.com.cn/g/20100224/17577451052.shtml。

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