存款准备金率调整对我国股指影响的理论与实证分析
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摘要：本文通过理论分析和实证分析，将存款准备金率调整对股票市场的多种效应区分为短期影响和长期影响，同时对应地优化相关实证模型，有区别地选择准备金率调整的公布日、生效日信息和股指每日数据、每月均值数据在短期和长期影响模型中的使用。经过比较发现，存款准备金率调整对大盘股指的影响在短期内不明显，长期内被证明是明显的且调整存在滞后性。
关键词：存款准备金率；股票指数；回归分析；事件研究
一、引言
1984～2012年，央行45次调整存款准备金率。近年来，央行调整的次数尤为频繁，引起了学术界的研究兴趣，相关研究出现了多种不同的观点。
刘洋（2008）对2007年央行10次提高准备金率对证券市场的影响进行分析，认为提高准备金率对证券市场总体影响显著，且呈现显著的负线性相关性，调整存在滞后性且受多种因素影响。但由于数据规模有限，未充分说明它们之间的相关关系。
周昱今、邢天才（2012）运用事件研究法分析1998～2011年央行上调和下调存款准备金率对13个门类行业的流通市值加权股票收益率的影响。研究表明，无论是上调还是下调，准备金率消息的宣告对13个行业的股票收益都没有影响。
张玺（2012）研究2006年1月至2011年4月的数据，认为总体上看，存款准备金率对股票市场的影响是有效的，但是作用比较弱，其传导机制并不畅通。他虽然没有区分短期和长期影响，但在模型数据选择上独创地使用月度数据，存款准备金率的每月调整幅度和股票指数的每月收盘变幅，对于本文的数据选择给予了极大的启发。
樊华（2012）研究2007年1月至2011年5月的数据，认为存款准备金率调整是股票市场波动的主要原因之一。准备金率调整在短期内有较大影响，但是长期内对股票市场的影响逐渐减弱。
熊发礼、嵇鹏飞（2011）针对1998～2011年存款准备金率调整期间的上证指数变动幅度进行实证分析，发现准备金率调整对股市走势的影响在短期内表现不明显，但中长期内被证明是正确的，调整存在滞后性且受多种因素影响。文章以准备金率的生效日为模型数据选择的依据，启发本文在考虑短期和长期影响时，注意区分公布日和生效日的信息使用。但文章以一周后、一月后影响作为长期影响的讨论，有待完善，同时对于结论原因的讨论也不充分。本文同意其主要观点，希望能在“巨人的肩膀上”更进一步。
冀芳、潘冠中（2011）通过实证分析发现，宣布上调法定存款准备金率对股票价格综合指数无影响，宣布下调使其降低，与经济理论相悖，认为我国货币政策的股票市场传播渠道并不通畅主要由于我国金融市场处于初级阶段且相关法律法规不成熟。
本文在此基础上，区分短期和长期影响，发展短期和长期的不同实证模型，同时在数据选择中，有区别地使用公布日和生效日信息、每日数据和每月数据，希望能有所创新。本文意图分析大盘股指对存款准备金率调整的具体表现方式，通过改善实证模型，研究准备金率调整时我国股市对其的反应与理论观点是否相符。
二、理论分析
股票市场是货币政策的主要传导渠道之一。总结一般的经济理论，作为货币政策的一个重要内容，法定存款准备金率调整会引起股票市场的波动。具体来说，当上调法定存款准备金率时，股票价格下降；当下调法定存款准备金率时，股票价格上升。货币政策对于股票市场的多种传导途径实际上可以总结为两类途径：一是货币政策通过预期和宣告的方式直接影响股票市场；二是货币政策通过各种传导渠道作用于实体经济，间接传导到股票市场。
存款准备金率调整政策对股票市场的效应如下。
（一）宣示效应
存款准备金率是央行宣布自己政策意图的重要窗口。调整准备金率对社会公众心理预期会产生很大的影响。当货币当局宣布上调法定存款准备金率时，人们会预期货币当局会实行紧缩货币政策，进而预期股票价格将下降。在此预期下，交易者抛出股票，于是股价下降，促使交易者继续抛出股票，股价继续下降。同理，当宣布下调准备金率时，股票价格上升。
按照存款准备金率调整的惯例，公布日都会早于生效日一段时间。按照预期理论，一旦准备金率调整信息公布，将令人们产生一系列的推测、判断，进而改变的自己的行为，市场就会产生准备金率调整后的预期效果，市场参与者就会提前针对这种效果做出有利于自己的最优选择，从而在生效日之前就推动市场实际效果向着预期效果的方向发展。
所以，宣示效应是即期的、迅速的。同时，宣示效应通过改变预期来发挥作用，那么人们关注得更多的将是存款准备金率改变的增量，而不是改变后的绝对值。
（二）市场利率效应
在其他因素不变的情况下，调整存款准备金率会影响货币供应量和市场资金供给，从而影响到市场利率。如果市场大部分资金供求是富有弹性的，则准备金率的调整对市场利率的影响较大。中国股票市场上的资金主要是短期资金，资本市场资金与货币市场资金的性质基本一致。
货币政策所决定的利率水平会对股票市场产生很大的影响，这种影响不仅在于成本效应，而且在于信息作用。市场经济中，央行主要通过市场操作调控官方利率来实现货币政策目标。官方利率的变动首先传导到短期货币市场利率。官方利率的变动是从两个方面来影响股票价格变动的：一是作为政策信号改变投资者对经济的未来预期而反映在股票的即期价格之中；二是通过改变货币市场和股票市场上各种金融工具的相对价格水平来影响资金供求的结构。其中，第一个方面是即期的、迅速的，第二个方面需要相关机制的传导。
（三）信贷渠道
信贷渠道主要关注存款准备金率对货币供应的影响。股票价格由市场的供求关系直接决定。股价上涨，最为直接的动力来自于市场上货币的增加。而准备金率的调整直接影响到市场的货币供应量。
理论上，央行调整法定存款准备金，一方面影响货币乘数的变动，另一方面影响基础货币进而影响金融机构超额准备金率的变动，同时影响货币乘数的变动。
B=C+R（B表示货币基础，C表示现金，R表示准备金）
M=C+D（D表示存款，M表示货币供应量）
K=M/B（K表示货币乘数）
基础货币和货币乘数是决定货币供应量的两大因素，而法定存款准备金率变动对B和K都会产生重要的影响。并且，货币乘数多倍扩张和多倍收缩的作用和准备金率的改变对货币供应的变动影响是巨大的。
准备金率的调整对股票市场的资金供给产生影响，进而影响股票价格指数的变动。如果准备金率下调，股票市场货币供给增加。同时，增加了货币供应量，将刺激消费和投资，从而提高上市公司的业绩。这两个因素都使下调准备金率引起股价指数的上升。反之，上调准备金率引起股价指数的下跌。
因为信贷渠道首先需要调整后的准备金率生效并需要经过货币创造的整个过程，所以信贷渠道的影响是长期的。同时，因为调整后准备金率是以货币乘数的形式在信贷渠道中发挥对股票市场的影响，所以应关注调整后存款准备金率的整体，即绝对值，而不是增量。
（四）市场结构效应
存款准备金率调整不但对股票市场整体供求均衡点（股价指数）产生影响，而且会对股票市场结构产生影响。不同上市公司、不同板块的股票价格受准备金率调整的影响也不相同。
央行提高存款准备金率，受冲击最大的当属股市中的金融、地产板块。对金融板块来说，一方面提高准备金率直接限制了其放贷规模，减少了收益率，进而可能导致股价的下跌；另一方面影响金融机构的盈利能力，因为准备金利率低于其贷款利率，若提高准备金率，实际上就是冻结了其所持有的一部分超额准备金，使其可用资金减少，从而减少经营收益。地产板块对于资金的需求规模比较大，周期长，提高准备金率必然导致其资金来源相对紧张，资金成本增大。
基于此，准备金率调整使金融、地产板块产生较大波动，同时这类波动又会通过实体经济中千丝万缕的联系，传导到整个经济整体，从而影响股票的大盘指数。同时，应认识到这种影响应该在存款准备金率调整生效后对板块内的公司发生实质性作用时产生，并且传导到整个经济系统需要时间，所以市场结构效应是长期的。
综上所述，本文把存款准备金率调整对股票市场的四种效应分为短期影响和长期影响两类。短期影响包括宣示效应、市场利率效应的第一个方面；长期影响包括市场利率效应的第二个方面、信贷渠道、市场结构效应。短期影响主要指存款准备金率调整的公告信息所引起市场预期变化所带来的股票市场即期的波动变化；长期影响主要指存款准备金率调整的生效所引起的，经过货币创造等货币政策传导机制传递，进而改变实体经济的基本面和运行，从而对股票市场造成的长期的波动。本文区分存款准备金率调整的增量和绝对值，分别对其短期影响和长期影响进行实证分析。
三、实证分析
根据上文讨论，本文在存款准备金率对大盘股指的短期影响研究中，使用准备金率调整的公布日信息、大盘股指每日价格数据；在长期影响研究中使用准备金率调整的生效日信息、存款准备金率的月数据、大盘股指每月价格均值数据。中国股市建立于20世纪90年代初期，所以本文只对1998年1月1日至2012年5月31日之间央行的42次存款准备金率调整（41次公布）做分析。
1998年1月至2012年5月，42次存款准备金率调整情况如下。
存款准备金率采用大型金融机构数据来自新浪财经网和新华财经网。
大盘股指数据采用上证指数来自银河证券行情分析软件的日收盘点位数据。
（一）存款准备金率对大盘股指的短期影响
在即期，准备金率调整的公布信息通过宣告效应、市场利率效应影响市场预期，在短期对大盘股指产生影响，即在准备金率调整生效日前就开始以改变市场预期的方式影响上证指数。同时，相关信息的公布是通过改变人们预期的方式来迅速发挥作用的，应该使用存款准备金率的增量，即改变幅度作为解释变量，使用观察日的大盘股指日收益率作为被解释变量。所以，本文以信息的公布日为依据，讨论历次存款准备金率调整变化即增量，与上证指数日收益率的相关性。
考虑到1998年1月至2012年5月存款准备金率调整共41次（以公布日为标准计算），可能会出现样本容量不够大的误差，所以本文采用事件研究方法和回归分析方法两种方法来论证短期影响。
本文假设如下。
H1：存款准备金率变化（即增量）与大盘股指收益率不相关。
H2：存款准备金率变化（即增量）与大盘股指收益率相关（负相关）。
1.事件研究方法
基本原理：以某一事件的宣布作为“事件”，考察事件前后一段时间内样本股票收益率的变化，来解释这一事件对样本股票收益率变化产生的影响。
（1）事件日的确定。本文事件日定义为央行宣布存款准备金率调整的当日，即公布日，而非生效日，且央行往往在晚上非交易时间宣布存款准备金率的调整。
（2）事件窗口的确定。该窗口包括事件发生的日期及之前和之后的一段交易时期。一般来说，如果研究者对事件发生的日期越确定，那么事件窗口就可能越小，并且所衡量的事件对股票价格的影响就越有效。本文中考虑的是短期影响，所以事件窗口被设定为事件日后1个交易日。
（3）估计期的确定。估计期是事件尚未发生的那段时期，用来估计如果不发生该事件股票的收益率应该是多少。最常用的方法是将事件窗口之前的一段时期作为估计期。本文选择事件日前20个交易日作为估计期。估计期和事件窗口不能重叠，所以2007年4月29日、5月18日、11月10日、12月8日、2008年4月16日、5月12日、6月7日、10月8日、12月22日、2010年11月19日、12月10日、2011年2月18日、3月18日、4月17日、5月12日这15次调整本文不做分析，一共分析26组数据。
（4）窗口期、估计期日均收益率。本文采用平均收益率方法来计算估计期收益率，计算公式为
大盘指数每日收益率=（当日指数-前一日指数）/前一日指数
Rt=（公布日当日大盘指数-前一日指数）/前一日指数
其中，Rt为第t次存款准备金调整的窗口期日收益率，因窗口期天数N=1，可用上式简化表示。
E（Rt）=■
其中，E（Rt）为第t次存款准备金调整的估计期日均收益率；N为估计期交易日总天数，为20。
（5）异常收益率（abnormal return，AR）和平均异常收益率（average abnormal return，AAR）的计算。
异常收益率等于实际收益率（窗口期）减去估计期收益率。
A（Rt）=Rt-E（Rt）
其中，ARt为第t次存款准备金调整的异常收益率。
AAR=■
其中，AAR为所有t次存款准备金率调整所对应的平均异常收益率，N为调整总次数，为26。
检验AR显著性的统计量为
t=■=-0.163421
使用自由度为n-2（=24）的t分布来进行显著性检验。若取α=5%，则置信区间的临界值为2.064。当t=-0.163421时，-2.064< -0.163421
2.回归分析方法
待估计方程为： Rt=β1+β2*ΔXt+ut。其中，ΔXt为以公布日为依据统计的第t次存款准备金率调整的幅度，Rt为第t次存款准备金率调整公布日后一个交易日大盘指数的当日收益率，大盘指数以上证指数为代表。
大盘指数当日收益率=（当日指数-前一日指数）/前一日指数
以1998年1月至2012年5月的41次存款准备金率调整的公布为分析目标，通过Eviews软件分析得到
Dependent Variable： R Independent Variable： X
Method： Least Squares
Date： 12/01/12 Time： 18：09
Included observations： 26
（二）存款准备金率对大盘股指的长期影响
在长期，法定存款准备金率的调整是在调整后的准备金率生效后，通过市场利率效应、信贷渠道、市场结构效应来影响货币创造、实体经济运行，通过改变宏观经济运行的方式，在整个经济体系中发挥作用，从而对大盘股指产生影响，即在存款准备金率调整生效日时才开始以改变总体经济运行的方式影响上证指数。所以，本文以准备金率调整的生效日为讨论依据。
准备金率的影响是通过货币乘数的改变等途径，通过相关变量整体的变化作用于宏观经济，所以本文讨论其长期影响时，采用的是准备金率的绝对值而非增量。
同时，本文在讨论其长期影响时采用大盘股指的每月收盘价均值作为被解释变量。这样可以消除短期因素的影响。
所以，本文使用每月存款准备金率绝对值（若当月有调整，采用调整后的准备金率）和上证指数每月收盘价均值来讨论存款准备金率与上证指数的相关性。
根据上文理论介绍，本文假设如下。
H3：存款准备金率（绝对值）与大盘股指不相关。
H4：存款准备金率（绝对值）与大盘股指相关（负相关）。
待估计方程为：Yt+n=β1+β2*Xt+ut。其中，Xt为第t个月的存款准备金率当月绝对值；Yt+n为第t+n个月的上证股指每月收盘价均值；n为选择上证股指时考虑的时滞月数。
为了充分分析长期影响的效应，本文采用比较分析法，挖掘数据选择的有效性和长期影响的时间滞后问题。从两个维度选择不同的数据，为下文的比较分析做实证计算。
1.解释变量分别采用1998年1月至2012年5月的月度数据、1998年1月至2006年12月的月度数据、2007年1月至2012年5月的月度数据。
2.被解释变量分别作0个月时滞、1个月时滞、2个月时滞、3个月时滞、4个月时滞、5个月时滞、6个月时滞、7个月时滞、8个月时滞的分析。
这样本文可以得出24组数据。
通过Eviews软件分析得到如下结果。
（一）存款准备金率对大盘指数的短期影响
1.实证结果
事件研究方法分析显示：短期内，调整存款准备金率的公告信息没有对股市大盘指数产生明显的影响。因为平均异常收益率（AAR）的显著性检验显示，AR统计量的值落在接受域中，不能拒绝虚拟假设，即接受的结论是：存款准备金率变化（即增量）与大盘股指收益率没有显著相关性。
回归分析方法分析显示：短期内，存款准备金率变化（即增量）与大盘股指收益率没有显著相关性。因为虽然本文得到了Rt与ΔXt的线性方程，但是t（β2）= 0.1806，不能拒绝虚拟假设H3。同时，可决系数R-squared=0.001357，过小；F-statistic也不符合要求。
2.与理论相悖的原因
上述两种方法显示，在短期，存款准备金率调整没有对我国股指造成实质性影响。实证结果与理论观点相悖的原因如下。
（1）首先我国股票市场有效性尚不充分。因为相关理论观点是建立在市场有效性的假设上的，但现实中，中国股市主要还是政策市场，受政策影响较大；同时，发展时间短，市场不成熟，信息的还不及时，信息的传递不充分，信息的反映不彻底。所以，对于存款准备金率调整的信息，大盘指数不能及时地给予反应，造成短期影响不显著。
（2）市场预期的不可测量性。在短期影响中，本文的模型尚存在缺陷。如果短期影响是通过预期效应发挥的，那么实际对市场产生影响的是公布信息与市场预期之间的信息差值，但由于市场预期是建立在参与者心理的基础上的，相关心理测量指标难以寻找。
（二）存款准备金率对大盘指数的长期影响
1.实证结果
通过比较长期影响的实证结果的三组数据，本文有如下发现。
（1）2007～2012年的实证数据较为合理，且存款准备金率（绝对值）与大盘股指具有相关。
若Xt选择1998～2012年5月的数据，则Yt+n与Xt具有显著相关性，但成正相关，这与传统理论相悖。同时，可决系数显示对应线性函数拟合度也不理想。
若Xt选择1998～2006年的数据，则总体而言，Yt+n与Xt并不具有显著线性关系。因为虽然产生了待估计方程，但是被解释变量与解释变量间的关系随着时滞因素的增加而由负相关线性关系转为正相关线性关系，且不拒绝H3的次数较多。同时，可决系数和F检验都很不理想。
若Xt选择2007～2012年5月的数据，则Yt+n与Xt成显著负相关。通过T检验，发现所有的β2都落在接受域之外，所以本文拒绝虚拟假设H3，即存款准备金率（绝对值）与大盘股指具有相关，且成负相关性。
（2）存款准备金率调整对大盘股指的长期影响存在时滞。因2007～2012年6月的数据结果与理论观点较一致，所以以此数据为例，比较发现在不同时滞时间的选择中，时滞时间为6月和7月的回归分析结果较优。t（β2）接近-11，可决系数接近0.65，F检验接近120。所以本文认为，存款准备金率调整在货币政策传导机制的传递中，调整生效日到实体经济体系对大盘股指的产生长期影响需要6～7个月的时间。
2.与理论相悖的原因
实证研究中，1998～2006年数据显示存款准备金调整对大盘股指的长期影响不显著，有以下原因。
（1）以股权分置为代表的主要问题造成我国股市在2006年以前市场有效性不充分。股权分置是阻碍中国股市发展的最大障碍。股权分置改革始于2005年4月，至2006年年底沪深证交所上市股改公司总市值已达到97%。2006年年底上市公司股份制改革基本完成。股改完成后，股票市场有效性得到极大的改善，能对货币政策的调整给予一定的反应，所以表现出相应的负相关性。而在股改完成之前，则表现不足。
（2）货币政策运用的改善。虽然我国早在1998年就对存款准备金率进行改革，但是21世纪初货币当局才开始根据物价指数等经济发展情况适时地调整存款准备金率，运用货币政策对宏观经济进行调控。所以，直到2007年左右才实现了货币政策的熟练运用和相关传递机制的顺畅运作。
五、结论与建议
（一）结论
实证研究表明，存款准备金率调整对大盘股指的短期影响不显著，即理论分析中准备金率调整的宣示效应、市场利率效应第一个方面的作用与实证结果相悖。
就长期影响而言，存款准备金率与大盘股指存在负相关性，即理论分析中准备金率的信贷渠道、市场结构效应的作用与实证结果基本一致，但实证研究需要考虑数据选择的时间范围。仅在使用2007～2012年数据时，可以得到与理论观点一致的结果。因为2007年以前我国上市公司还未完成股份制改革，从而市场有效性有限，所以1998～2006年的数据不具备实证研究的准确性，同时破坏了1998～2012年整体数据相关实证研究的准确性。
（二）建议
1.建立有效市场的需要
要充分实现存款准备金率对大盘股指的短期影响和长期影响，最主要的是依靠市场有效性的建立。只有不断优化信息披露机制、信息传递机制、股票市场规则规范的建设，才能充分发挥货币政策的调节作用。
2.货币政策中间目标及时滞因素
由于存款准备金率对大盘股指具有一定的长期影响，所以一定程度上，可以把大盘股指作为货币政策实施的中间目标，或者采用货币政策在特定时期作为调控大盘股指的政策工具。但是，在具体实施的过程中，需要考虑6～7个月的时滞。
3.实证研究数据有效性的选择
在存款准备金率对大盘股指长期影响的实证研究中，本文发现了数据选择的重要性。1998～2006年数据的无效性会破坏1998～2012年整体数据实证研究的结论。因为实际经济运行会受到多方面因素的影响，模型中外生因素的影响会导致实证结果与理论的不一致。这要求我们在实证研究中谨慎地选择变量的对应数据。
参考文献：
[1]刘洋.存款准备金率调整对我国证券市场的影响[J].统计研究，2008（03）.
[2]周昱今，邢天才.中国存款准备金率宣告对股票收益的影响研究――基于事件研究法的实证分析[J].财政与金融，2012（03）.
[3]张玺.存款准备金率调整对证券市场影响的传导机制研究[J].山东省农业管理干部学院学报，2012（01）.
[4]樊华.银行存款准备金率调整对股市的影响[J].财政金融，2012（07）.
[5]熊发礼，嵇鹏飞.存款准备金率上调对上证指数的影响研究[J].金陵科技学院学报（社会科学版），2011（03）.
[6]冀芳，潘冠中.法定存款准备金率调整对中国股市的效应[J].企业导报，2011（3）.
（作者单位：贵州财经大学）