公開市場操作對(duì)股票價(jià)格有無影響？——一個(gè)基于SVAR模型的實(shí)證分析

王保謙

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生院，遼寧 大連，116025）

20世紀(jì)90年代中期以后，隨著金融改革的不斷深化和中國人民銀行對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控方式的轉(zhuǎn)變，公開市場操作已逐漸成為我國主要的貨幣政策工具之一。它在調(diào)控貨幣供應(yīng)量、調(diào)節(jié)商業(yè)銀行流動(dòng)性水平、引導(dǎo)貨幣市場利率走勢等方面發(fā)揮著積極的作用。另一方面，自上海證券交易所和深圳證券交易所成立以來，我國股票市場也取得了較大的發(fā)展。理論研究表明，央行貨幣政策是影響股票價(jià)格的主要因素之一。然而，迄今為止，學(xué)術(shù)界鮮有研究公開市場操作對(duì)我國股票價(jià)格影響的文獻(xiàn)。本文采用施加了短期約束的結(jié)構(gòu)式向量自回歸(SVAR)模型，通過Johanson協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，研究了我國央行公開市場操作對(duì)股票價(jià)格的影響。考慮到投資者對(duì)貨幣政策的關(guān)注以及中央銀行是否應(yīng)該對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)做出反應(yīng)等問題，這一研究對(duì)投資者和中央銀行均具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、理論分析

Meltzer(1995)構(gòu)建了一個(gè)包括三類資產(chǎn)的模型，這三類資產(chǎn)分別是在實(shí)體經(jīng)濟(jì)交換中起中介作用的名義貨幣、有名義收益的證券資產(chǎn)以及會(huì)產(chǎn)生實(shí)際收益的實(shí)際資本。投資者會(huì)在這三種資產(chǎn)之間構(gòu)建一個(gè)最優(yōu)的組合，而且這三種資產(chǎn)可以相互替代，但并不是完全替代的[1]。Meltzer構(gòu)建的模型清晰地表明了公開市場操作對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響過程。

如圖1所示，曲線CM表示股票市場處于均衡狀態(tài)，MM表示貨幣市場處于均衡狀態(tài)，CM與MM的交點(diǎn)表示股票市場與貨幣市場的均衡。曲線 CM 與MM在圖中的位置由投資者預(yù)期、既定的商品價(jià)格和資產(chǎn)存量決定的。對(duì)資產(chǎn)的需求和現(xiàn)有資產(chǎn)存量決定了股票價(jià)格水平和利率的均衡值。由于人們并不清楚貨幣沖擊是短期的還是長期的，因此金融資產(chǎn)市場會(huì)對(duì)貨幣沖擊做出快速反應(yīng)。

當(dāng)中央銀行的公開市場購買使基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，圖中MM曲線會(huì)向右上方移動(dòng)至MM1，利率水平由于貨幣供應(yīng)量的增加而下降，貨幣供應(yīng)量的增加和利率的下降會(huì)使投資者調(diào)整期資產(chǎn)組合，他們會(huì)購進(jìn)證券，這會(huì)使股票價(jià)格上升。同時(shí)，由于中央銀行在公開市場上購買了有價(jià)證券，這會(huì)使銀行和公眾持有的證券存量減少，CM曲線因此會(huì)左移至CM1。MM1和 CM1曲線相交使得貨幣市場和股票市場重新達(dá)到了均衡狀態(tài)。由于證券數(shù)量的減少和貨幣供應(yīng)量的增加必定會(huì)使利率降低，但對(duì)于證券價(jià)格的變化并不確定，如果這兩種影響相等，那么公開市場操作不會(huì)影響證券價(jià)格，如果這兩種影響不等，那么公開市場操作就會(huì)影響證券價(jià)格。

圖1 股票市場與貨幣市場的均衡

考慮到公開市場的規(guī)模，單個(gè)投資者的交易行為應(yīng)該沒有能力影響利率進(jìn)而影響股票價(jià)格，中央銀行也不例外，由于其在公開市場上的證券交易量只占整個(gè)市場交易總量的一小部分，因此中央銀行的公開市場操作是如何影響利率進(jìn)而影響其它資產(chǎn)價(jià)格這一問題就變得十分有趣。

Tarhan(1995)認(rèn)為對(duì)這一問題的唯一的合理解釋是中央銀行的交易包含著極高的信息內(nèi)容。中央銀行在公開市場上進(jìn)行的交易與其它投資者進(jìn)行的交易的區(qū)別在于中央銀行當(dāng)前的交易行為傳達(dá)了其未來進(jìn)行進(jìn)一步交易的信號(hào)。只是基于當(dāng)前中央銀行的交易量只占整個(gè)市場的一小部分，就斷定中央銀行無法影響利率的推論具有極大的誤導(dǎo)性，尤其是交易者為中央銀行。投資者相信中央銀行當(dāng)前的交易行為意味著未來一系列的交易，因此，當(dāng)前的交易很可能對(duì)于證券價(jià)格有重要的影響。換言之，正是由中央銀行當(dāng)前的交易和當(dāng)前交易引致的未來一系列的交易影響了當(dāng)前的證券價(jià)格。例如，當(dāng)投資者注意到中央銀行在公開市場上的凈購買，而且將此視為未來貨幣政策趨于寬松的信號(hào)，那么證券價(jià)格很可能會(huì)上漲。在此情況下，央行當(dāng)前的交易活動(dòng)被看作是未來一系列交易的指示器。由于央行當(dāng)前的交易行為導(dǎo)致了對(duì)其未來交易的預(yù)期，所以央行當(dāng)前的購買規(guī)模明顯地削弱了其對(duì)債券價(jià)格影響的重要性[2]。

二、變量與模型選擇

為了研究公開市場操作對(duì)股票價(jià)格是否有影響，本文考察股票價(jià)格與作為貨幣政策工具的公開市場操作、貨幣政策中介目標(biāo)即貨幣供應(yīng)量和利率以及通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長等貨幣政策最終目標(biāo)之間的關(guān)系。由于不能得到通貨膨脹率、公開市場操作、股票價(jià)格指數(shù)、利率方面的月度數(shù)據(jù)，而只能得到國內(nèi)生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)，因此本文采用插值法對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，使它變?yōu)樵露葦?shù)據(jù)。同時(shí)，為了防止季節(jié)變動(dòng)的影響，本文首先采用Census X12季節(jié)調(diào)整方法對(duì)除公開市場操作的所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。然后為了消除異方差的影響，對(duì)這些數(shù)據(jù)都取自然對(duì)數(shù)。另外由于在wind資訊數(shù)據(jù)庫中只有公開市場操作的周度數(shù)據(jù)，因此為了將其轉(zhuǎn)化為月度數(shù)據(jù)，本文將一個(gè)月內(nèi)每周公開市場上的貨幣凈投放量相加作為公開市場操作的月度數(shù)據(jù)。同時(shí)，在wind資訊數(shù)據(jù)庫中，公開市場操作的數(shù)據(jù)最早始于2004年1月，因此本文的研究區(qū)間為2004年1月～2012年3月，共99個(gè)樣本。所有數(shù)據(jù)均來源于wind資訊，所有數(shù)據(jù)均采用Eviews6.0進(jìn)行處理。

（一）變量選擇

1. 利率

在我國由于銀行存貸款利率還未完全市場化，國債市場由于其規(guī)模不大，因此尚無法作為基準(zhǔn)利率。但是我國銀行間同業(yè)拆借利率自 1984年建立以來取得了長足的發(fā)展，已經(jīng)成為完全市場化的利率，基本上能夠反映貨幣市場的資金供求狀況，因此本文選擇銀行間 7天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)利率作為利率的代理變量，記為IR。

2. 公開市場操作

在許多發(fā)展中國家，由于國債市場不發(fā)達(dá)，中央銀行往往發(fā)行中央銀行債券作為公開市場操作的主要對(duì)象。我國也不例外，由于中央銀行債券的發(fā)行對(duì)象是國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)，因此，中央銀行債券就具有調(diào)節(jié)商業(yè)銀行和其它金融機(jī)構(gòu)超額準(zhǔn)備金的作用。2002年9月以前，我國中央銀行很少發(fā)行中央銀行債券，近年來由于長期的國際收支順差，在結(jié)售匯制度下中央銀行必須用人民幣買進(jìn)這些結(jié)余外匯，從而增加貨幣發(fā)行。為了抵消這種被動(dòng)的貨幣發(fā)行的不利影響，中央銀行必須通過公開市場出售債券，回籠貨幣。由于我國中央銀行持有的國債數(shù)量較少，不足以承擔(dān)回籠這些貨幣的重任。因此，發(fā)行中央銀行債券就成為中央銀行在公開市場操作中回籠貨幣的重要工具，發(fā)行的中央銀行債券數(shù)量大幅度上升。因此本文選擇中國人民銀行在公開市場上的貨幣凈投放量來度量公開市場操作，記為MP。

3. 股票價(jià)格

深圳成指和上證綜指是我國股票市場上具有代表性的兩種股票指數(shù)。經(jīng)計(jì)算，這兩種股票指數(shù)的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.92以上，這說明在樣本期內(nèi)，這兩種股票價(jià)格指數(shù)的走勢十分相似，選擇哪種股價(jià)指數(shù)對(duì)于結(jié)果而言都不會(huì)有太大的差別。因此，本文選取每月末深圳成指的收盤價(jià)作為我國股票市場上的代表性指數(shù)，記為SP。

4. 貨幣供應(yīng)量

貨幣供應(yīng)量是單位和居民個(gè)人在銀行的各項(xiàng)存款和手持現(xiàn)金之和，其變化反映著中央銀行貨幣政策的變化，對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、金融市場尤其是證券市場的運(yùn)行和居民個(gè)人的投資行為有著重大的影響。在貨幣供應(yīng)量各層次的劃分中，M0的口徑太窄，M2包括了潛在貨幣，在我國金融市場發(fā)育尚不健全的情況下，潛在貨幣與現(xiàn)實(shí)貨幣的界限還是比較清楚的，因此，宜把 M1作為貨幣政策中介目標(biāo)的重點(diǎn)[3]。本文選擇M1作為我國貨幣供應(yīng)量的代理變量，記為M1。

5. 通貨膨脹率

我國國內(nèi)度量通貨膨脹率的常用方法有兩種，即消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)和商品零售價(jià)格指數(shù)(RPI)，其主要的區(qū)別在于消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)將服務(wù)價(jià)格計(jì)算在內(nèi)[4]。因此本文選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)作為通貨膨脹率的代理變量，本文以2000年12月為基期(=1)，將其后各月的環(huán)比消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)連乘，從而得到各月的定基消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，記為CPI。

6. 經(jīng)濟(jì)增長

在經(jīng)濟(jì)研究中，一般用 GDP來度量經(jīng)濟(jì)增長，由于我國只發(fā)布季度 GDP數(shù)據(jù)，因此為了得到月度GDP數(shù)據(jù)，本文采用插值法對(duì)季度數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，從而得到了GDP的月度數(shù)據(jù)，記為GDP。各時(shí)間序列數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如下（見表1）。

（二）SVAR模型建立及其識(shí)別

1. SVAR模型建立

1980年Sims首先將向量自回歸(VAR)模型用于經(jīng)濟(jì)研究之中，向量自回歸模型(VAR)的運(yùn)用推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性分析的發(fā)展[5]。但是VAR模型的缺陷在于，它并沒有給出變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，而是將這些當(dāng)期相關(guān)關(guān)系隱藏在誤差項(xiàng)的相關(guān)結(jié)構(gòu)之中無法解釋。結(jié)構(gòu)性向量自回歸模型(SVAR)恰好可以解決VAR模型的上述缺陷，因此本文采用p階滯后向量自回歸模型SVAR(p)來研究貨幣政策對(duì)股票價(jià)格的影響這一問題，模型形式如下：

表1 各時(shí)間序列的描述性統(tǒng)計(jì)

由此可見，簡化式擾動(dòng)項(xiàng)εt是結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)ut的線性組合，它代表一種復(fù)合沖擊。

2. SVAR模型識(shí)別

(1) 經(jīng)濟(jì)增長沖擊(uGDP)。由于經(jīng)濟(jì)增長受生產(chǎn)力發(fā)展水平、技術(shù)水平和整個(gè)社會(huì)的就業(yè)水平以及資本存量等因素的影響，而資本存量受利率等因素的影響。因此，經(jīng)濟(jì)增長受我國同期銀行間同業(yè)拆借利率以及方程中所有變量的滯后值的影響。這樣，我們得到經(jīng)濟(jì)增長方程：

(2) 通貨膨脹沖擊(uCPI)。通貨膨脹沖擊反映了財(cái)政政策、工資上漲等外生性需求因素的影響。因此我們?cè)O(shè)定物價(jià)水平受經(jīng)濟(jì)增長和利率以及方程中所有變量的滯后值決定的。價(jià)通貨膨脹方程式為：

(3) 貨幣供應(yīng)量沖擊(uM1)。對(duì)貨幣市場均衡的沖擊源于貨幣流通速度的外生性變動(dòng)。因此我們?cè)O(shè)定貨幣供應(yīng)量是同期經(jīng)濟(jì)增長、通貨膨脹率和利率以及所有變量滯后值的方程，方程形式如下：

下面的方程給出SVAR模型的識(shí)別約束，從下式可以看出模型是恰好識(shí)別的：

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

SVAR模型要求所采用的所有時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，因此在采用SVAR模型進(jìn)行實(shí)證分析之前，必須首先對(duì)各時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果各時(shí)間序列不平穩(wěn)，必須對(duì)其進(jìn)行差分使其變?yōu)槠椒€(wěn)數(shù)據(jù)。本文采用學(xué)術(shù)界廣泛使用的ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，對(duì)利率、公開市場操作、股票價(jià)格、貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明，除公開市場操作外，其它變量都是不平穩(wěn)的，因此，必須對(duì)這五個(gè)變量的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，其一階差分形式是平穩(wěn)的(表2)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

自20世紀(jì)80年代Granger建立協(xié)整理論后, 協(xié)整理論取到了長足的發(fā)展, 目前已經(jīng)成為處理非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的規(guī)范性方法，本文采用學(xué)術(shù)界廣泛使用的Johansen 極大似然估計(jì)方法來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3我們可以看出，無論是采用跡檢驗(yàn)還是特征根檢驗(yàn)，結(jié)果都表明在 5%的顯著性水平下，這些變量之間存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系。由于前面建立的模型主要是SVAR模型，不涉及協(xié)整向量的選擇，所以我們只需證明存在協(xié)整關(guān)系即可。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過Johanson協(xié)整檢驗(yàn)，我們確認(rèn)了公開市場操作、貨幣供應(yīng)量、利率、通貨膨脹率、國內(nèi)生產(chǎn)總值和股票價(jià)格之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，但是卻無法確定它們之間是否存在因果關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)的基本原理是：在Y對(duì)其它變量做回歸時(shí)，如果把X的滯后值包括進(jìn)來能夠顯著地改善對(duì)Y的預(yù)測，這就意味著X是Y的Granger原因，如果X的滯后值包括進(jìn)來無法改善對(duì)Y的預(yù)測，這就意味著X不是Y的Granger原因。由于本文的目的在于研究央行公開市場操作是否會(huì)影響股票價(jià)格，因此表 4只給出了 2004年1月～2012年3月公開市場操作、貨幣供應(yīng)量、利率、通貨膨脹率、國內(nèi)生產(chǎn)總值是否對(duì)股票價(jià)格有影響的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。從檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看出，通貨膨脹率、公開市場操作、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量和利率是股票價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因的概率分別為0.748 9、0.634 5、0.106 3、0.990 2和0.224 3，均大于0.05，因此全部接受了原假設(shè)，這表明，通貨膨脹率、公開市場操作、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量和利率不是股票價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于SVAR模型是一個(gè)非理論性的模型，它無需對(duì)變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析SVAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響如何，而是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)響應(yīng)，這種分析方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。下面利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析通貨膨脹率、公開市場操作、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量和利率的變動(dòng)對(duì)股票價(jià)格的影響。

表2 各時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)

表3 IR、GDP、SP、MP、CPI、M1序列協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 各變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

利用SIC和AC最小的原則，我們建立了6變量的 VAR(2)模型。下面分別給 CPI、GDP、M1、IR、MP和SP一個(gè)沖擊，從而得到股票價(jià)格指數(shù)變動(dòng)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，如圖2所示。在圖2中，各橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示股票價(jià)格指數(shù)的響應(yīng)，實(shí)線表示脈沖相應(yīng)函數(shù)，代表了股票價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI、GDP、M1、IR、MP和SP的沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

由圖2可以看出，當(dāng)在本期給CPI一個(gè)正沖擊后，股票價(jià)格在當(dāng)期開始上升，此后立即下降，至第2期下降為0，從第2期開始小幅波動(dòng)，至第8期前影響消失。在本期給 GDP一個(gè)沖擊后，股票價(jià)格在當(dāng)期開始上升，此后立即下降，第3期降至0，此后又開始上升，至第4期達(dá)到最大值，此后又開始下降，至第5期降為0。

圖2 GPJG對(duì)CPI、GDP、M1、LL、GKSCCZ和GPJG的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

表5 股票價(jià)格的方差分解結(jié)果

當(dāng)在本期給 IR一個(gè)正沖擊后，股票價(jià)格在前 3期內(nèi)開始小幅下降，第3期后又開始小幅上漲，至第四期這種影響基本消失。當(dāng)在本期給M1一個(gè)正沖擊后，股票價(jià)格在前2期內(nèi)開始小幅下降，并在第2期將為0，此后小幅波動(dòng)，至第7期該影響消失。當(dāng)在本期給MP一個(gè)正沖擊后，即央行在公開市場上賣出有價(jià)證券后，股票價(jià)格在前6期內(nèi)小幅波動(dòng)，從第6期后持續(xù)為 0。這表明貨幣供應(yīng)量、利率和公開市場操作的變動(dòng)對(duì)我國股票價(jià)格的影響十分有限，也說明我國股市目前尚未成為國民經(jīng)濟(jì)的晴雨表。

由圖2還可以看出，當(dāng)在本期給股票價(jià)格一個(gè)正沖擊后，股票價(jià)格在當(dāng)期就大幅上升，此后迅速下降并出現(xiàn)小幅波動(dòng)，但下降的趨勢保持不變，至第4期后影響幾乎為 0。這說明，股票價(jià)格受其自身的影響較大，呈現(xiàn)出明顯的隨機(jī)游走特征。

（五）方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是SVAR模型中一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解則是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出SVAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性。

表5給出了通貨膨脹、國內(nèi)生產(chǎn)總值、公開市場操作、利率、貨幣供應(yīng)量和股票價(jià)格自身對(duì)股票價(jià)格變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度。從表 5可以看出，通貨膨脹在 15個(gè)滯后期間內(nèi)對(duì)股票價(jià)格變動(dòng)的貢獻(xiàn)率始終沒有超過1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值、公開市場操作對(duì)股票價(jià)格變動(dòng)的貢獻(xiàn)率始終沒有超過 2%，而利率和貨幣供應(yīng)量對(duì)股票價(jià)格變動(dòng)的貢獻(xiàn)率始終分別不超過3%和3.3%，這說明通貨膨脹、國內(nèi)生產(chǎn)總值、公開市場操作、利率和貨幣供應(yīng)量不是影響股票價(jià)格變動(dòng)的主要因素。股票價(jià)格自身對(duì)其波動(dòng)的貢獻(xiàn)最大，始終都保持在93%以上，這體現(xiàn)出了股票價(jià)格隨機(jī)游走的特征。

四、結(jié)語

在股票市場上，雖然中央銀行是各類投資者最為關(guān)注的機(jī)構(gòu)之一，但是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界，尤其是我國學(xué)術(shù)界還沒有就公開市場操作對(duì)股票價(jià)格的影響方面的研究成果，本文研究是填補(bǔ)此空白的一個(gè)嘗試。

本文采用施加了短期約束的結(jié)構(gòu)式向量自回歸(SVAR)模型，通過Johanson協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，研究了我國央行公開市場操作對(duì)股票價(jià)格的影響。研究結(jié)果顯示，公開市場操作、貨幣供應(yīng)量和利率對(duì)股票價(jià)格的影響均不顯著，說明貨幣政策似乎尚未成為影響我國股票價(jià)格的主要因素之一。在我國，股票價(jià)格的貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)并非十分明顯，從而表明，我國央行對(duì)股票市場的干預(yù)能力較為有限。研究結(jié)果還說明，股票投資者無法根據(jù)央行公開市場操作而獲取超額收益，投資者在股票交易時(shí)無需過分關(guān)注央行的公開市場操作。

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