存款準備金率調整的“空窗期”對股市的影響分析

摘 要：本文著重分析我國頻繁調整準備金率的“空窗期”對我國股市總體的影響，發現上調準備金率和下調準備金率的“空窗期”對于股市都會增加股市的交易量，但對收益不會產生顯著的影響。進一步關注個股在的“空窗期”異常值與其公司特點之間的關系，發現資產規模大的公司，在“空窗期”的異常收益更低，異常流動性總體而言更低并且異常波動率更?。粋鶛啾壤蟮墓驹凇翱沾捌凇钡漠惓Ａ鲃有詴?；資本回報率更高的公司在“空窗期”獲得的異常流動性總體上會更大。

關鍵詞：存款準備金率；股票市場；“空窗期”效應

中圖分類號：F126.1 文獻標識碼：Ａ 文章編號:１００３－９０３１(２０12)07－００16－０3 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.07.04

一、 引言

自1998年存款準備金制度改革至2012年3月，中國人民銀行已40次調整存款準備金率，存款準備金政策已成為中國人民銀行調控經濟的一個重要貨幣政策工具。

近30年來，我國股票市場獲得了長足的發展。中國證券監督管理委員會統計數據顯示①，2010年A股市場融資總額達到1.03萬億元，較2009年的4609.54億元大幅增長123%，成為全球第一大融資額的股票市場。截至2011年12月29日，A股總市值為20.14萬億元，流通市值為16.14萬億元。2011年A股市場共融資9078.98億元，其中滬市全年融資4507.41億元、深市主板融資2273.92億元、中小板融資1506.18億元而創業板則融資791.47億元。這些數據均說明股票市場已成為經濟發展當中不容忽視的一部分。

存款準備金率每一次調整都有一個宣布日和一個正式實施日，那么這兩個日期之間的差距也就是存款準備金率的“空窗期”?！翱沾捌凇睂τ诠墒械挠绊懙降兹绾文?？從理論上來講，存款準備金率像其他宏觀經濟信息一樣在公開市場上通過影響和改變市場參與者對金融資產風險的預期，而成為影響和決定資產價格的重要因素。存款準備金率從宣布到實施之間的“空窗期”則可以提供探討人們的預期和股票市場的反應的機會。從現實上來說，中央銀行從宣布存款準備金率的調整到真正實施這一調整之間的時間很重要，研究資本市場存款準備金率的“空窗期”效應將有助于貨幣政策決策者更好地了解資本市場的運行規律和把握存款準備金率的調整對于資本市場造成的影響，從而制定更為恰當的宣布時期和“空窗期”長度。

二、文獻回顧

一般認為，法定存款準備金率的作用是為了更容易預測準備金需求，而不應該將其作為貨幣政策的一般工具。因此從20世紀90年代以來，許多國家特別是一些發達國家的中央銀行相繼降低或甚至取消了它們的法定準備金，法定準備金的重要性及各國中央銀行對它的重視程度大大降低。因此國外對法定準備金這一政策工具的研究成果較少。目前國內對法定準備金率影響股票價格的研究也較少，李念齋和范祚軍（2005）使用GARCH模型和事件研究方法研究了利率、存款準備金率調整對股票市場的短期影響，發現我國貨幣政策實施對股票市場的影響與調控方式的應用有很大關系，而存款準備金變動事件發生后將使公眾對以后貨幣政策走向形成預期[1]。李陽（2007）發現上調存款準備金率在一定程度上對商業銀行的信貸放款量的約束，將會對房地產市場資金鏈產生影響，但是對股票市場的作用不明顯[2]。

對存款準備金率調整“空窗期”的研究很少。Gürkaynak等（2005）發現僅僅是單一的公告效應或者是貨幣政策的執行效應不能完全衡量貨幣政策的作用，而應該將兩者共同考慮[3]。為數不多的研究存款準備金率調整對于股市影響的文獻，將公告日或者是執行日作為事件日進行研究。如左俊義和王瑋（2009）對于宣告日進行了研究[4]，而李念齋和范祚軍（2005）則重點關注存款準備金率的執行日的效應。

三、 理論基礎、模型和數據分析

（一）準備金制度對股市的影響機理分析

股票市場是貨幣政策的傳導渠道，準備金政策作為貨幣政策工具之一，它對股票市場的影響在一定程度上反映了自身的有效性。法定存款準備金主要通過以下幾點作用影響股票市場：

1.直接作用。調整法定存款準備金率可以直接調節市場中的貨幣數量，從而影響股票的購買需求和購買能力，進而影響股票價格。這一點可以由貨幣供應方程式，即貨幣供應量M1=貨幣乘數m×基礎貨幣的數量B得出。其中，貨幣乘數m=（1+k）/（r+k+e）；r是法定存款準備金率；k是現金/存款比率；e是超額存款準備金率。這說明貨幣供應量對于資本市場的影響是十分顯著的，而法定準備金率作為中央銀行控制貨幣創造乘數的有效工具能夠對貨幣供應量產生直接作用，因而也能對股票價格發揮重要的影響作用。一方面，上調法定準備金率將使市場中的貨幣供應量減少，人們持有的貨幣減少，自然降低了流入股票市場的資金流量；另一方面，上調法定準備金率意味著金融機構收縮銀根，上市公司的融資將變得更加困難，削弱了企業的經營能力和價值創造能力，影響了上市公司的股票價值，從而使得股價下降。

2.信號作用。調整法定準備金率具有強烈的政策信號作用，將影響股票市場投資者的預期，從而影響投資行為并造成股票價格的上升或下跌。當貨幣當局暗示或者宣布上調法定存款準備金率時，人們會判斷這是一種緊縮的貨幣政策的標志，從而推測貨幣供應量將減少，具體而言就是銀行貸款減少，影響到流到股市上的資金；貨幣供應量的減少使得利率升高、經濟增速減緩，進而使上市公司的利潤降低，股價下降。

3.間接作用。當準備金率調整時，會引起貨幣供給的變化，從而使市場利率發生變化，而利率的變化最終又會影響到股市的資金數量。

（二）事件研究和異常值測算——常均值模型

與喬坤元（2012）研究股票送轉事件使用的標準事件研究方法相比，本文使用的方法并不是標準的，因為一般在事件研究中主要看個股的反應，而整體股市的情況是不會受到太大沖擊的，這與本文研究的內容相悖，個股之間有一定相關性，因此不能探究異常值的顯著性[5]，本文只能使用其中的常均值模型來計算預期的收益、流動性和波動率，具體的常均值公式由喬坤元（2012）給出。

（三）數據和指標數據來源和指標構造

本文的數據來自于國泰安（CSMAR）數據庫，取用自從中國證券市場成立以來的所有上市公司的交易數據和上市公司的資產規模asset、杠桿比率deratio和資本回報率roe。對市場的影響使用市場收益率、流動性和波動率來討論，其中收益主要使用的是從國泰安數據庫下載的考慮現金紅利再投資的日個股回報率。

在學術界，流動性指標一直難以達成一致。在已有的實證研究中，Amihud（2002）使用非流動性指標、Brennan等（1998）則選用了交易量指標而Datar等（1998）[6-8]選用了換手率指標。本文考慮到價格和數量相結合的因素，選用了以下三個指標：

1.非流動性指標。定義為股票的每日回報率的絕對值與當天交易額的比率。該數值越大，則說明單位成交額所導致的價格變動越大，股票的流動性就越差。Amihud（2002）認為，這是可信度最高的指標。

2.交易額指標。Brennan等（1998）使用了這一指標來測度流動性，但是交易額指標無法說明不同交易價格下吸收交易量的能力，也不能估計不同成交額對股價的影響。

3.換手率指標。即交易股數除以流通股數。使用換手率指標是為了避免以交易額或者交易量作為流動性衡量指標時，因公司大小規模不同而對結果造成誤差。低換手率的股票表明市場缺乏流動性，但是它同樣沒有考慮價格因素。

在線性回歸模型中，設定一個虛擬變量，在“空窗期”的交易日為1，否則為0。這樣使用市場的收益、指數收益、流動性和波動性對于這個虛擬變量回歸，進而探究“空窗期”的效應。由于調整分上調和下調，因此這一部分的樣本劃分為上調樣本和下調樣本，其中上調樣本是去除了下調樣本“空窗期”的樣本，而下調樣本與之正好相反。

表1是后文為計算個股異常值的事件研究中存款準備金率調整的事件，包含公告日和執行日、“空窗期”長度，調整前后準備金率以及調整幅度（調整后-調整前）。對于“空窗期”的長度，經過對央行公告的搜集，可以看到從2004年4月12日起每次公告都是在晚上18:00左右進行的，而前面的兩次（有“空窗期”的）也都是主要考察后一個交易日的情況，因此本文使用的公告日實際上是指準備金率調整后的第一個交易日，也就是公告后真正生效的交易日。本文選取“空窗期”大于0的數據。

本文定義的事件為存款準備金率的調整的“空窗期”時段，即公告日到執行日這一段時期。對于這個事件研究而言，估計窗和時間窗的選擇顯得尤為重要，因為中國人民銀行調整存款準備金率的頻率非常高，這導致很多次的調整都發生了堆疊，這一點可以從表1中清晰地看到。

基于以上特征做如下處理：1.由于中央銀行頻繁調整準備金率，很難捕捉到這一政策的長期效應，因此我們主要關注短期效應，因此事件窗取公告日前20天和執行日后20個交易日，并且如果兩次事件的事件窗重疊，將它定義為同一個事件，經過如此定義之后發現，由于我國準備金率調整過于頻繁，還是有一些事件之間的間隔很小，將間隔很小的事件做進一步的整合。2.估計窗的長度設為60個交易日，但是經過前述的處理方法，仍然有一次事件的事件窗距離下一次事件的事件窗開始不足60個交易日，則按照兩個事件日之間的長度算。因為本文使用的測算正常收益的模型是常均值模型，因此對于準備金率調整事件的累計異常值是測算可行的。

根據上述方法，將重新整合本文使用的39次準備金率的調整，并且給出估計窗的長度值，最后可以得到8個事件

四、 “空窗期”對于股市的影響

估計的模型為①：

Yt=?琢+?茁Dt+?著t

其中Yt為因變量，包含：收益率指標，即日市場的收益（全部考慮現金紅利在投資，按照股票等權重的mkteq、股票流通市值加權mktos和股票總市值加權mkttl）、指數收益率（retindex）；流動性指標，即日市場交易總股數（trdshr，取對數）、日市場交易總金額（trdamt，取對數）和波動性指標（indexvolat），即通過當日最高指數與最低指數除以收盤指數計算而來的指數波動率。Dt為“空窗期”的虛擬變量。

描述性統計量，其中上海證券交易所和深圳證券交易所（簡稱“上海股市”和“深圳股市”）取用的全部為A股的收益率，而本文認為央行的存款準備金率的調整主要是針對人民幣而言的，因此本文選取的樣本僅僅包含了A股。

從表4中可看到，準備金率上調的“空窗期”會下壓股市的回報率，就加權收益率而言，對于上海股市，收益率會下挫0.15%左右，而深圳股市下挫接近0.1%。使用等權重的收益率的值要比使用加權的大，這說明一些流通市值或者總市值的小股票受到的影響會更大。使用指數收益率得到的結果與加權的很接近。但很明顯的現象是 “空窗期”的虛擬變量對于收益率的影響在統計上不顯著，這反應了央行多次調整準備金率使得這一“未預期”的效應成為的人們預期的效應，從而失去了遏制股市收益過快增長的因素。

與之相對的是，可以看到“空窗期”對于流動性和波動率的影響都是正的，并且同時在經濟意義上和統計意義上顯著，“空窗期”對于交易股數和金額的影響達到了交易股數和金額的一倍標準差，并且在1%水平下顯著。上海股市和深圳股市的交易量和交易額均上升了將近2.5個百分點，雖然央行準備金率的上調對市場有一定的緊縮作用，但是股市的交易更加頻繁，并沒有受到上調準備金率的影響，反而更加活躍。

交易量的增加也進一步加大了市場的波動性，上調準備金率的“空窗期”對于市場指數的波動率效應接近0.4%，也就是說股市在上調準備金率的“空窗期”比平時的波動率要高出0.4個百分點。但是，這一數值雖然在統計意義上是顯著的，由于波動率的均值為0.22左右，而標準差也在0.2上下，筆者發現這一數值在經濟意義上并不顯著。

下調準備金率的“空窗期”和上調的幾乎一致：股市并沒有因為準備金率的降低而比平時表現更好。這可能還是與人們的預期有關，人們可能會通過降低準備金率而覺察到貨幣政策制定者對于市場的悲觀情緒，故而更不愿意交易，從而使得股市的回報率降低。不過同樣可以看到，下調準備金率對于股市收益率的影響在統計意義上依然不顯著。另外，下調準備金率對于股市流動性的正面影響比較容易理解，更多的資金會釋放到市場當中，下調的“空窗期”對于兩市的流動性的貢獻與上調的幾乎一致，為2.5%左右，與上調準備金率的效果一致，均在統計意義上和經濟意義上是顯著的。下調的“空窗期”依然會給股市增加波動性，推測這是由于交易量的增加導致的結果，但是在經濟意義上和統計意義上都不顯著。

通過回歸分析發現，無論是上調還是下調準備金率，都對股市的收益產生在統計意義上不顯著的負面影響。由于這樣頻率大的調整，人們可能反而會從另外一個角度理解這一政策，正是央行擔心交易量過大和波動率過大希望從股市中吸收資金，導致人們反而更加有信心進行交易，從而交易量和波動率反而加大了。

五、 “空窗期”個股異常值分析

（一）模型

“空窗期”對于個股會產生哪些影響，是哪些類型的公司在央行調整準備金率中受到更大的沖擊呢？

按照之前所述，使用事件研究的方法對個股的異常收益值進行測算，從而得到這八次事件的累計異常收益，進而通過計算對應的公司在事件日年初的三項指標，資產規模、杠桿比率和資本回報率?？梢钥吹?，第四、七、八次事件全部是跨年的事件。基于此，將當年的年初數據進行簡單平均。表5給出了描述性統計量。

接下來建立一個實證模型，估計的模型為：

Yi，t=?茁0+?茁1lnasseti，t+?茁2deratioi，t+?茁3roei，t+?滋i+?姿t+?著i，t

其中Yi，t為因變量，包含：異常收益率指標，通過事件研究中常均值模型計算而得的累計異常收益（car）；異常流動性指標，即累計異常非流動性指標（cailiq），累計異常交易總金額（catrdamt）、換手率指標；波動性指標（cavolat）。自變量方面，lnasset為公司i在該事件窗t的資產對數值，deratio和roe為相應的債權比例和資本回報率①。由于這一部分數據為8期的面板數據，因此使用了混和最小二乘法（Pooled-OLS），隨機效應模型（Random Effect Model）和固定效應模型（Fixed Effect Model）來進行回歸分析，并且可以看到，8次調整既有上調又有下調，并且公司的特征也可能會影響到估計，因此加入了時間固定效應λt（按照事件日來定義事件）和個體效應μi。為了獲取最佳的估計方式，筆者使用B-P拉格朗日乘子（BP-LM）檢驗隨機效應模型是否比混合最小二乘法更加合適，并且進一步使用Hausman檢驗來看固定效應是否會比隨機效應的更合適。

（二）實證結果

表6給出了實證結果。從估計的結果來看，混合最小二乘法最為合適，因此主要關注該方法的估計值?？梢钥吹焦镜馁Y產總額對于在調整準備金率中的累計收益的影響是負的，說明大公司受到的影響較小。但是需要注意的是，這一數值在經濟意義上不顯著但是在統計意義上顯著。流動性方面的變量則出現“不一致”：對于非流動性指標，公司的規模越大，則其非流動性指標越高，說明流動性越不好。這一影響在統計是顯著的。但是，公司規模越大異常的交易額和換手率分別增加和降低了，這兩個指標出現了不一致，而且分別在1%水平下和10%水平下顯著。由于公司規模越大，它的收益率增長相比于交易額會更大。正是因為這些公司的股價很高，實際上這些公司的交易股數更少，因此出現了非流動性指標交易金額受到公司規模的正影響而換手率受到公司規模的負影響。另外，公司的規模會降低調整準備金率帶來的異常波動率，這一影響僅僅在統計意義上顯著而在經濟意義上并不顯著。

公司的杠桿比率除了對于非流動性的指標的影響是負的且在統計意義上顯著以外，對于其他的指標的影響都是正的并且在統計意義上不顯著?？傻玫揭恢碌慕Y論是，杠桿率越高，公司的收益受到準備金率調整的影響越大，并且影響是正的，這可能反映了公司的盈利能力。在調整準備金率的時候公司的負債多，說明他們的償債能力更強，無懼準備金率的影響。流動性指標越好，則反映了這些公司由于自身的股東權益更低，流動性會更好，從而增加了異常的波動率。

資本收益率對于異常收益的影響是正的，而流動性指標同樣出現了公司的資本收益率越高，非流動性指標和交易金額越低而換手率越高的現象，這是因為資本收益率越高，公司的絕對收益率變化要小于交易金額的變化，從而非流動性指標和交易金額均變低。另一方面，交易股數變得更多，可能是由于這些資本回報率高的公司股價也比較低，因此它們在外流通的股票數額會更多。需要注意的是，雖然公司的債權比例有一定的影響，但是只有對非流動性指標的影響在統計意義上是顯著的，其他均不顯著。

六、小結和政策建議

通過研究“空窗期”對于股市整體的影響發現，準備金率的調整對股市的作用是很有限的，上調和下調都會增加股市的交易量，最后加大了交易量和波動率。下調準備金率會增加股市的流動性。同時，上調準備金率會給股市帶來震蕩作用，使得股市交易的波動性增加。

通過事件研究的方法和常均值模型計算了個股的累計異常收益率、累計異常流動性指標（包括非流動性、交易金額和換手率）以及累計異常波動率，并且探究了這些指標受到公司的哪些因素影響發現，資產規模大的公司在“空窗期”的異常收益和異常流動性更低，而異常波動率更小；債權比例大的公司在“空窗期”的流動性指標更高，資本回報率更高的公司在“空窗期”異常流動性總體上更大。

筆者認為，中央銀行存款準備金調整政策的制定應綜合考慮政策調整對股市的綜合影響。為提高貨幣政策的有效性，應加快推進利率市場化步伐，減少政策調整對存款準備金政策的依賴?！?/p>

（責任編輯：陳薇）

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