股票交易量对利率的反应研究

２　Ｏ　毕南金融研究　Ｓｏｕｔｈ　Ｃｈｉｎａ　ｎｎａｎｃｉａ１　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　ｖ＾　ｌＰＲ　２７．Ｎ０ｏ　０２　碰毒嘲　股票交易量对利率的反应研究　张潘刘晓静　（西南财经大学研究生部，四川成都６１００７４）　摘　要：　我国股市从中长期来看利率与股票交易量总体上呈正相关关系，这似乎有悖一般的　股市理论，事实上这反映了名义利率与交易量的关系　另一方面，在短期内股市反应也不明显，尤　其在ｉ９９７年以后，这表明宏观经济环境极为复杂，利率只是影响股市因素之一，股票市场受政策的　影响趋弱，同时，股市的稳定性在增强，市场在逐步走向成熟。　关键词：利率；ＶＡＲ（向量自回归）；事件研究　中图分类号：Ｆ８３０．９１　文献标识码：Ａ　文章编号：１００８．５７４２【２００２）０２．００５０．０６　道氏理论认为，股市的分析中，趋势处于第一　则，采用３０天同业拆借利率、基准利率中对金融机　位，交易量处于第二位，但交易量作为验证价格图表　构一年期再贷款利率、金融机构一年期法定贷款利　信号的旁证具有重要价值，趋势改变的最终断定还　率３个指标作为利率的指标类别，其数据来源为《中　需交易量来证明。尤其在我国这样一个不成熟的股　国人民银行季报》（１９９６．１——２００ｌ　３．）、《中国金　市中，虽然殷价易被庄家操纵，但由于交易成本如手　融年鉴》（１９９５．——ｌ９９９．）。对于股票交易量，采用　续费等使得股票交易量极难受其控制，所以对于股　上交所股票交易量、深交所股票交易量、上交所　及　市研究，交易量的重要地位举足轻重。本文将尝试　深交所殷票交易量加总，３个指标反映殷票交易量，　从股票交易量与利率的相关性的角度来研究股市与　其数据来源为《中国人民银行季报》（１９９６　１．——　利率的关系。　２００１．３．）、华夏证券交易系统。　考虑到银行间同业拆借利率官方统计始于　一、中长期的研究设计　１９９６年，其它利率指标变化不太频繁且一般相隔一　（一）变量的假定、指标选择厦数据来源　季度以上，以上指标均用１９９６年以来的季度数据反　考虑到模型设计的严密性，数据收集的成本及　映；对于股票交易量，为了简化，采用月度加权平均　我国利率指标大部分是宫定的特点，有必要假定官　数的算术平均数代替季度加权数。　方制定的各种利率能有效反映市场变化。这样，我　（二）股票交易量与荆率的中长期关系研究　们可以选用各种利率指标代表利率，并且将之作为　１．理论基础。一般分析主要是借助宏观经济变　中长期连续变量处理。基于一年或一月为基准的原　量联台变动的方式并根据这些变量的理论关系构造　收稿日期：ｏ￣ｏ．２．０２一Ｉ３　作者简舟：张潘（　９７８一）．男．四ｆｌｌ槊县人，两南财经大学金础学硕士．研究方向：金融市场。剖晓静¨９７卜一）．女．四川成都人．西南财经　大学金融学硕士．研究方向：盅融市场。　维普资讯 http://www.cqvip.com

第２期　张潘　刘晓静胜票交易量对利率的反应研究　５ｌ　个变量组成（　ｔ、ｔ一１、ｔ一２）。这里，Ａ．、Ｂ．、Ｃ．是模　型中我们感兴趣的主要变量。　Ｃ　Ｂ　ＩＩ　ｌｌ　对向量自归模型的估计结果做出概括的一种很　ａ　×　ａ　×　有意义的方式是检验模型中两个变量之间的格兰杰　Ａ　Ｂ　Ｃ　Ａ　Ｂ　Ｃ　（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果关系。若一个变量ｘ的滞后值在对　　一一　　一　　一一　一　　　于另一个变量Ｙ的解释方程中是显著的，那，厶就称　，＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿Ｊ１＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿Ｊ；ｘ是Ｙ的“格兰杰原因”　估计过程中得到一系列的　ｂ　ｂ　Ｔ检验统计量，它可以用于对每一个方程中特定变　＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿【＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿【　＋　Ｘ　＋　Ｘ　ｌ　Ｌ　量的所有滞后量前的系数为０的假设进行检验。例　Ａ　ｔ　Ｂ　Ｃ　Ａ　ｔ　Ｂ　Ｌ　Ｃ　Ｌ　　一，　　一　一一　　一如，在有关Ｙ的方程中，ｘ的滞后变量的系数估计值　１●●●●●●●●Ｊ　１●●●●●●●●Ｊ　＋　＋　的概率值小于０．１则意味着，ｘ的滞后值对Ｙ的变　Ｅ　Ｅ　［　］＝ａ　ｘ［　］＋ｂ×［　］＋Ｅ　动起到显著的增加预测的作用。　２．实证研究。本文将探求把自回归技术用于检　验有关利率变动对股票交易量存在冲击的假设。向　量自回归模型的关键变量第一步选择为：３种上述　Ａ　＝ａ×［耋　］＋ｂ　ｘ［　；　］＋Ｅ　一　利率，上交所　及深交所Ａ股与Ｂ殷加总四个主要　变量的季度和季度调整数据加　估计。　所有的变量在经过单位根检验之后发现总体不　稳定，而一阶差分是稳定的．因此所有的变量　对数　微分形式加以修正。基于舒瓦茨贝叶斯信息准　则，在向量自回归方程中每一变量使用到包含常数　在内的二阶滞后，这也是基于保留一定自由度的考　虑．在可使用的数据有限的条件下，使用根据最小的　舒瓦茨一贝叶斯准则选择的滞后长度。　通过ＥＶＩＥＷＳ软件运行模型，回归结果这里只　给出Ｇ为内生变量时对应各外生变量的Ｔ统计量　这是３个１×ｎ阶的矩阵方程表达形式（为了简　的情况及回归方程拟台优度（本文以下各表数据精　化，只取３个变量举列），脚标代表滞后期数，Ｅ．是残　确到四位小数）：　差短阵。假定含有３个变量Ａ、Ｂ、Ｃ，即由Ａ．、Ｂ．、Ｃｉ３　裹　从上表０可以看出Ｇ（一１）、Ｔ（一１）、Ｄ、Ｔ对Ｙ的　０　Ｇ：对数徽分君的上证　深征交易股数加总；Ｔ：对数散分后的　变动起到显著增加预测的作用。而Ｊ的当前与滞后　３０天银行间同韭拆惜利率；Ｊ：对数微分后的基准利率中埘盘融机构　一值对应Ｔ值较小　将Ｊ变量从模型中剔除再重复第　年期再贷款乖ｌｉ率；Ｄ：对数馓分后的盘融机构一年期浊定贷款利率；　Ｃ为且截距项；（一【）：滞君一期即上一瑚；（一２）：滞后＿埘期；Ｔ值据经　一步回归，Ｔ统计量的情况及回归方程拟台优度如下：　验判断绝对值２以上一般可　保证至少在９ｏ％的置信度下Ｔ统计量　显著，这里ＬＹ，　号表示。　维普资讯 http://www.cqvip.com

５２　华南垒融研究　２００２年第１７卷　轰２　Ｃ（一１）　＊一４．２４６ｌ　Ｃ　—ｌ　３７２５　Ｇ（～２）　１　９３７０　Ｄ　＊３』５６７　Ｔ统计量　Ｄ（～１）　０　７５８８　Ｔｆ一１）　＊一２　２６３０　Ｄ（～２）　一０．８０１３　Ｔ（一２）　１　４２５４　Ｔ　＊一４　０７８５　Ｒ２（拟舍优虞）　０　７８５６　此表可以进一步证实，Ｇ（一１）、Ｔ（一１）、Ｄ、Ｔ对　量的内生与外生性进行第三次向量自回归。内生变　Ｙ的变动作用显著。股票交易量上期变动及同业拆　量选择Ｇｓ（对数微分后的上交所股数总和）、ＧＺ（对　借利率还构成交易的“格兰杰原因　。在证实了利率　数微分后的深交所股数总和），外生变量为同业拆　对股票交易量存在冲击之后，我们要以通过区分变　借、贷款利率变量。重复上次回归过程有：　袅３　同时给出回归方程：　前后短期交易量变动的关系，及探求短期内利率变　ＧＳ＝０．２０７３６３１５×ＧＳ（一１）一１．２０４０００９×Ｓ（一２）　化前后股票交易量变动是否有显著的差异，由此来　一０．８１７６９２９×Ｇｚ（一１）＋１．０２００６２９×ａｚ（一２）＋　展开存款利率变化对交易量的冲击的研究。　３．２８７５９３８　ｘ　Ｄ一１．３４９８７３９　ｘ　Ｔ＋ｅ　直接选择上海交易所每个交易日Ａ股的股票交　ＧＺ＝０．２９０４８３９７×ＣＳ（一１）一１　０７７６８８１　ｘＣＳ（一２）　易量作为对象，时间范围涵盖了１９９１年以来９次利　一０．９２９８０（３９７　ｘ　ＧＺ（一Ｉ）＋０．８９５７８０６９　ｘ　ＧＺ（一２３　率变化。数据来源：《中国人民银行季报》（１９９６　＋２．５５１３４０７　ｘ　Ｄ—１．１７Ｏ５７２３　ｘ　Ｔ＋ｅ　１——２ｏ０１　２）、西南财经大学图书馆在线证券交　式中，ｅ为残差。　易光盘数据库、华夏证券交易系统。　３．小结。对数微分模型的系数值测度了因变量　（二）长期交易量变动与利率变化点前后短期交　对自变量变化率的情况，由此可知股票交易明显受　易量变动的关系研究　自身滞后数及利率的影响，自身滞后数有跨期影响　我们可以通过一个回归模型的设定来完成，具　的趋势。对于利率，一期年期的贷款利率变化率变　体操作如下：　动一个百分点，相应地当期股票交易量变动约２—３　首先设定变量Ｓ　：Ｉｎ（Ｇ　）一Ｉｎ（Ｇ　一【），（Ｇ　为第ｔ　个百分点，３Ｏ天同业拆惜利率与交易量变化约同，　天股票交易量～Ｇ　ｌ为第ｔ一１天股票交易量，Ｉｎ为自　前者与之正相关，后者与之负相关；其准利率中对金　然对数），将Ｓ　定义为股票交易量指数，同时假定：　融机构一年期再贷款利率对股票交易量影响不大；　每天的股票交易量指数独立且是均值为０的正态分　由于存款利率同贷款利率几乎是同比例变化的，所　布。　以我们也有理由认为存款利率变动从中长期来看对　样本选取利率变化当天前后Ｍ天共２Ｍ天（为　交易量影响度也较大。但是，中长期分析只是一个　了简化，若利率变化当天是交易日，当天归人后半　侧面，股市波动的分析还应进行短期事件研究。　段ｊ；设日平均值为ＡＲＧ，日平均波动为ＡＲＢ：　二、短期事件研究　ＡＲＧ；＝∑ｔ∈２ＭＳｔ／２Ｍ；　（一）研究方法、变量指标选择及数据来源　ＡＲＢ；＝∑ｔ∈２Ｍｓ０／２Ｍ　本部分将通过探求长期交易变动与利率变化点　定义时间段Ｔ内共有Ｎ个交易日的平均值为　维普资讯 http://www.cqvip.com

第２期　张潘　刘晓静股票交易量时利率的反应研究　５３　ＡＧ，日平均波动为ＡＢ：　ＡＲＧ．＝ａＡＧ．＋ｅ　ＡＧ．＝∑．∈－ｒＳｔ／Ｎ；　ＡＢ．＝∑．∈ＴＳｊ２／Ｎ　选取Ｍ＝５，１０；时间段以季度为单位。　定义ａ为交易量日平均值的反应系数，ｅ为误差　项，同时为了简化，在无利率变化的季度令ＡＧ．＝　ＡＲＧ　。通过ＥＸＣＥＬ．Ｅ￣ＩＥＷＳ软件处理后得到回归　主要结果如下表：　１．构造交易量日平均值的反应线性模型　表４　Ｍ值　参考指标　ａ１９９１．３——１９９９　３　Ｉ　１９９１．３——１９９５　４　ｌ　１９９６　１——１　．３　ｌ　４６９６　１．４８５４　０．００１３　０．１４７２　１　０９０４　，｝　值　值　ｆ　ｌ　８８５６　ｌ　１　Ｊ４４　０　００６１　０　２８０６　ｌ　０４８５　ｌ　Ｉ　｝【　０　９２１９　１　２２２８　０　０２３９　０　２４１６　１　１４５６　Ｍ＝５　Ｔ统计量　Ｐ值　ａ值　Ｔ统计量　Ｍ＝２０　９　０７６６　０．７０５４　１　９．３６１１　０　８３０８　４　８４ｌ９　０　６００９　值　Ｐ值　０　００ＯＯ　１　０　００００　』　０　０００３　上表反映了在３类时间段上不同的回归结果：Ｍ　＝利率变动反应不太明显　２．构造交易量日平均波动的反应线性模型：　ＡＲＢ；＝ｂＡＢ。＋ｅ　５时Ｒ２（拟台优度）较差，Ｔ值分别在显著性水平　为０．１４７２、０．２８０６、０．２４１６上显著，方程不太有解释　力；Ｍ＝２０时Ｒ　、Ｔ统计量明显较优，ａ（交易量日平　均值的反应系数）较小，有较优的解释力，它表明，当　利率发生变化时，短期内交易量日平均值是该季度　市场交易量日平均值的一倍左右，股票交易量对于　５　Ｍ值　参考指标　ｂ值　定义ｂ为交易量日平均波动的反应系数，ｅ为误　差项，同样，为了简化，在无利率变化的季度令ＡＢ．＝　ＡＲＢ　。通过ＥＶＩＥＷＳ软件处理后得到回归主要结果　如下表　ｌ　１９９１－３——１９９５　４　０　５６７８　１９９１－３．——１９９９．３　０．５７　Ｊ２　１９９６．Ｉ．——１９９９　３　０　９６８３　Ｔ统计量　Ｍ：５　ｌ４．２９０６　０　８２００　０　００００　１．０ｏｌ５　Ｊ　ｊ　１　Ｉ　１０．４９３４　０　８０２Ｏ　０．０ｏ００　１　００ｌＯ　ｌ６．３４３７　０．８５６Ｊ　０．Ｏ０００　１．０５７７　值　Ｐ值　ｈ值　Ｍ＝２０　Ｔ统计量　值　Ｐ值　５９　３１６４　０．９８９１　０．００００　ｌ　ｌ　４３立８１０　０　９８８１　０．００００　３３　３１ｌ４　０　９６２３　０　００００　上表反映了在３类时间段上不同的回归结果：　动的不到一倍。这说明短期内股票交易量波动程度　对于利率变动的反应也是不太明显。　由于利率变化点不足，在无利率变化的季度令　ＡＧ．＝ＡＲＧ．、ＡＢ　＝ＡＲＩ３．来弥补数据太少，这使得以　上模型结果只能作为部分参考，所以下面我们将从　Ｍ＝５及Ｍ＝２０时Ｒ　、Ｔ统计量明显较优，Ｔ统计量　远远大于经验值２，Ｒ　也靠近值Ｉ，所　ｂ值（交易量　日平均波动反应系数）较小，有较优的解释力。它表　明，当利率发生变化时，２０天的交易量日平均波动　是该季度市场交易量日平均波动的一倍左右，５天　的交易量日平均波动是该季度市场交易量日平均波　设计统计量检验的角度，更加具体地从每一次利率　的变化对股票交易量的冲击作进一步的实证研究。　维普资讯 http://www.cqvip.com

５４　华南金融研究　２００２年第ｌ７卷　（三）短期内利率变化前后股票交易量变动的差　２．降息前后股票交易指数均值是否变化的检　异研究　验。　下文将分别对１９９３年以来９次利率的变化设　同样根据对Ｓ　的假定；及在上述占｛＝遥（方差无　计Ｆ统计量及Ｔ统计量检验其变化对股票交易量的　显著性差异）条件下可以设定变量：　冲击。同前Ｓ　＝Ｉｎ（ｃ　）一Ｉｎ（ｃ　），各设定均不变；　另设前Ｍ天的集合为Ｍ１，后Ｍ天为Ｍ２；利率变化前　Ｔ：（Ｘ—Ｖ）／（ＳＷ√２／Ｍ）～Ｔ（２Ｍ一２）　后总体方差表示为占２，相应地变化前为　，变化后　式中：Ｘ＝∑ｓ　／Ｍ，Ｙ＝∑Ｓｔ／Ｍ　Ｉ　醴；总体均值同样表示　ｌ，　２。　ＳＷ＝√（Ｓ｝＋Ｓ￣）／２；　１．降息前后股票交易量指数方差是否变化的检　而　Ｓｌ。：　（Ｓ　一ｘ）　／（Ｍ一１）　Ｍｔ　验。　根据对Ｓ　的假定，可以设定变量：　Ｓｉ：　（Ｓ　一ｘ）　／（Ｍ一１）　Ｆ：∑ｓ　／∑Ｓ　～Ｆ（Ｍ，Ｍ）　ｘ，Ｙ分别就是Ｍ，与Ｍ２两个集合的样本均值；　Ｎ１　Ｓ｝，Ｓｉ则为相应的样本方差。　方差检验的原假设和备择假设分别是：　：簖＝　均值检验的原假设和备择假设分别是：　：　，＝　踺，Ｈ．：岛≠碹。在给定的显著性水平ａ下，查阅Ｆ分　２，Ｈｌ：　ｌ≠　２。在给定的显著性水平ａ下，查阅Ｔ分　布临界表，当Ｆ≥Ｆ　２（３ｉ，Ｍ）或Ｆ≤Ｆｌ一　２（Ｍ，Ｍ）时拒　布临界表，当Ｔ≥Ｔｆ　１（２Ｍ一２）或Ｔ≤Ｔｌ一　２（２Ｍ一２）　绝原假定，即认为利率变化前后股票交易量指数方　时拒绝原假设，即认为利率变化前后股票交易量指　差发生了显著变化；否则接受原假设，认为利率变化　数均值发生了显著变化；否则接受原假设，认为利率　前后方差无显著变化。　变化前均值无显著变化。　３．检验结果及结论。　衰６　Ｍ＝５　Ｍ＝２０　Ｆ统计量　Ｔ统计量　Ｆ统计量　Ｔ统计量　ｌ９９３．５．１５．　０．６８８９　—０．２５６５　＊＊＊０　０４７３　ｌ９９３．７．１ｌ　＊＊０　０８２１　０．８３９９　２　１９８４　０　０４３０　１９９６．５．Ｉ．　Ｏ．２４２９　１　２１２９　Ｏ．８１８２　１．６１９６　１９９６．８．２３　Ｏ　５１４３　一Ｏ　８５３２　０．８８５９　一Ｏ．２Ｏ９３　Ｊ９９７．１０．２３　２．３１５８　０　３２２７　＊＊２．６８３５　１．２５２３　Ｉ９９８　３．２５．　０．９４７４　一Ｏ　３８９２　０　４ｌ３２　—０．２Ｏ２４　ｌ９９８．７．１．　０．　６　Ｄ．】５４９　１　０８３３　一Ｏ　３８２０　１９９８　１２．７．　Ｏ　２７７８　０　３７０８　…０　０５５ｌ　１９９９　６　１Ｏ　Ｏ．３８６４　０．２８９５　１　９７６２　１　６３８８　同时，我们给出统计表查询的结果　衰７　显著性水平　置信度　（Ｍ，Ｍ）　Ｆｌ以（Ｍ，Ｍ）　Ｆｏ／ｚ（２Ｍ一２）　以（２Ｍ一２）　ａ＝０．Ｏ１　０．９９　０．０６６９　１４．９４　—３　３５５４　３　３５５４　Ｍ：５　０　０５　０　９５　Ｏ．１３９９　７　１５　—２　３０６０　２　３０６０　Ⅱ＝０　ｌ　０　９０　Ｏ　ｌ９８０　５．０５　一ｌ　８５９５　１．８５９５　维普资讯 http://www.cqvip.com

第２靳　张潘　刘晚静股票交易量对年】１率的反应研究　５５　续表７　１　ａ＝０．０１　Ｍ＝２Ｏ　ａ＝０．０５　０　１　０．９９　Ｏ　９５　０．９０　０　３０１２　Ｏ　４ｏ６５　０　４７】７　３．３２　２　４６　２．１２　—２．７１】６　—２．［１２４４　一１．６８６０　ｌ　ｌ　ｌ　２．７¨６　２．０２４４　１．６８６０　由上表　以看出Ｍ＝５的样本选择方案中仅有　即使未意识到也难以会考虑将资金投资股市，因为　当前我国金融产品种类不足，同时股市还不太成熟，　居民个体难　承受其巨大的风险，加之近年来对未　来预期并不看好，利率下调很难改变其储蓄行为。　这些表明降低存贷利率在当前对股市资金供给无　效，甚至有反作用；在利率变化的短期内，股市反应　也并不明显，显著的反应更多出现在１９９７年以前，　这一方面表明，宏观经济环境是极为复杂的，利率只　是影响股市因素之一；另一方面可知，股票市场受政　策的影响而趋弱，股市的稳定性在增强，市场在逐步　走向成熟。　１９９３年７月ｕ日方差检验在９５％的置信度下显著，　其它的方差与均值检验均不显著；Ｍ＝２０的样本选　择方案中仅有１９９３年５月１５日，１９９８年ｌ２月７日　的方案检验在９９％置信度下显著，１９９７年ｌ０月２３　Ｆｔ的方差检验在９５％的置信度下显著，其它的方差　与均值检验均不显著。　（四）小结　通过本部分的研究，我们可知长期交易变动与　利率变化点前后短期交易量变动并不具有显著的差　别，短期内利率变化前后股票交易量变动总体讲也　无显著的差别。　三、主要结论　最后，应指出的是，数据不足是本文最大缺陷，　同时，　离散的利率点作为连续变量处理也欠妥。　在设计的研究模型的中，前提出没有严格论证，如　“每天股票交易量指数独立且是均值为０的正态分　布”等，这些均有待通过小样本的时间序列研究及股　票市场的进一步成熟来改进　参考文献　通过　上实证分析，得出结论如下：　我国股市从中长期来看股票交易量波动与利率　变化率有着一定的相关度。利率与股票交易量总体　上呈较大的正相关关系，这似乎与一般股市理论不　一致，事实上这反应了名义利率与交易量的关系。　以１９９５年、１９９９年为例（数据来源于《中国金融年　鉴》）：１９９５年的消费者物价指数（下面均用百分数）　１６．９，一年期储蓄定期存款名义利率１０．９８，一年期　短期贷款名义利率１２．０６，所以存款实际利率一５．９２，　贷款实际利率一４．８４，银行利差１．０８；同样，１９９９年　［１］Ｂｉｎｄｅｒ。Ｊ“Ｔｈｅ　Ｅｖｅｎｔ　ＳｔｕｄｙＭ　ｈ０ｄ。】０ｇ　Ｓｃｉｅｎｃｅ１９９６”，Ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ９ｕａ．　ｔｉｔａｔｉｖｅ　Ｆ＇ｉｎｔｔｎｅｅ　ａｎｄ　Ａｃｅｏｔｍｔｉｏｎｇ．儿　１９９８　１１０－－１３７　［２］［￣ｖｌｎｅ．Ｒ哪ｓ，ａｎｄ　Ｓａｒａ　Ｚｅ￣ｏ，＇ｓ”Ｓｔｏｃｋ　Ｍａｒｋｅｔ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ａｎｄ　Ｌｏｎｇ—　Ｒｕｎ　Ｇｒｏｗｔｈ”．ＴｈｅＷｏｒｌｄ　Ｂａｎｋ　Ｅｃｏ￣ｎｄｅ　Ｒ　ｉ　．１０．１９９６，３２３—３３９．　［３　美］曾旺选（Ｔ￣ｎｇ—Ｗ￣ｄａ）等著，彭刚等译中国经挤改革的新阶　段［Ｍ］．１９９５　３　ＰＰ　５７—７５　［４：刺晓石、陈鸺建、何腊梅概率＇出与数据统　［Ｍ］北京：科学出版　社．２０００　的消费者物价指数一１．４，存款名义利率２．２５，贷款　名义利率５．８５，所以存款实际利率３　６５，贷款实际　利率７．２５，银行利差３．６。存款者和银行获利，企业　贫担则加重了，剩余资金的减少影响了企业在股市　［５］陈晓、陈述燕股票交易量对年报信息的厦应研究［Ｊ’金融研究，　２００１（７）　［６］许均华、李启亚宏观敢府对我国股市影响的实证研究［Ｊ］经许　研究，２００１（９）　中的投资，而企业资金在股市中的比重非常大，结果　表现出名义利率与交易量呈正相关，即利率下调，交　易量减少。同样，对于存款者来讲，若意识到实际利　率有利于自己，则会考虑将资金存＾银行。　①…：９９％的置信度下显著　＊＊：９５％的置信度下显著：表　６最右列有两方掐未填　是因为Ｔ统计量的构造前提是碡＝琏（肯差　无显著性差异）．因为其对应的方差植验统计量在９９％的置信度下显　著　我们认为造两趺利率变化产生的股票交易反应显著．所　我们不　再分析方差无显著性差异的情况　７］唐齐名、李春诗中国股市降息效应的统计分折［Ｊ］统计研究．　２００Ｏ（４）．　［８］王军波、邓述慧．中国利率政策和旺券市场的关系的分析［Ｊ］系　统工程理论与实践．１９９９（８）　（责任编辑致远）