票据利率市场化程度的实证研究

票据利率市场化程度的实证研究（通用5篇）

票据利率市场化程度的实证研究 篇1

票据利率市场化程度的实证研究（上）

2013-07-26

摘 要：稳步推进利率市场化是我国深化经济金融体制改革的重要内容之一，票据利率作为市场化较早、程度较高的货币市场利率，是利率市场化改革中比较理想的实现途径。通过对票据利率与SHIBOR、同业拆借利率、债券回购利率等其他市场利率进行实证比较，发现票据利率已有较高的市场化程度，并具备当前货币市场基准利率的基本特征，但由于受法律制度、市场成熟度、技术手段等方面限制，票据利率完全市场化过程仍有很多障碍，基准利率功能亦没有得到很好的发挥。从基准利率培育、票据交易中心建立、企业信用制度完善、融资性票据通道放开以及票据信贷属性改革等方面提出深化票据利率市场化的建议。

关键词：票据利率，利率市场化，基准利率

随着我国金融业的发展和逐渐成熟，利率市场化程度不断提高，特别是将稳步推进利率市场化改革首次正式写入国民经济与社会发展计划以来，我国利率市场化在不断的金融改革进程中提速。票据市场是货币市场的重要组成部分，特别是近几年，票据业务迅猛发展，市场活跃程度不断提高，产品不断丰富，参与主体不断扩大。票据利率作为市场化较早、程度较高的货币市场利率，并将成为我国整个金融体系利率市场化的有效突破口。

一、票据利率是利率市场化改革中比较理想的实现途径

（一）票据市场在整个金融市场的地位和作用

（1）票据市场规模不断扩大，成为金融市场的重要组成部分。2012年的实际结算商业汇票业务1553.33万笔，金额16.06万亿元，分别同比增长23.7%和12.9%。票据在起到结算作用同时仍是支持企业贸易融资特别是解决中小企业融资难的重要信贷工具。2012年企业累计签发商业汇票17.9万亿元，占比当年GDP的34.47%；期末商业汇票未到期金额8.3万亿元，再创历史新高。期末贴现余额2.0万亿元，年末票据融资余额占各项贷款的比重为3.2%，虽然余额占比并不高，但交易量非常大，全年金融机构累计贴现达到31.6万亿元（含转贴现），相当于当年货币市场总体交易规模（同业拆借＋债券回购＋票据贴现）的14.36%，成为货币市场重要的交易类型。随着票据市场交易规模的不断扩大，票据市场流动性不断改善，已发展成为金融机构调剂短期资金和资产负债结构的重要方式。

（2）票据市场既是实体经济与货币市场的交会点，也是连接资金市场与信贷市场的桥梁。票据一方面为微观经济实体短期融资提供了便利，也为货币政策操作提供了空间。同时票据资产兼具资金与信贷双重属性，根据目前《票据法》的规定，票据回购属于资金业务，票据贴现、转贴现既是资金业务，也是信贷业务，因此票据利率是两个子市场价格传导的重要媒介，也是我国货币政策调控的重要工具和目标。

（二）票据利率与其他市场利率的关系

目前市场化程度较高的利率主要有上海银行间同业拆放利率（SHIBOR）、同业拆借利率、债券回购利率和票据利率等，各利率之间既有联系，又各有特点。本文将通过对这些市场化程度较高的利率与票据利率进行走势比较，来探求票据利率与其他利率之间的关系。

1.票据利率与各期上海银行间同业拆放利率（SHIBOR）

上海银行间同业拆放利率（SHIBOR）是由信用等级较高的16家商业银行组成报价团自主报出的人民币同业拆出利率计算确定的算术平均利率，是单利、无担保、批发性利率。目前，对社会公布的SHIBOR品种包括隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年。考虑到纸票期限最长不超过6个月，因此本文选取1周、1个月、3个月和6个月四个期限SHIBOR与票据利率进行比较。

（1）票据回购利率与SHIBOR之间的契合度较好，走势较为一致，这主要因为二者同是反映资金的价格。而票据转贴利率与SHIBOR的关系相对要复杂一些，票据作为一种特殊资产，既能反映资金的价格，也包含信贷因素，因此在信贷规模相对宽松的宏观环境下票据转贴利率与SHIBOR走势较为一致，相反则差异较大。最明显的例子就是2007年末和2011年第三季度末因宏观政策调整信贷规模稀缺，票据转贴利率飙升，而SHIBOR相对较为平稳。

（2）票据利率一般略高于同期限SHIBOR，特别是票据转贴利率要明显高于各期SHIBOR.一方面票据利率中包含信贷价格因素，资源稀缺性决定票据贴现和转贴利率应该高于单纯资金价格的SHIBOR；另一方面每张票据都具有出票人、行业、承兑行等自身特点，信用风险远远高于16家SHIBOR报价行的信誉，因此价格中应该包含相应的风险溢价。

2.票据利率与各期同业拆借利率

同业拆借利率指金融机构同业之间的短期资金借贷利率。它是拆借市场的资金价格，是货币市场的核心利率之一，也是整个金融市场上具有代表性的利率，它能够及时、灵敏、准确地反映货币市场乃至整个金融市场短期资金供求关系。目前公布的11个同业拆借利率品种包括隔夜、1周、2周、3周、1个月、2个月、3个月、4个月、6个月、9个月及1年。同理，本文将选取1周、1个月、3个月和6个月四个期限拆借利率（T）与票据利率进行比较：

（1）由于同是反映资金价格的市场利率，加上同业拆借交易多集中于1个月以内期限，与票据回购相似，二者之间的契合度相对较好。与SHIBOR相似，同业拆借利率不能直接反映信贷的价格，因此在信贷规模相对紧张的情况下票据转贴利率与拆借利率的走势差异较大。

（2）相比SHIBOR，同业拆借利率与票据利率的相关关系更为稳定一些。一方面同业拆借市场主要是为了弥补银行短期资金不足、清算差额及临时性资金短缺的信用拆借，基本是在央行开立的存款账户中交易，因此能间接反映信贷余缺情况；另一方面可能是出于月度数据的原因，消除了日常起伏的变化。

3.票据利率与各期银行间国债回购利率

银行间国债回购利率，是指银行间以国债作为质押借贷资金，回购交易时所产生的利率。目前央行公布的国债回购利率品种与同业拆借利率相同，包括隔夜、1周、2周、3周、1个月、2个月、3个月、4个月、6个月、9个月及1年共11个品种。本文选取1周、1个月、3个月和6个月四个期限债券回购利率（Z）与票据利率进行比较。

（1）与SHIBOR、同业拆借利率情况相似，国债回购利率与票据回购利率相关程度更好，在信贷宽松环境下与票据转贴利率走势一致，但信贷紧张时走势差异较大。这说明国债回购利率仅能体现资金价格的变化，无法反映信贷规模的供需状况。

（2）与SHIBOR报价市场、同业拆借信用市场不同，债券回购和票据同属实物市场，并都受宏观调控的影响，因此在利率走势相似性上应该要优于前两者，但由于图形的感官性无法予以量化，这将在实证部分的相关性检验得到验证。

（三）票据利率的市场化定价模式

票据业务作为银行的传统业务，市场中票据报价的形成机制有所差异，许巧玲、刘献利（2009）在《商业银行票据业务利率定价模式研究》介绍了8种票据利率定价模式，但目前市场最为认可、市场化程度也最高的一种定价模式是“市场利率加点模式”。即首先选择一种市场利率作为基准利率，然后在综合考虑资金成本、信贷规模、风险溢价、同业价格等因素的基础上确定所加“点数”，两者相加确定该笔票据的实际利率，计算公式为：票据利率＝基准利率＋点数。杨敏、邓旺（2010）介绍了2005年前后我国票据市场主要定价模式的变化。

1.2005年前：以再贴现利率为基准加点的票据利率定价机制

1998年3月以前，我国商业汇票的贴现率和再贴现率分别与贷款利率和再贷款利率保持一致，即在后两者的基础上分别下浮5%—10%，即“双挂钩”。实际运行中，商业汇票的贴现率和再贴现率的决定与票据市场的实际供求状况出现了较大脱节。1998年3月，中国人民银行改革了再贴现率和贴现率的确定方式，再贴现利率与再贷款利率脱钩，首次成为独立的基准利率类型；同时，贴现利率不再与贷款利率挂钩，实行在再贴现利率基础上加固定百分点浮动。在当时，这一改革明显提高了我国票据转贴现利率市场化程度，贴现利率也基本实现准市场化，在中国票据市场发展初期起到了积极的促进作用，有效地推进了中国商业银行票据业务的开展。

2.2005年后：以SHIBOR为下限加点的票据利率定价机制

随着宏观政策和金融市场的发展，再贴现利率已经失去了作为基准利率的功能，自2004年3月25日央行对金融机构的再贴现利率调整为3.24%以来一直延续至今。我国再贴现利率的生成显然已经与我国货币市场的其他子市场利率失去联动性，已经不能真实、完全反映市场资金的供求关系状况，从而导致以再贴现利率为基准的票据定价机制退出了历史舞台。2007年1月上海银行间同业拆放利率（Shibor）运行以来，人民银行积极推进以SHIBOR为基准的票据贴现利率定价模式，2007年7月中国人民银行发布了《关于开展以SHIBOR为基础的票据业务、利率互换报价的通知》，授权中国外汇交易中心在“货币市场基准利率网”上开发了以SHIBOR为基准的票据转贴现、票据回购和利率互换报价信息发布界面，由报价机构每日对规范品种进行报价，为市场交易提供定价基准。吴壮明、冼美玲（2009）通过实证研究得出，3个月SHIBOR对A行票据贴现利率定价的基准性作用明显，该行已基本适应以3个月SHIBOR为基准加点的票据贴现利率定价机制。

二、票据利率市场化程度实证检验

目前票据市场主要采用基准利率加点定价模式，因此本文将通过对票据报价与基准利率进行实证分析，进而探求票据利率市场化程度。虽然市场普遍认可SHIBOR的市场基准利率定位，但很多研究表明债券市场回购利率和同业拆借利率也同样起着重要的作用，甚至认为在SHIBOR没有成熟之前就起着基准利率的作用。因此本文在选择基准利率时同时考虑了SHIBOR、债券回购利率、同业拆借利率。

（一）数据选取

1.票据利率

由于现在全国并没有形成完全统一的票据市场，更没有统一的票据利率报价系统，目前存在的较为具有代表性的票据利率主要有中国票据网报价、工银票据价格指数和长三角票据价格指数等。考虑到数据的连续性和代表性，本文选择中国票据网的报价利率作为研究对象，相应票据利率分为正回购、逆回购、转贴买入和转贴卖出利率。由于票据利率是从2005年开始脱离再贴现利率的，因此数据选取为2005—2012年票据报价的加权平均利率。

2.基准利率

由于SHIBOR是每日报价，因此选取2010—2012年S007（7天期）、S01（1月期）、S03（3月期）和S06（6月期）的日加权平均利率；而央行公布的债券回购利率和同业拆借利率是月度报价，因此二者分别选取2005—2012年的月度加权平均利率。

（二）相关性检验

我们对正回购利率（ZHG）、逆回购利率（NHG）、转贴买入利率（ZR）、转贴卖出利率（ZC）与各期SHIBOR（S）、同业拆借利率（T）、债券回购利率（Z）相关性进行实证研究（见表1），结果发现：

（1）票据市场利率与SHIBOR、同业拆借、债券回购利率的相关程度均较高，都达到0.8左右，表明票据利率与市场利率联动性很高，这符合市场化程度较高的利率之间存在联动的规律。

（2）票据回购利率与市场利率的相关系数明显高于转贴利率。票据作为一种特殊的资产，兼具资金业务和信贷业务两种属性，票据回购多属于前者，而票据转贴除反映资金余缺外更体现信贷市场的特征，因此票据回购与市场利率的相关性要高，转贴相对要差一些。

（3）票据利率与债券回购利率的相关程度要远高于SHIBOR、同业拆借利率，这可能有两个原因：一是相对于SHIBOR仅是报价、同业拆借资金仅用来弥补央行账户资金短缺，债券回购利率可能更能反映市场资金供需程度；二是票据市场和债券市场均属于实物市场，相关性要强一些，而SHIBOR和同业拆借利率属于信用市场。

（4）票据回购利率与1月期的SHIBOR和同业拆借利率、3月期的债券回购利率相关性要高于其他期限；票据转贴利率与1月期的同业拆借利率、3月期的SHIBOR和债券回购利率相关性要高于其他期限。原因可能有以下几点：第一，票据回购业务的期限往往较短，以一个月居多；而转贴业务期限平均在三个月左右；第二，同业拆借多集中于短期，拆借利率对短期利率价格有较强引导作用；第三，债券期限往往较长，因此债券回购利率对长期利率价格有较好的参考价值；第四，SHIBOR是由16家信用等级较高的商业银行自主报出的人民币同业拆出利率的算术平均价格，报价的期限结构可能更为合理。

较高的相关性不一定意味着存在因果关系，为了弄清两者之间的因果关系，我们需要进行Granger因果检验。在时间序列情形下，两个经济变量X、Y之间的Granger因果关系定义为：若在包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X是引致变量Y的Granger原因。Granger（1986）指出：如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将是无效的。这样我们需要对其进行协整检验，本文运用E-G两步法检验其协整性，在做协整检验时要求变量具有相同的单整阶数，首先进行单位根检验。由于票据回购利率以逆回购报价为主（占比超过90%），转贴业务中买入报价更具代表性，并根据相关性最高原则，我们将运用ADF检验方法对NHG、ZR和T01、Z03、S01（S03）进行单位根检验。

（三）Granger因果检验

由于各序列都是一阶单整的，并且它们之间存在协整关系，所以可以对它们进行Granger因果关系检验。表2给出了在AIC和SC信息准则确定的最优滞后期下各序列之间Granger因果关系检验。

按照5%的显著水平可以得出以下结论：

（1）原假设同业拆借利率、债券回购利率不能作为票据利率Granger被接受，而票据利率不是同业拆借利率、债券回购利率的Granger原因被拒绝。也就是说票据利率能够单方面影响同业拆借利率和债券回购利率，反之则不成立，主要原因在于市场的特点有很大不同。

首先，截至2012年，我国银行间同业拆借市场和银行间债券回购市场的交易品种均有11种，短有隔夜、长至一年，但两个市场主要交易品种均集中在超短期，1天期和7天期两个品种交易额占比均超过总量的80%以上，而票据回购市场的期限要远长于此。因此同业拆借利率和债券回购利率难以对票据回购利率产生影响。

其次，银行间同业拆借资金和银行间债券回购资金受到规定约束和期限的限制，而票据回购市场更加灵活、用途也更为广阔，既可以缓解短期资金紧张，也可以利用回购资金盈利。因此票据回购利率更能体现市场的供需关系，对同业拆借利率和债券回购利率具有较强的指导意义。

（2）原假设1月期SHIBOR不能作为逆回购利率Granger被拒绝，而逆回购利率不是1月期SHIBOR的Granger原因被接受。也就是说逆回购利率和SHIBOR之间存在单向的因果关系，即1月期SHIBOR是逆回购利率的Granger原因。逆回购业务是质押相对人票据拆出资金并赚取收益的一种行为，属于利用闲置资金进行盈利的一种模式，其报价往往以SHIBOR为基准进行加点，所以SHIBOR能够影响逆回购利率，而逆回购利率不能反向影响SHIBOR报价。

转贴市场主要受信贷规模和资金两大因素影响，从资金产品属性来看其肯定受货币市场利率SHIBOR的影响，但反过来就不一定成立。检验结果亦显示转贴买入利率和SHIBOR之间存在单向的因果关系，即3月期SHIBOR是转贴买入利率单向的Granger原因，这主要是因为转贴买入利率除了反映基本的资金供需、信贷松紧和预期以外，还受票据自身风险特征的影响（包括行业、承兑行、交易对手等），而这些在SHIBOR中没有体现，所以转贴买入利率不能反过来影响3月期SHIBOR.通过检验可知，只有SHIBOR能单方面引起票据利率的走势，表明现在市场已经普遍认可SHIBOR加点的票据定价机制，因此本文选择票据利率与相应期限SHIBOR建立模型，探求票据利率的市场化程度。

（四）模型建立

由于逆回购利率和1月期SHIBOR均是平稳序列，可以对其直接进行线性回归，模型为，通过eviews估计结果为：

由于转贴利率和3月期SHIBOR均为一阶单整的，必须在做线性回归之前对其进行协整检验，否则可能导致伪回归现象。协整检验结果显示两个因素零阶不协整，但存在一阶协整，因此可以建立模型，通过eviews估计结果为：

通过上述模型我们发现：

（1）票据回购利率模型的R^2达到0.798，要远高于转贴利率模型，说明SHIBOR对票据回购定价更有指导意义。这主要是因为票据回购属于资金业务，而票据转贴兼有资金和信贷两方面属性，因此作为资金定价基准的SHIBOR对回购利率更有解释力度。

（2）模型的解释变量中均含有前一天的SHIBOR价格，并且显著，说明历史的SHIBOR走势仍能影响当前的票据定价。更引起我们注意的是，在回购利率模型中，前一天的SHIBOR报价系数（0.0062）要远远大于当天SHIBOR报价系数（0.0023），这主要是因为实践中SHIBOR在当天11点半才会对外报出，因此许多机构在票据回购定价时参考的仍是前一天SHIBOR报价。

通过上述模型可知，票据回购利率的市场化程度相对较高，而转贴利率仍有相当部分无法通过SHIBOR解释，这主要是因为转贴利率定价时不仅考虑了资金余缺情况，还考虑了信贷规模及票据自身风险特征。目前没有一个能准确衡量信贷规模情况的日频数据，但大体会呈现出月初小、月末大的情况。通过图

1、图2也可以看出，转贴利率在月末、季末和年末等重要时点时会有较大幅度上扬，时点过后会有所回落。因此我们将每日阳历数（T）加入模型中，模拟信贷规模的日频变化，估计结果显示时点因素T在回购模型中非常不显著，表明时点因素对票据回购利率影响并不明显；相反，在转贴模型中，时点因素比较显著，这也印证了票据转贴具有信贷属性的一面，而回购业务基本没有影响。

三、票据利率是否是基准利率的实证检验

随着我国利率市场化的不断推进，SHIBOR报价在设立之初即赋予成为一个公认、权威基准利率的历史使命，但由于报价的可靠性、真实性和完整性等方面的缺陷，很多研究表明目前SHIBOR仍没有完全得到市场认可。通过上述实证分析可知，SHIBOR对票据利率的解释程度有限，而票据利率又能单方面引起同业拆借利率和债券回购利率，那有没有可能将票据利率打造成货币市场的基准利率呢？本部分将通过方差分解的方法（方意和方明，2012）来解答这个问题。

（一）初步分析

一个性能良好的基准利率必须具备一定的特性和标准，虽然目前没有统一的认识和规定，不同研究者的标准也各有不同，但基本特征主要包含三个属性：市场性、基础性和稳定性。市场性是指基准利率能及时准确反映市场资金、信贷等供需情况，票据利率的市场特征已在第二部分详细论证，此处不再赘述；基础性主要指基准利率能显著影响其他利率，是货币市场中其他各种利率的方向标，主导其他利率变动；稳定性则指基准利率受其他利率的影响较小。本文将票据市场利率和SHIBOR、同业拆借利率、债券回购利率建立VAR模型，并通过方差分解确定基准利率。如果某利率对其他利率的影响显著，则具有基础性；如果其他利率对其影响较小，自身的变动主要由自身引起（变量自身对其方差分解比重达到50%以上），则其具有稳定性。同时具有基础性和稳定性，则说明此利率即是基准利率。

（二）方差分解

方差分解结果（表3）表明，在预测期第1期，（1）票据转贴卖出利率对其他票据利率的影响均超过60%，对其他市场利率的影响均在30%左右，具有较强的基础性；票据利率中转贴买入利率、逆回购利率和正回购利率对其他利率的影响均小于20%，完全不具备基础性；1月期同业拆借利率和债券回购利率对其他利率的影响均为0（或接近于0），也完全不具备基础性；1月期SHIBOR对票据利率的影响均为0，对同业拆借利率和债券回购利率的影响在35%左右，也不具备基础性。（2）从稳定性看，仅票据转贴卖出利率和1月期SHIBOR对其自身的影响超过50%，因此具备稳定性；其他利率对自身的影响均不到20%，因此并不具备稳定性。

随着预测期的延长，在预测期第12期，（1）票据转贴卖出利率对其他利率的影响有所增加，均超过了50%，完全具备基础性；1月期SHIBOR对同业拆借利率和债券回购利率的影响均降到20%以下，对票据利率影响仍为0，因此仍然不具备基础性；其他利率的影响均接近于0，完全不具备基础性。（2）从稳定性上看，票据转贴卖出利率对其自身的影响虽有所下降，但仍超过80%，稳定性非常显著；而1月期SHIBOR对自身的影响从52%下降到21%，不具备较好的稳定性，其他利率的自身影响均未超过50%，不具备稳定性。

3月期的基准利率方差分析结果基本与1月期相似，通过上述分析可知，现阶段我国货币市场比较具备基准利率特性的是票据转贴卖出利率，其稳定性和基础性明显优于其他票据利率、SHIBOR、同业拆借利率和债券回购利率。

四、深化票据利率市场化的思考和建议

由上述实证分析可知，目前票据利率的定价方式主要是SHIBOR加点的模式，在SHIBOR的基准利率功能没有完全成熟以前，票据转贴卖出利率更符合基准利率的特征。从而进一步深化票据利率市场化有利于提高我国利率整体市场化程度，有利于资金信贷等资源的合理配置，有利于市场主体的公平竞争和信息对称，更有利于票据市场的可持续健康发展。因此，有必要从规范管理、完善票据市场出发，进一步推进票据利率市场化。

（一）完善SHIBOR报价的真实性、可靠性和完整性，加强SHIBOR的基准利率功能培养

目前，SHIBOR是基于报价驱动，而非交易驱动，报价商不承担交易义务，这就无法杜绝报价过程中人为操纵的可能，事实上，即便是现在已经被世界公认的LIBOR，也爆出巴克莱操纵的丑闻。因此，各报价行应进一步完善SHIBOR定价机制，提高SHIBOR报价的真实性和市场性，并在此基础上加大以SHIBOR为基准的产品定价应用，从而巩固SHIBOR货币市场基准性地位。

（二）加快商业票据电子化建设的步伐，构建全国票据交易中心，不断提高票据基准利率的作用

电子化票据能有效解决纸质造假风险、信息不对称等问题，同时能降低交易成本、提高交易效率，电子化票据是票据市场发展的必然趋势。电子商业汇票系统已于2009年10月28日正式启动，业务量虽逐年增加，但其市场占有量仍然较低，流动性有待提高，应加快电子票据的推广应用范围，为建立全国规范统一的票据市场提供前提条件。

目前我国还没有形成统一的票据市场，各地、各机构的票据报价千差万别，在降低票据价格有效性的同时阻碍了票据基准利率作用的发挥。肖小和、邹江、汪办兴（2012）探讨了全国性票据市场的建设路径以及票据交易所的总体设想，2013年全国工商联提出了《关于在上海建立全国票据交易中心的提案》，全国票据交易中心的建立将提高票据利率的市场化程度，进而更好发挥货币市场基准利率作用。

（三）加强信用制度建设，完善企业信用评级

影响票据利率除了资金成本、信贷规模、剩余期限等共性因素外，还受开票企业、承兑行、交易对手资信等级等个性化因素有关，可以通过信用评级建设，对企业资信和金融机构信用进行评级，从而消除票据利率的个性化因素，为投资者选择购买商业银行票据的银行和专业性票据经营机构办理票据承兑、贴现业务提供可靠依据，推动票据市场发展和票据利率市场化。张宝林、严震和何静（2012）建议强化法律的宣传和普及来强化信用制度约束，降低交易成本，促进票据利率市场化。

（四）修改《票据法》逐步放开融资性票据通道，为票据利率进一步市场化提供基础

《票据法》规定票据必须具有真实贸易背景，这主要考虑到票据在设计之初主要是为了企业之间的结算，但随着票据市场的发展与不断创新，其结算功能不断弱化，票据不断演化成一种金融市场的融资工具。虽然融资性票据目前不被法律所认可，但市场上相当一部分票据是没有真实贸易背景的。因此，修改《票据法》相关规定，承认融资性票据合法业务，不仅可以促进票据市场的活跃程度，同时可以增加票源，为票据利率进一步市场化提供基础。

（五）改变票据融资的贷款属性，打开票据利率市场化最后枷锁

目前，将票据融资放在贷款项下统计存在诸多弊端，不同程度影响了票据利率的科学定价，票据贴现、转贴现仅是在原授信基础上的融资，纳入贷款项目会导致银行信用虚增。由于票据贴现、转贴业务与回购业务相似，将其划入受央行调控的信贷科目阻碍了票据利率的市场化和其基准利率作用的发挥。实际上票据回购业务余额和交易量已经达到相当规模，票据利率市场化程度已有较好基础。建议将其归入“有价证券及投资”统计科目，摆脱人为干预，逐步实现票据利率完全市场化。

作者： 肖小和 王亮 来源： 《金融理论与实践》2013年第7期

票据利率市场化程度的实证研究 篇2

从国外的参考文献来看, 专门研究利率市场化和国债期货二者关系的文章并不多, 其中相关的观点主要是对单方面的研究, 所涉及的二者关系论述则仅限于研究说明使用。Feyzio?lu、Porter、Takáts (2009) 对比了北欧地区、美国、土耳其、韩国等的经验, 得出中国金融改革取得了卓越的成效, 认为中国市场已经确实符合了利率市场化的先决条件。Grieves、Marcu (2005) 运用基点价格理论模型套算出国债期货的套期保值比率, 并通过使用交换期权模型得出的结果表明用最终交付的不确定的债券计算的期货的基点价格值通常与由一个单一的交付模型显示基点价格值不同。从国内文献来看, 主要集中探讨国债期货功能发挥的途径、国债期货上市的条件、国债期货与利率市场化的互动机制等方面。贺强等 (2012) 考察了国债期货的基本属性、主要功能和利率市场化的内涵与机制, 提出了国债期货和利率市场化的互动规律并由此推演了我国重新推出国债期货的意义与基本条件。李雅晴 (2013) 从市场利率的传导机制入手, 对国债期货推出后市场利率的定价体系和定价机制进行研究, 分析认为国债期货推出前后市场利率价格水平的确定主要受到货币供应量、消费者价格指数、经济发展速度等经济因素的影响。

从我国目前对于国债期货与利率市场化关系的研究来看, 大多数学者倾向于定性分析, 对国债期货功能发挥的实证研究较少。本文在前人研究的基础上, 利用2013年9月份重启交易的实际的国债期货交易数据, 利用格兰杰因果检验对国债期货的价格发现功能进行研究, 和OLS套期保值模型与传统等额套期保值模型对比分析了国债期货风险规避功能。

二、数据的选取及处理

本文选取样本的时间区域为2013年9月6日到2014年2月28日, 剔除两者时间未能匹配的数据, 共计获得112对有效样本数据。期货数据选取国债期货合约TF1403收盘价作为期货价格, 现货数据选取上海证券交易所20年 (到) 期固定利率债券21国债 (07) 的收盘价作为现货价格。将两组数据进行线性相关统计分析, 得到图1显示结果。从图上显示的趋势我们可以看出, 两价格走势十分趋同。我们对两组数据进行线性回归分析, 从结果表明国债期货对国债的价格指数存在高度相关性, 且国债期货的价格表现出领先国债现货价格变动的趋势, 这就为我们对二者的实证研究提供了理论数据基础。

三、国债期货合约价格发现功能的检验

国债期货合约价格发现功能的具体表现在于期货价格是否能领先现货价格, 且领先的时间越长, 发挥价格发现功能的效率越强。运用格兰杰因果检验便能够帮助我们检验国债期货对现货的价格发现功能。本文利用Eviews软件对两个价格序列在滞后1、2、3期的情况下进行因果检验, 检验结果如表1:

检验结果显示:在5%的置信水平下, 在滞后1、3期下, 接受国债期货合约TF1403不是21国债 (07) 的格兰杰原因, 即国债期货价格是国债现货价格的格兰杰原因, 而国债现货价格不是国债期货价格的格兰杰原因。不过在滞后2期下, 尽管期货还是现货格兰杰原因, 然而现货也表现为期货的格兰杰原因, 其结果与滞后1、3期下正好相反。因此, 本文认为, 在国债期货交易运行初期, 期货价格对现货价格具有一定引导作用, 但不是很稳定, 有时也表现为现货价格引导期货价格。

四、国债期货合约风险规避功能的检验

之后, 计算套期保值的绩效则通过计算套保前后组合的波动减少程度来衡量, 即:

结果显示, 在样本内, 传统的等价值套期保值模型和静态OLS套期保值模型在最优套保比率上尽管有所偏离, 差距0.2左右, 但实际的套期保值有效性十分接近, 都在0.5左右;在样本外, 传统的等价值套期保值模型下套期保值的有效性为0.545, 与样本内套期保值有效性基本接近, 而在OLS静态套保模型下套保比率则为0.55, 此时的套期保值有效性仅为0.344, 相较之下风险规避能力较为微弱, 因此在这一套保比率下运用国债期货进行套期保值意义不大。根据上述结果, 我们认为国债期货交易合约自推出到现阶段已经在一定程度上发挥了规避市场利率波动的风险的功能。

五、结论

通过上述研究结果可以发现, 尽管我国国债期货从重新推出到现在仅仅四个多月, 然而依然表现出了其价格发现和规避利率风险的功能。不过也由于我国现阶段国债期货市场处于初期阶段, 交易规模远不如国债的现货市场庞大, 其在价格发现的功能的实现上一定受到现货市场导向影响, 不过这一影响并不妨碍我们得出国债期货具有价格发现功能的结论。至于国债期货的风险规避功能实现方面, 在国债期货市场发展的初期便很好地表现出来了。

因此, 对比上世纪试点国债期货时的“327国债期货事件”的失败, 由于当时利率市场化程度低下, 导致国债期货市场成为各大投资机构的投机对象, 国债期货交易试点仅仅断断续续进行了三年便被迫暂停了;而当前, 我国在推进利率市场化进程上已经取得了巨大进步, 成为推出国债期货的巨大契机, 从前四个月的交易数据我们可以看出国债期货交易表现十分稳定, 国债期货作为利率期货的功能也得到了较好发挥, 而且, 随着期货市场规模的不断发展, 必能更好的实现价格发现功能, 为利率市场化过程中确定基准利率的问题提供良好的解决方案, 同时也能够帮助稳定利率市场化进程中的利率波动, 为投资者提供规避风险的一大途径。

参考文献

[1]贺强, 辛洪涛.重推国债期货与我国利率市场化互动关系研究[J].价格理论与实践, 2012.

[2]李雅晴.国债期货推出前后市场利率定价机制探讨[J].商业时代, 2013.

[3]罗三秀.国债期货重来[J].金融世界, 2013.

[4]Nathan Porter, Tarhan Feyziolu, Eld Takáts.Interest Rate Liberalization in China[R].Washington:International Monetary Fund, 2009.

[5]Alan J.Marcus, Robin Grieves.Delivery Options and Treasury-Bond Futures Hedge Ratios[J].The Journal of Derivatives, 2005.

票据利率市场化程度的实证研究 篇3

一、理论背景与研究假设

产品市场竞争与公司投资行为的关系研究始于20世纪六七十年代, 研究主要围绕两个方面展开:一是市场的不确定性对公司投资行为的影响;另一个是产品市场竞争程度对公司投资行为的直接影响。本文主要关注产品市场竞争程度对公司投资行为的影响。

Frederic M.Scherer (1969) 对市场结构与投资稳定性之间的关系进行了研究, 指出市场集中度对公司的投资行为会产生极大的影响。Christensen和Caves (1997) 将研究集中于北美纸浆、造纸业的投资竞争, 发现市场集中度较小的样本组里, 竞争对手预期之外的投资项目宣告会增加最早做出投资决策的公司放弃的投资项目的利润。Martin J.Nielsen (2002) 通过研究市场竞争对企业投资决策的影响证明, 在传统的竞争性行业, 投资会降低企业的利润, 市场竞争对投资具有消极影响。

近年来, 国内学者对该主题的研究也初现端倪。钟田丽、范宇 (2004) 发现我国资本市场上一种极不匹配的现象:产品市场竞争越激烈, 公司财务杠杆越高。姚明安、孔莹 (2008) 则在财务杠杆对企业投资影响的研究中发现, 财务杠杆对企业投资具有显著的抑制作用。借助数学上的传递思想考察以上两项研究, 可以得出产品市场竞争对企业投资具有抑制作用的结论, 但是目前尚缺乏关于我国上市公司产品市场竞争程度对公司投资行为影响的实证研究。鉴于目前我国制造业上市公司产品市场竞争的相对充分性, 本文提出研究假设并进行实证检验。

研究假设:制造业上市公司投资行为与产品市场竞争程度负相关, 即产品市场竞争越激烈, 上市公司的投资行为越谨慎, 投资规模就越小。

二、研究设计

1. 变量定义。

研究变量由被解释变量、解释变量和控制变量三个部分组成。被解释变量为公司投资支出规模;解释变量为公司所面临的产品市场竞争程度;控制变量包括公司的资本结构、融资约束、代理成本 (具体情况见表1) 。

(1) 被解释变量:公司投资支出规模。公司投资行为的量化指标采用公司投资支出规模。固定资产是制造业公司投资的一个重点, 本文以固定资产的增加量来测量公司的投资支出规模。测量对象是1年的固定资产增长比率, 定义为+1年的固定资产除以0年的固定资产, 然后减去1。这种测量方法描述了固定资产投资短期的变化比率。其中, “0年”表示计算的基础年度。

(2) 解释变量:产品市场竞争程度。如何对产品市场竞争程度进行衡量是产品市场竞争相关实证研究的主要问题。根据产业组织理论, 可以从市场结构、行为和绩效三个角度考察产品市场竞争状况, 但学术界目前尚未得出公认的指标来准确反映产品市场竞争程度。现有研究中主要度量指标有:赫芬达尔指数、主营业务利润率、存货周转率、应收账款周转率、主营业务收入增长率、净资产收益率、净利润波动率。

赫芬达尔指数 (HHI) 表示产业集中度, HHI=∑ (xi/x) 2。其中, x=∑xi, xi为公司i的销售额。该指数合理地反映了行业的市场集中度, 可以较好地反映行业的竞争情况。当行业内公司数目一定时, 赫芬达尔指数与竞争程度成反比, 这意味着赫芬达尔指数越大, 竞争程度越低, 反之竞争程度越高 (姜付秀、刘志彪, 2005) 。主营业务利润率在垄断行业较高, 而在充分竞争的行业, 产品利润率相对较低。正如Nickell (1996) 指出的那样, 主营业务利润率在某种程度上也可视为公司的“垄断租金”, 垄断租金越高, 意味着产品市场竞争程度越低, 反之竞争程度越高。净资产收益率作为描述市场绩效的指标, 被纳入回归模型中。净资产收益率是一定时期净利润与平均净资产的比率, 是描述公司盈利能力的核心指标。通过对行业净资产收益率的对比分析, 可以看出行业的盈利能力 (即市场绩效水平) , 从某一侧面也可以显示出行业的市场竞争程度。应收账款周转率也可作为反映产品市场竞争程度的指标, 应收账款周转率越小, 公司的产品市场竞争越激烈, 反之竞争越弱。就存货周转率而言, 公司的存货周转率越小, 其所面临的产品市场竞争越激烈, 反之竞争越弱。

本文综合现有研究关于产品市场竞争程度的衡量指标, 运用因子分析法, 将特征根大于1的因子保留得出所需的竞争指标, 从而以较少的维度更清晰地刻画产品市场竞争程度。表2为提取的3个公共因子。

确定了提取的公共因子数目后, 重新进行因子分析, 生成新的因子旋转载荷系数 (见表3) , 由此公共因子的解释内容清晰可见。

由表3可见, 第1个公共因子反映的主要是主营业务利润率、营业费用与主营业务收入比、存货周转率和应收账款周转率的信息, 称之为经营因子;第2个公共因子反映的主要是主营业务收入增长率和赫芬达尔指数的信息, 称之为结构因子;第3个公共因子反映的主要是净利润波动率的信息, 称之为绩效因子。3个因子包含了原始变量的大部分信息。

(3) 控制变量。Myers和Majluf (1984) 的优序融资理论认为, 对于一个新项目, 公司融资的第一选择是内源融资。委托代理理论认为, 公司经理总是将所有内部可能获得的资金全部用于投资以谋取私人利益。信息不对称理论认为, 由于内源融资与外源融资的交易成本是一致的, 严重受到“融资约束”的公司, 投资对内部现金流是非常敏感的。鉴于公司投资行为还要受到资本结构、融资约束、代理成本等的影响, 本文选取资产负债率、现金流比率、管理费用率作为以上三个方面的替代变量。

2. 样本选择与数据来源。

本文选取沪、深两市A股制造业上市公司为研究对象。根据2001年证监会发布的《上市公司行业分类指引》, 以2002~2006年度为数据窗口, 为保证有足够的样本数量和足够长的上市时间, 选取2001年4月30日前上市的制造业上市公司为原始样本。通常发行A股的同时又发行B股、H股、N股等种类股票的上市公司在收入和费用确认的会计政策上存在显著差异, 故本文选择只发行A股的上市公司进行研究。为避免异常值的影响, 从原始样本中剔除了在分析时期被ST、PT处理的公司。

表4描述了样本公司的行业分布状况。样本公司按照主营业务的种类归属, 主要可分为9个次类, 剔除了家数不足5家的木材、家具行业, 尚有8个次类。

三、模型建立与实证结果

1. 模型构建。

本文采用因子分析法及多元回归相结合的方法, 选择制造业次类行业2002~2006年的panel数据, 对产品市场竞争程度与公司投资行为的关系进行实证检验。

为了全面衡量产品市场竞争程度, 本文计算出现有研究中关于产品市场竞争程度有代表性的全部衡量指标。为了消除直接进入模型的共线性问题, 采用因子分析法进行因子提取, 得到能够全面代表原始变量的C1、C2、C33个因子进入回归模型。产品市场竞争程度对公司投资行为影响的回归模型如下:

Inv=α1+β1C1+β2C2+β3C3+β4Lev+β5Cfr+β6Mfr+ε

其中:Inv为公司投资支出规模;α1为常数项;βi (i=1, 2, …, 6) 为变量系数;Ci (i=1, 2, 3) 为产品市场竞争程度;ε为残差项。

2. 实证结果分析。

基于以上关系模型, 选取制造业次类行业2002~2006年的panel数据, 运用SPSS12.0统计软件和OLS回归方法进行分析 (部分输出结果见表5) 。

方程R2=0.684, 调整后的R2=0.627, 两者十分接近。由于在该回归模型中自变量数目与样本量之比为0.15 (<0.2) , 因此R2倾向于高估拟合度。这里使用校正后的测定系数, 因此该回归模型可以解释62.7%的投资支出的信息, 回归方程的拟合效果较好。F值为11.926, Sig.为0.000, 由此方程通过了1%的显著性检验, 回归方程显著。

由表6可以看出制造业上市公司投资支出规模与产品市场竞争程度的关系。其中, 代表产品市场竞争程度的第1因子的系数为负, 且在模型中在5%的水平上显著, 由此说明该因子对上市公司投资支出规模具有显著的负向影响。在变量选取的分析中我们明确, 第1因子所解释的变量, 其值越大, 则产品市场竞争程度越高。因此, 制造业上市公司的投资支出规模与由第1因子所衡量的产品市场竞争程度呈负相关关系。第2因子系数为正, 且在模型中在1%的水平上显著, 说明该因子所解释的变量对上市公司投资支出规模具有显著的正向影响。同时该因子所解释的变量值越小, 表示公司所在行业的竞争程度越高。因此, 制造业上市公司的投资支出规模与第2因子所衡量的产品市场竞争程度呈负相关关系。第3因子与公司投资支出规模的系数不显著。由此在理论梳理基础上提出的假设成立。此外, 回归方程中的代理成本指标与公司投资支出规模的正相关关系通过了显著性检验, 这一关系可以从基于股东与经理人利益冲突的过度投资行为中找到理论依据。

注:**、***分别表示变量在5%、1%水平上显著。

四、结论

实证结果表明, 产品市场竞争程度与公司投资支出规模之间存在负相关关系。公司所处的产品市场竞争越激烈, 公司将更为谨慎地进行投资决策, 通常会缩减投资支出。同时代理成本的存在也会影响公司的投资行为, 如基于股东与经理人代理成本的投资非效率是一种典型折射。基于此, 笔者认为上市公司在进行投资决策时应综合考虑内外部因素, 在解析其内部资本结构的基础上充分认识所处产品市场的竞争态势, 从而做出高效率的投资决策。

摘要：本文主要分析了产品市场竞争程度对公司投资行为的影响。研究结果表明, 产品市场竞争对公司投资具有显著的抑制作用, 即产品市场竞争越激烈, 公司投资规模越小。

关键词：制造业上市公司,产品市场竞争,公司投资行为

参考文献

[1].L.R.Christensen, R.E.Caves.Cheap Talk and Inves-tment Rivalry in the Pulp and Paper Industry.The Journal of Industrial Economics, 1997

[2].Frederic M.Scherer.Market Structure and Stability of Investment.American Economic Review, 1969

[3].Martin J.Nielsen.Competition and irreversible invest-ments.International Journal of Industrial Organization, 2002

[4].Stewart C.Myers, Nicholas S.Majluf.Corporate Finan-cing and Investment Decisions When Firms Have Information that Investors Do Not Have.Journal of Financial Economics, 1984

[5].Stephen J.Nickell.Competition and Corporate Perfor-mance.Journal of Political Economy, 1996

[6].姜付秀, 刘志彪.行业特征、资本结构与产品市场竞争.管理世界, 2005;10

[7].姚明安, 孔莹.财务杠杆对企业投资的影响——股权集中背景下的经验研究.会计研究, 2008;4

对我国利率市场的VAR实证分析 篇4

我国中央银行货币政策的有效性不够明显, 没有充分发挥央行在利率市场中应有的引导作用;商业银行处于利率管制的状态, 无法完全根据资金供求状况及时调整利率水平;市场利率在传导过程中受限程度较大, 具有滞后和被动的特点。我国的利率市场化面临着起步晚、制度不健全等问题。在过去几十年的发展过程中, 有过惨痛的经验教训, 同样也取得了一定的成绩与收获。那么, 中国的利率市场具有什么样的特点, 中国利率市场有着怎样的潜在风险以及未来中国市场化应该如何发展等等, 这些问题都是值得思考和研究的问题。

1 文献回顾

我国的利率市场化仍然处于一种非均衡的发展状态, 不同利率主体的市场化程度不同。因此, 针对我国各种利率主体之间动态关系的研究对我国央行公开业务操作具有相当重要的经济意义。

我国的利率市场化状态一直以来都是国内外很多学者研究的课题, 早在19世纪, 就有国外学者对此进行研究分析。John Maynard Keynes (1936) 引入不稳定性和预期性, 建立了流动性偏好倾向基础上的货币理论, 凯恩斯“流动性陷阱”的现象说明货币政策具有时滞性, 然而扩张性的货币政策可以解决“流动性陷阱”的问题, “流动性陷阱”是货币政策边际效用最大的标志。Bernanke和Blinder (1992) 通过对美联储利率的实证和理论分析, 发现了美国货币政策通过利率传导机制对该国的实际产出具有显著影响。在国内, 也有很多学者对利率传导机制以及过去与未来的货币政策进行多角度、多实证的研究分析, 得出多种结论与看法。潘慧 (2011) 通过对中国近十年的货币政策工具的研究发现, 央行的货币政策从总体上来说可以对基础货币产生影响, 但对其他因素的效果减弱, 货币政策的内部传导机制存在时滞性效应。

对于上述学者的研究成果进行总结和分析发现, 对于我国央行公开市场回购利率、同业拆借利率与银行贷款利率之间的动态关系的研究并没有得出一致的结论, 而我国的利率市场化仍然处于一种非均衡的发展状态, 不同利率主体的市场化程度不同, 且利率市场化的起步较晚。因此, 对利率市场化这方面的研究应该要更加细致、全面、多样化, 应该结合我国的实际经济形势以及基本国情, 用多样的实证分析工具做更多的研究, 从而得出具有实际参考价值的结论。

2 模型、变量与数据

2.1 向量自回归模型 (VAR)

本文采用向量自回归模型 (Vector Auto-regression Model, VAR) 对央行公开市场操作正回购利率、银行间同业拆借利率与银行贷款利率之间动态关系进行数据研究。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有变量的滞后项的函数来构造模型。VAR模型的一般形式:

使用OSL估计方法可以得到与VAR模型参数一致的有效估计量。对于滞后长度p和r的选取, 一般希望滞后数足够大, 从而能够较好地反映模型的动态特征。

2.2 变量分析

2.2.1 公开市场利率的选取——正回购利率

正回购交易具有大额的回购交易量、良好的交易载体、合理的利率期限结构以及高度的经济相关性等特征, 选择此数据能较准确地反应利率市场的影响。该数据来源于中国人民银行货币政策司五年来公布的正回购情况。

2.2.2 货币市场利率的选择:Shibor

本文选取上海银行间同业拆放利率 (Shanghai Interbank Offered Rate, 简称Shibor) 的数据样本。Shibor利率以位于上海的全国银行间同业拆借中心为技术平台计算、发布并命名, 是由18家信用等级较高的银行组成报价团自主报出的人民币同业拆出利率计算确定的算术平均利率。全国银行间同业拆借中心授权Shibor报价计算和信息发布。报价银行是公开市场一级交易商或外汇市场做市商, 是在中国货币市场上人民币交易相对活跃、信息披露比较充分的银行。因此, 这组同业拆放利率的数据样本能较好地反应对利率市场的影响状况。

2.2.3 贷款利率

我国的银行贷款利率是由中国人民银行统一管理, 并且中国人民银行确定的利率需经国务院批准后执行。贷款利率因贷款种类和期限的不同而不同, 同时也与借贷资金的稀缺程度密切相关。在我国, 银行贷款利率参照中国人民银行制定的基准利率, 实际合同利率在基准利率基础上于一定范围内浮动, 贷款人应按照中国人民银行规定的贷款利率的上下限来确定贷款利率, 并在贷款合同中载明。贷款利率的高低直接影响着借款单位和银行之间的利润分配, 因而影响着借贷双方的经济利益, 是利率市场中重要的经济指标。我国已放开上限进行下限管理。

2.3 数据选取

本文选取了2007年7月至2012年6月央行公开市场操作正回购利率、上海同业拆借利率与银行贷款利率作为研究变量。主要运用VAR模型处理2007年7月至2012年6月 (共60期) 的月度数据, 并且通过分析模型结果, 寻找三者之间的动态关系。

为了方便实证分析的操作以及容易区分变量, 本文以PRR代表公开市场正回购利率 (Positive Repurchase Rate) , 以IOR代表同业拆借利率 (Interbank Offered Rate) , 以BLR代表银行贷款利率 (Interest Rates on Bank Loans) 。

2.4 实验数据的季节性调整

本文实证部分选取的是公开市场正回购利率、银行间同业拆借利率与银行贷款利率的月度数据, 由于这三个利率指标的月度循环变动会掩盖三者之间的客观动态关系。在利用这些月度时间序列进行分析前, 需要对这些时间序列进行季节调整。VAR实证分析中所用数据为经季节性调整之后去除趋势项的数据, 因为这个数据是平稳的。季节调整 (Seasonal Adjustment) 可以从时间序列中去除季节变动要素, 从而显示出序列潜在的趋势循环分量, 这些分量能够真实地反映经济时间序列运动的客观规律。本文采用X12, 对三者的月度数据进行季节性调整。

调整前的正回购利率PRR具有明显的季节性变动和周期循环变动等影响, 其曲线图呈现出“锯齿”形状。序列PRR_TC是正回购利率经过GensusX12季节调整消除季节变动和不规则要素所得到的趋势——循环序列, 与原序列相比较, 其曲线图比较光滑, 且走势非常明显。得出季节性调整的必要性, 并通过GensusX12调整得出SA序列, 如图1~3。

3 向量自回归模型的实证分析

3.1 VAR模型的参数估计

本文实证部分数据选取的是经过季节性调整后的2007年7月至2012年6月我国公开市场回购利率、同业拆借利率以及银行贷款利率。原始数据主要来源于中国人民银行和上海银行同业拆借中心 (shibor) 。

将数据导入Eviews统计分析软件, 可以得到该模型的VAR参数估计, 并且在得到参数估计模型之后, 进行相关的分析和预测。

根据参数估计的结果, 可以得出VAR模型的估计结果:

3.2 脉冲响应函数分析

脉冲响应函数 (Impulse Response Function, IRF) 用于衡量来自某个内生变量的随机扰动项的一个标准差冲击 (称之为“脉冲”) 对VAR模型中所有内生变量当前值和未来取值的影响。

在脉冲响应函数分析部分, 本文重点关注公开市场回购利率是否影响了同业拆借利率, 并且研究公开市场回购利率以及同业拆借利率是否都影响了银行贷款利率。

注:图中横轴表示时期数 (60期) , 纵轴表示脉冲响应函数大小, 虚线表示正负两倍的标准差偏离带 (±2S.E) 。

结合对图4的观察我们可以发现, BLR_SA对PRR_SA的反应和BLR_SA对IOR_SA的反应在趋势上具有相似性, 不同的是前者的反应具有一定的滞后性, 并且响应程度小于后者。我们可以得出结论, 公开市场回购利率对贷款利率具有一定影响, 同样的, 同业拆借利率也对贷款利率具有影响, 前者的影响滞后于后者, 且程度相对较小。

综合上述分析, 贷款利率BLR_SA对公开市场回购利率PRR_SA的反应与贷款利率BLR_SA对同业拆借利率IOR_SA的反应具有相似性, 且波动比较明显。这说明, 央行公开市场操作对贷款利率有一定的影响, 同业拆借利率对贷款利率也同样有一定的影响。而同业拆借利率IOR_SA对公开市场回购利率PRR_SA的反应的波动相比较而言不是很明显, 说明公开市场操作对同业拆借利率的影响在一定程度上小于对贷款利率的影响。

3.3 方差分解 (Variance decomposition)

本文采用方差分解的方法分析公开市场回购利率PRR_SA和同业拆借利率IOR_SA对银行贷款利率BLR_SA变化的贡献度。

根据方差分析结果, 可以发现在这60期预测时期的推移中, 贷款利率BLR_SA预测的标准差整体上逐渐增大。其中, BLR_SA对自身的贡献最大, 第3期达到80%, PRR_SA是除自身变量外对PRR_SA贡献最大的内生变量, 贡献度达到47%, 其次为IOR_SA, 贡献度达到4.5%。

总体而言, 我国公开市场正回购利率和同业拆借利率对银行贷款利率有一定程度上的相关性。由于我国利率市场化进程并不完善, 央行货币政策以及货币市场自身的调节并不明显, 反映在银行贷款利率上的影响也不够明显。加上这组货币市场利率样本反应的是短期货币市场的利率状况, 银行贷款利率同样受到货币市场利率的影响, 也同样受到利率传导机制的制约。

4 模型检验及分析

4.1 数据检验

4.1.1 平稳性检验

ADF检验统计量是t统计量, 其值=-1.431599, 相应的概率值P=0.1578, Test critical values栏中显示的是在检验水平分别为1%、5%、10%下, t统计量的临界值。与临界值相比较, 在1%、5%、10%的检验水平下都不能拒绝原假设, 即可以认为序列PRR_SA没有单位根, 即该数据是平稳的。

同上述方法, 亦可检验出数据IOR_SA、BLR_SA是平稳的。

4.1.2 模型检验

4.1.3 R-squared和Adj.R-squared统计量

在表1的模型检验结果中可以知道0

4.2 模型显著性检验——F检验

从表1中得出, F=289.8232, 339.1575, 297.6274, n=60, k=2, 在给定显著性水平α=0.05, 可以查F分布表等到临界值F0.05 (2, 60-2-1) =3.16, 显然F>F0.05。因此, 模型的显著性成立。

4.3 模型稳定性检验——单位圆和特征根

图5中的点表示VAR特征多项式的根的倒数, 显而易见这些点都位于单位圆之内, 因此根据单位圆与特征根可以知道之前估计的模型是稳定的。

4.4 Granger因果关系检验结果

从表3中可以发现, PRR_SA相对于内生变量IOR_SA的X2统计量=2.5749, 相应的概率值P=0.276, 因此内生变量IOR_SA对应的方程中不能将变量PRR_SA排除, 即变量PRR_SA是变量IOR_SA的Granger原因。

5 政策建议和结论

5.1 结论分析

根据模型的实证分析结果我们得出, 我国公开市场正回购利率和同业拆借利率对银行贷款利率有一定程度上的相关性。由于我国利率市场化进程并不完善, 央行货币政策以及货币市场自身的调节并不明显, 反映在银行贷款利率上的影响也不够明显。我国利率市场化进程还不是很完善, 央行实施货币政策调控, 利率的传导不是十分有效, 在公开市场业务操作的过程中, 央行通过调节公开市场回购利率, 控制基础货币的供应量, 从而实现对金融市场资金流向和资金量的调控。就银行贷款利率而言, 则会根据央行公开市场利率的变化做出相应地调整, 但是我国利率市场化进程的不完善性, 使得这种利率的传导有效性受到了限制, 即公开市场利率对银行贷款利率作用减弱了。

5.2 策略和建议

多年来, 我国利率水平进行多次调整, 对整个宏观经济运行以及金融市场所发挥的作用也越来越明显。那么, 央行应如何合理使用货币政策对市场进行调控, 怎样有效利用利率之间的传导机制达到合理预期的效果;我国又如何建立完善的利率体系从而达到金融市场的稳定, 这是当下多数学者研究的问题。对此, 本文通过上述实证结论的分析提出以下几点建议。

(1) 加快货币市场的发展。加强拆借市场、国债回购市场以及票据市场之间的联系, 提高货币市场各交易市场之间的利率关联度。开创新的金融产品, 完善金融商品的期限结构, 扩大金融市场交易规模。这样可以推动我国的利率总水平, 完善利率结构, 有利于利率自主调控的合理性, 推动经济的健康发展。

(2) 建立规避利率风险体制。市场中的各金融机构的利率水平和结构是以中央银行的利率水平和结构为参照的, 良好的利率体制, 与货币市场的发展相呼应, 有效地提高社会的投资率, 使得央行调控的影响更加有效并且合理。

票据利率市场化程度的实证研究 篇5

1 文献综述

关于网络基金以及其与市场利率的关系, 现有研究主要从网络基金快速发展的原因、网络基金高收益的来源、网络基金对市场利率的影响三个方面展开。研究发现, 网络基金之所以能够如此快速地吸引客户, 获得巨大成功, 主要是由于网络基金便捷的操作和相对较高的收益。

从收益看, 余额宝通过制度安排规避监管风险、通过客户筛选控制市场风险、通过大数据降低流动性风险, 从而提高资金收益。目前我国法定利率和市场利率并存, 两类利率之间一直存在利差, 普通投资者只能按照法定利率在银行办理存贷款, 无法直接投资于货币市场, 余额宝作为通道, 打通了市场利率和法定存款利率之间的壁垒, 从而为投资者提供了享受市场利率的机会, 实现了高收益 (贺强, 2014) 。

在这种利润来源模式下, 余额宝以及其他各种“宝”的出现, 事实上加剧了存款替代, 增加了货币市场的资金和信息供给, 必然会影响货币市场利率。高善文 (2014) 认为理财、货币基金、储蓄之间的利差反映了不同产品的申购成本, 余额宝通过渠道变革导致了申购成本额下降, 弱化了市场分割, 使得小额资金流入货币基金, 长期有助于降低市场价格。

2 模型选择和数据说明

2.1 计量模型的选择

2.1.1 相关关系检验模型

运用Granger提出的因果关系检验模型, 对shibor收益率和余额宝收益率的相关关系进行检验。模型如下:

2.1.2 波动性检验模型

根据Baillie (1990) 、李亚静 (2003) 等的研究结果, 我们引入加入了虚拟变量的GARCH (1, 1) 模型进行对余额宝推出后shibor利率的波动性变化进行研究, 具体模型为:

2.1.3 脉冲响应函数模型

Sims (1980) 提出了非结构建模方法的向量回归模型 (VAR) 模型, 使用所有档期变量对所有变量若干起滞后变量进行回归, 用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。含有两个余额宝收益率和shibor利率两个变量的VAR模型的数学表达式为:

2.2 数据选择

本文选取余额宝推出后一年期间 (2013年6月至2014年6月) 的收益率数据和同一时间段的隔夜、一周、两周和一个月shibor收益率数据为样本。同样, 变量之间相关关系检验以及GARCH模型都需要变量为稳定的单整时间序列, 对shibor_o/n、shibor_w1、shibor_w2、shibor_m1、对数化后余额宝收益率的平稳性检验进行ADF检验。检验显示, shibor_o/n、shibor_w1、shibor_w2、shibor_m1和lgr (余额宝收益率的对数) 均为单整平稳序列。因此可以使用上述模型进行实证分析。

3 研究结果与分析

本文使用Granger因果检验方法对余额宝收益率的对数lgr与隔夜shibor收益率 (shibor_o/n) 、一周shibor收益率 (shibor_w1) 、两周shibor收益率 (shibor_w2) 、一个月shibor收益率 (shibor_m1) 间的因果关系进行分析。结果表明, 在滞后两期的情况看, 余额宝收益率和隔夜、一周、两周、一月的shibor收益率存在明显的双向因果关系, 且余额宝收益率对shibor收益率影响的显著性高于shibor收益率对余额宝收益率的影响, 即余额宝收益率能够以非常大的概率引起shibor收益率的变动, shibor收益率也能够以非常大的概率引起余额宝收益率的变动。

使用含有虚拟变量的GARCH (1, 1) 模型对shibor收益率进行分析, 结果如表1所示。

根据表1, 隔夜、一周、两周、一月模型虚拟变量均为正, 且非常显著, 说明余额宝的推出增加了shibor收益率的波动性。同时, 隔夜和一周模型的虚拟变量系数分别为0.71和0.46, 两周和一月模型的虚拟变量系数分别为1.07和1.13, 明显高于隔夜和一周模型虚拟变量系数, 说明余额宝的推出对中长期shibor利率的影响大于对短期shibor收益率的影响。

采用脉冲响应函数对余额宝收益率变动对shibor收益率的冲击进行检验, 余额宝收益率一个单位误差项的冲击将使shibor收益率在5天后升高至直达值, 随后逐渐趋于平稳。说明shibor收益率会对余额宝收益率的冲击产生较为迅速的反应。图1和图2分别为隔夜和两周shibor收益率对余额宝收率冲击的反应。

从上述实证分析结果看, 余额宝收益率和shibor收益率存在稳定的相关关系, 余额宝推出加大了shibor收益率的波动性, 同时余额宝收益率变动会对shibor收益率产生较长时间的影响。从原因看, 可能有以下两个方面:一方面以协议存款的方式将大部分资金投向货币市场获取收益, 其协议存款利率与余额宝的前段收益率直接相关, 进而影响市场利率;另一方面, 余额宝推出后, 获得了市场的广泛关注, 具有强烈的市场影响力。其较高的收益率能够引导市场参与者的预期, 迫使银行等机构大幅提高了理财产品等的收益率, 改变了银行的成本, 从而间接影响了市场利率。

4 政策建议

4.1 对线上基金产品专门立法监管, 规范基金运营

从国外的情况看, 在金融危机时, 投资者蜂拥赎回, 会导致货币市场基金收益率大幅下跌, 甚至跌破面值, 流动性极易受到破坏。因此, 应借鉴国外经验, 考虑对现有的各种互联网理财产品进行专项立法监管, 进行运营风险监测和管理, 禁止网商对线上理财产品过度宣传, 提高投资者的风险意识, 防范潜在风险。

4.2 加强监管机构之间的协调, 防范风险跨市场传导

从余额宝的发展来看, 其已突破了传统金融业的分工, 模糊了银行业、证券业之间的界限, 尤其是此类业务可以为客户提供随时随地的服务, 对传统银行业带来了重大挑战。同时, 本文的研究显示, 余额宝规模虽然相对较小, 但是已经可以对整个银行间市场利率带来冲击, 其风险传递性不容忽视。建议在目前分业监管模式下, 加强监管部门之间的合作, 建立互联网金融部际联合监管协调机制, 联合出台监管政策, 共同对互联网理财产品的设计、发售、资金投向等进行监测和监管, 形成监管合力, 防止出现系统性或区域性金融风险。

4.3 加快推进利率市场化进程, 减少线上基金对商业银行的冲击

余额宝的高收益实际上是在利率管制背景下对真实利率的反映。监管部门应顺应利率市场化改革趋势, 加快存款利率放开。同时, 引导鼓励商业银行、证券公司、基金公司合作开发金融产品, 丰富我国居民大众理财渠道, 实现居民理财和投资渠道多样化发展, 避免互联网货币市场基金一枝独秀, 聚集过多风险。

参考文献

[1]邱勋.余额宝对商业银行的影响和启示[J].新金融, 2013 (9) .

[2]杜静.余额宝寄生式盈利模式的陷阱[J].股市动态分析, 2014 (8) .

[3]高善文.利率市场化与余额宝的兴起[J].国际金融, 2014 (4) .