国债利率（共9篇）
国债利率 篇1
一、国债价格决定因素———文献回顾
有价证券价格的决定因素，从理论上讲都是由其未来现金流的贴现值决定，国债价格因此与利率呈负相关关系。就国债价格决定因素的理论研究来看，主要有单因子利率模型、双因子利率模型、无套利模型。
（一）单因子利率模型
针对Vasicek模型中利率可能为负的情况，Dothan (1978) 假设现时即期利率变动的随机过程为几何维纳过程，这是着眼于利率本身不具备成长的特点，而将漂浮项删除，这样利率呈对数正态分布，也就不会出现负利率现象。而Cox, Ingersoll, and Ross (1995) 假设现时即期利率变动的随机过程为平方根过程，并采用一般均衡模型，使利率变动呈现非中央卡方分布，排除出现负利率的情形。Cox, Ingersoll, and Ross具备很多优点，因此成为单因子模型的代表。
（二）多因子模型
多因子模型可分为两种类型，即特定型多因子模型和延伸性单因子模型。Brennan and Schwartz (1979) 模型为特定型多因子模型。他们认为解释收益曲线至少需要两个变量，而长期利率与短期利率为最佳选择变量，因为这两个变量刚好代表收益曲线上的两个端点，了解长、短期利率的变化，也就掌握了整条收益曲线的变化。该模型假定长、短期利率均遵循标准维纳过程，所以利率变动随机变量属于对数正态分布，再加上长、短期利率具有相关性，因此无法导出债券利率的闭锁解，而仅能依据套利条件限制导出一个偏微分方程，以作为数值分析的依据。Longstaff and Schwartz (1992)将单因子的Cox, Ingersoll, and Ross (CIR)模型加以延伸，通过变量转换过程，将原先无法观察、不易识别的变量转化为另一组有经济意义、可观察的变量，而且转换后的变量间依然呈现独立关系，因此可以获得债券利率的闭锁解，从而有助于实证研究。
（三）无套利模型
无套利模型大多是由一个利率变量，利率变动随机过程的形态也颇为类似。Ho and Lee (1986) 在模型中假设利率波动率为固定值，回归平均数不是固定值，由于这一双重不合理假设，使得模型虽能适配收益率曲线，但却无法适配波动率曲线，而且假设利率波动率为固定值，也有可能产生负利率情况。由于这些缺陷，Hull and White (1990) 假设利率波动率与时间相关，使模型同时适配收益率曲线和波动率曲线，但该模型的债券价格解仍非闭锁解。因此，Black, Derman, and Toy (1990) 则将Hull and White (1990) 模型中的利率转换成自然对数，在实证研究中，假设波动率为固定值，整个模型便简化为Ho and Lee模型的对数正态形式。Heath, Jarrow, and Morton (1992) 模型与上述模型的最大区别是舍弃现时即期利率改为远期利率，且具备多因子模型特性，因此被广泛采用。但该模型本身具备非马科夫特性，因此无法以实际数值进行估算，只能进行仿真运算。
（四）实证研究
在实证研究方面，多因子模型由于对债券利率变动有较好地解释能力，在实证研究受到大量关注，其中对CIR模型进行的实证研究最多。就计量方法而言，主要由最大似然估计法(MLE)、一般化动差法(GM M)、卡门过滤法等。在利率变动的概率分配未知的情况下，GMM、MLE和卡门适配法都可以使用，但MLE和卡门适配法比GMM更有效，GMM比较适合探讨各种利率之间的关系，而较不适合于估计利率期限结构模型参数。MLE为了估计概率函数而假定债券利率不带误差，以致产生冲突现象，可以同通过卡门过滤法予以解决。因此，Chen and Scott (1994)认为卡门过滤法为较合适计量方法。
本文采用无套利定价模型进行实证研究，并利用Litterman and Scheinkman (1994)的研究结果，作为挑选影响中国国债收益率因素的参考。
二、实证模型
本文对中国国债到期收益率的研究采用无套利定价理论，以时间序列资料来估计国债收益率变动对相关变量的敏感度。根据无套利定价理论，国债收益率的决定如下：
上式表示国债收益率决定于对自身的预期、其他可替代金融性交易资产报酬的非预期变动、及基本面变量的非预期性变动，各变量的意义如下：
rit是在时间t第i个国债的收益率;Rjt是在时间t第j个其他可替代金融性交易资产的报酬。
gkt是在时间t第k个基本面经济变量的非预期性变动;βij是第i个国债收益率变动对第j个其他可替代金融性交易资产报酬的敏感度;λik是第i个国债收益率变动对k个基本面经济变量非预期性变动的敏感度;εit是在时间t第i个国债收益率无法由其他可替代金融性交易资产及基本面经济变量非预期性变动加以解释的部分;E[·]是预期值。
第i个国债的预期报酬率可以表示为：
这表明国债收益率的预期是依据无风险性资产报酬、其他可替代金融性交易资产的市场价格、及经济基本面变量的市场价格而变动。上式中，各符号所代表的意义是：
λ0是无风险性资产的报酬(RF);λj*是第j个其他可替代金融性交易性资产的市场价格;λk是第k个经济基本面变量的市场价格。
当金融性交易资产是可替代时, j=1, …, J。将λ*j与λ0=RF代入上式, 可得到:
将(3)代入(1)并将RF对时间t微分，可得到：
则(4)式变为：
将(5)代入Bierwag, Kaufman, and Latta (1998), Christense and Sorensen (1994)的国债价格对到期收益率变动的Taylor展开式的自然对数形式：
其中(5)=Δr，ΔP国债价格变动，D为存续期限，C为凸度。
由于rit-1、Rjt及gjt均可观察得到，因此，只要估计出βij与λik，便可一测度出国债价格的变动率。
从(6)式可以看出，只要知道了影响国债利变动的因素，就可以知道影响国债价格变动的因素。目前中国国债利率是以复利率表示，所以我们以各种期限的国债复利率为实证分析的对象。而决定国债复利率的因素，根据无套利定价模型，一方面是对未来利率的预期，另一方面是其他可替代金融资产的报酬率，主要有外汇市场汇率、货币市场的交易性商业本票利率、股票市场股票指数、非预期性通货膨胀率、经济增长变动率等。由于本文研究的是国债，所以可以不考虑期限风险问题，并选取国债的复利率、汇率、商业本票利率、股价指数作为国债利率决定因素，本文采用如下实证模型：
BRit=βi0+βi1ERt+βi2IRt+βi3SIt+εit
BRit是t时第i种偿还期限国债的复利率，ERt是在t时的汇率，IRt是t时第i的商业本票利率，SIt是t时第i的股价指数。
由于中国汇率制度是由管理的浮动汇率制度，但从汇率的变化看，人民币基本具有固定汇率的特征，所以可以认为βi1等于零。根据期限结构利率，国债利率与货币市场利率相关性依赖利率曲线。当利率曲线整体上移或下移时，则国债收益率与货币利率正相关;若利率曲线旋转移动时，国债收益率与货币市场利率负相关。因此βi2的符号可正可负。由于货币市场利率由商业票据利率、国债回购利率、同业拆借利率构成，三者变动方向一致，所以本文选择国债回购利率作为货币市场利率。而股票价格等于其未来收益的贴现值，贴现因子可以认为就是市场利率，因此股票价格与国债利率负相关，βi3符号为负。
三、实证分析
（一）资料说明
本文的实证资料是以日时间数列数据为依据，分析的样本期间为2003年1月1日至2003年12月31日。在此期间，中国国债在银行间市场共有45只，在交易所市场共有13只，我们选取剩余期限分别为1年、5年、10年、20年左右的国债进行回归，96国债(8)、99国债(5)、21国债(12)、02国债(05)为本文实证的国债到期收益率变量，分别以BR1、BR5、BR10、BR20表示，它们的到期期限分别为1年、5年、10年和20年。国债利率数据和股价指数取自“北京色诺芬信息服务有限公司”，国债回购利率来自中国债券网。
（二）单根检验
为避免伪回归，回归之前需要对各变量进行单根检验。本文采用ADF检验，将估计模型分为三种回归模型。
模型1：不含漂浮项及时间趋势项，即为纯随机漫步模型。
模型2：含漂浮项，即为漂浮随即漫步模型。
模型3：含漂浮项及时间趋势项，即为趋势漂浮随即模型。
其中Δ为差分运算符号，x为随机变量，μ为漂浮项，t为时间趋势项，ε为随机干扰。若模型的检定结果无法拒绝单根的虚无假说，则变量为非定态数列，若拒绝单根的虚无检验，则变量为定态数列。如果变量的水准为非定态数列，对变量取一阶差分，再予以检定，结果若拒绝虚无假说，则认定变量为时间数列。检验结果显示：国债回购利率的水准值无法拒绝单根的虚无假说，而一阶差分值拒绝单根的虚无假说，其他变量则拒绝单根的虚无假说。因此，我们可以认定模型中国债回购利率变量为I (1)的时间数列，其他变量为I (0)的时间数列，有伪回归之嫌。
（三）多元回归
根据上面的检验，为了研究国债回购利率和股票收益率对国债到期收益率的影响，我们对下式进行多元回归分析：
bond1 (t) =α+β1x (t) +β2report (t) +ε (t)
bond2 (t) =α+β1x (t) +β2report (t) +ε (t)
bond3 (t) =α+β1x (t) +β2report (t) +ε (t)
bond4 (t) =α+β1 (t) +β2report (t) +ε (t)
其中回购利率经过一阶差分变为I (0)，这样等式两边同时为I (0)，排除了虚假回归情况，分析结果：
1. 在APT单根检定下，我们认为国债利率、股票指数等变量为I (0)的时间数列，国债回购利率为I (1)的时间数列。
2. 多元回归结果显示：国债利率、国债回购利率及股票指数之间存在长期均衡关系，国债到期收益率和股票指数呈负相关。
3. 股价指数每上升1%，国债到期收益率约下降0.00183%～2.573%;国债回购利率每上升1%，国债到期收益率约下降0.735%～2.949%。
当然，影响中国国债收益率变动的因素，除了可度量的因素外，还有不可度量的因素。物价指数、GDP数值及国际经济环境的变化，都对中国国债到期收益率变动有相当的影响，如何将一些无法度量的因素与以量化，或在分析模型中加入宏观经济因素，来探讨中国国债收益率的变动因素，仍然是一个需要深入研究的问题。
摘要：国债利率在利率体系中具有重要的作用, 制约其他利率的变动。国债利率的变动与很多因素有关, 有可度量的因素和不可度量的因素。在可度量因素中, 国债利率、国债回购利率及股票指数之间存在长期均衡关系, 而国债到期收益率和股票指数呈负相关。
关键词：国债利率,收益率,因素
参考文献
[1]Jensen, M.C.and W.H.Meckiling:《Theory of the firm:mangagerial behavior, agency costs and ownership structure》, 1976, Journal of Financial Economics (3) 305-360.
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[4]Brennan, M.J.and E.S.Schwartz《A Continuous Time Approach to the Pricing of Bond》, Journal of Banking and Finance, 3, 133-155.
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[6]Chen, R《.A Two Factor, Preference Free Formulas for Interest Rates Sensitive Claims》, 1995, Journal of Future Market, 15 (3) , 345-372.
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[8]Bierwag, G.O., G.G.Kaufman and C.M.Latta:《Duration Model:A Taxonomy》, 1988, Journal of Portfolio Management, 15, 50-54.
[9]中国债券网[EB/OL].www.chinabond.com.cn.
[10]中国财经网[EB/OL].www.fec.com.cn.
[11]巨潮资讯网[EB/OL].www.cninfo.com.cn.
[12]上海证券交易所网站[EB/OL].www.sse.com.cn.
国债利率 篇2
一、目前国债市场的利率期限结构与收益率分析
目前，上交所国债市场上仅有8只国债品种，均为中长期附息国债。在目前宏观经济平稳运行，市场利率持续保持低水平的情况下，国债无疑成为各类机构投资者组合投资的必选投资工具。其安全性，流动性以及相对于银行存款较高的收益性受到投资者的普遍青睐。
8只国债品种票面利率随着利率下调逐渐走低。其中发行最早的96国债(6)，票面利率高达11.83%，到发行的21国债(3)固定票面利率仅为3.27%。
但是，对于固定收入债券而言，票面利率高低仅能表征其发行时债券所具有的本征价值。就上市交易的国债而言，由于价格波动，票面利率无法真实反映某一国债内在投资价值。因此，必须借助于现金流贴现模型以及利率期限结构分析来评价国债的内在投资价值。
对于附息国债，评价其内在价值的贴现模型为：
其中：P：债券价格 Ct：每年的`息票
M：债券的面值 IRR：内在收益率
利用该模型可以计算出目前上交所上市的8只国债的内在收益率，如表1所示。
证券代码 国债名称 到期期限(年) 内部收益率(IRR) 票面利率 发行金额(亿元) 期限(年) 起息日 到期日 000696 96国债(6) 4.84 3.41% 11.83% 250 10 .6.14 .6.14 000896 96国债(8) 2.19 2.72% 8.56% 200 7 1996.11.1 .11.1 009704 97国债(4) 6.065 3.32% 9.78% 130 10 .9.5 .9.5 009905 99国债(5) 6.022 3.31% 3.28% 160 8 .8.20 2007.8.20 009908 99国债(8) 7.117 3.31% 3.3% 200 10 1999.9.23 .9.23 010004 20国债(4) 8.78 2.59% 一年存款利率+浮动0.62% 140 10 .5.23 .5.23 010010 20国债(10) 6.293 2.56% 一年存款利率+浮动0.38% 120 7 2000.11.14 2007.11.14 010103 21国债(3) 6.15 3.13% 3.27% 120 7 .4.24 .4.24
另一方面，我们知道，债券的收益率与到期期限有一定关系，这种关系称为利率的期限结构。简单地说，利率期限结构可以用同一种国债的收益率与到期期限表示。它表明市场对远期利率的预期。从目前上交所上市的国债品种看，均为7年和期中长期附息国债。其中20国债(4)和20国债(10)属浮动利率国债，为同一类型，其余的均为固定票面利率券种，为同一类型。因此，在同一时点分别考察某一类型国债收益率与到期期限关系，可以非常近似地表征目前国债的利率期限结构，如图所示。
从图上看，目前两类附息国债，即固定票面利率国债和浮动票面利率国债。它们的利率期限结构均为水平型，分别在IRR3.3%-3.4%和2.57%左右确定市场均衡的收益率。也就是说，同类型国债之间基本上不存在大的套利机会。同时，水平利率期限结构表明投资者对未来相当一段时期内保持目前的低利率持有信心。最近央行货币政策委员会也表示，我国将继续保持低利率政策，进一步加强了这种利率预期，进而将影响目前国债的交易价格。浮动利率附息国债的内部收益率大大低于固定利率国债的原因在于前者的利率风险较后者低得多，风险补偿效应决定了两类国债的收益率差别。
更为重要的是，我们从上述利率期限结构分析中得到如下有意义的结论：
目前，上市的固定票面利率和浮动票面利率国债的利率期限结构均为水平型
固定票面利率的中长期附息国债市场均衡收益率IRR为3.3%-3.4%左右;浮动票面利率附息国债市场均衡收益率为2.57%左右，他们有可能为未来上市国债市场定位提供收益率基准。
二、二十年长期国债的投资价值
7月31日开始发行的20年期国债是交易所国债市场发行的第一个超长期国债，发行总金额为240亿元，首次采用半年付息一次，票面利息率为2.13%(半年)。属典型的固定票面利率长期附息国债。
从该券的发行销售情况看，由于收益率较高，出现了承销商超额认购5倍和网上分销惜售的局面。机构旺盛的需求可见一斑。其产生如此巨大吸引力的原因，一是该国债票面利率达4.26%(一年)且每半年付息一次，大大高于目前上市的其他国债收益率。二是今年以来，许多券商大规模增资扩股，资产规模大幅扩张，现金充裕，高收益国债作为资产组合是必然之选。它既可以享有较高收益，又可以通过回购交易获得现金投资一级市场，申购新股，可谓一举两得。此外，许多基金管理公司在股票大幅度减仓后，急需高收益国债平衡资产，提高资金运作效率。同时，各类保险机构巨额资金也形成对高收益国债的强烈需求。
虽然管理层洞悉了承销商网上分销惜售给投资者造成的不公平，出台了限制性措施，该国债暂时不得用于回购交易，以抑制承销券商屯积和上市后过度投机。但是，在巨大的需求面前和资金逐利行为的趋使下，收益率的差距使该券种上市后仍然有可能存在巨大的投资机会。这主要基于以下几点：
1、我们认为，从历史上看，国债从发行到上市出现类似的情况并不罕见，由开盘价到合理市场定价并不是一步到位。96国债(6)就是典型案例。这个稍纵即逝过程将带给我们极大的投资机会。
2、基于前面利率期限结构的分析，目前固定票面利率附息国债的利率期限结构呈水平型，其均衡市场收益率(IRR)为3.3%-3.4%左右。本次发行的20年期国债收益率达4.26%。我们可以测算该国债自发行后一个月合理市场定价，利用现金流贴现模型，计算不同模拟价格与内部收益率的对应关系，结果见表2。计算方法为：
其中：M：面值为100 r:半年票面收益率 IRR=2IRR’
表2 20年期国债不同价格与IRR的对应关系
IRR 4% 3.9% 3.8% 3.7% 3.6% 3.5% 3.4% 价格(元) 103.9 105.3 106.74 108.19 109.68 111.19 112.72
3、根据前述分析和上表可知，20年期国债理论上市场均衡内部收益率应为3.4%左右，也就是说112.72元左右是其发行后合理可预期的市场定价。因此，以发行价持有该券种上市后的理论收益率可能超过10%。
结论：
在国债市场均衡内部收益率为3.3%-3.4%前提下，20年期国债存在巨大的投资机会，发行后一个月均衡理论定价应为112.72元左右，以发行价持有该国债，预期收益率应超过10%。
该国债从开盘价到其合理的市场定价可能不会一步到位，其间存在较好投资机会。如果开盘价远低于112.72元(内部收率IRR3.4%)，可以果断介入，适量持有，短期内可能有较高收益。
利率下降对我国国债收益率的影响 篇3
关键词：国债收益率；事件分析法；利率下降
一、引言
中国债券市场从1981年恢复发行国债开始至今，经历了曲折的探索，一直在不断摸索和改革国债的发行方式，从承购包销方式到国债一级自营商制度再到国债无纸化发行的尝试，最后又引申了招标方式。1996年末，我国国债市场的发展迈上了一个新台阶，国债市场的发展以全面走向市场化为基本特色，建立债券托管机构后，中国债券市场进入快速发展阶段。同时，国债现货市场和回购市场的交易价格也日益活跃，成为反映货币市场资金供求状况的重要指标。
当前，我国经济已经由高速增长转向中高速增长，出现了明显不同于以往的许多特征，整个经济进入了“新常态”发展阶段，基准利率也经历了两次大的调整（2010年10月20日至2011年7月7日的升息过程和2012年6月8日至2014年11月22日的降息过程复杂多变的经济环境为研究我国国债收益率提供了数据支撑，同时以2014年11月22日的央行降息为契机来研究利率变动对我国国债收益率的影响。
二、实证分析
（一）数据选取
2014年我国债券市场总体运行平稳，全市场总共发行6681只债券，发行量达到122750.32亿元，其中中央结算公司登记托管的债券发行量达到63518.34亿元，占整个市场的51.7%，上海清算所登记托管的债券总发行量达到55383.99亿元，占比为45.1%，中证登登记托管的债券发行量为3847.99亿元，占整个市场发行量的3.1%。并且从2004年到2014年十年的时间我国债券的发行量从接近20000亿元上升到120000亿元，增长了500%，这同时也为我国国债的研究提供了数据支撑。另外我国债券市场创新成果明显，例如财政部发布中国关键期限国债收益曲线；国债收益率曲线的深度应用得到进一步扩展；中金所开展国债冲抵期货保证金的业务试点等。在我国，我国债券市场形成了银行间市场、交易所市场和商业银行柜台市场三个子市场在内的统一分层的市场体系，其中银行间国债的市值比重较大，债券存量约占全市场95%。为了简化分析，本文近似的以银行间国债的收益率作为我国国债收益率来进行分析。国债收益率来自全球经济信息网整理而得。
（二）宏观经济背景
当前，我国经济出现下滑压力，根据货币政策的相机抉择原理，我国实施一系列积极的财政政策和稳健货币政策，尤其是从2014年11月以来三次降息两次降准以刺激经济的发展。尤其是最近几年在利率市场化的大背景下利率下降趨势明显，这也从另外一个角度反映了我国当前经济的发展态势，利率下降，投资者基于套期保值的目的会加大对债券特别是作为无风险的国债的需求，在供求理论指导下，在其他条件不变的情况下，需求增加，那么相应的价格水平就会上涨，同样，国债的价格就会上涨，收益率也会受不同的影响。
（三）分析方法
基于事件分析法，主要论证货币政策中的基准利率变化对国债超额收益率（AR）及平均超额收益率（AAR）的影响。事件窗口应该包括估计窗口、事件窗口和事后窗口（如图1所示）
图1 事件研究时间窗
估计窗口 事件窗口 事后窗口
———│T0—————│T1——│0——│T2——————│——
主要考查利率的短期影响，不考虑冲击的后续影响，因此仅涉及估计窗口和事件窗口。事件1为利率的下调，以0划分利率下调的时间前后，每个交易日的时间跨度定义为1，事件窗口为[-2，2]，相应的估计窗口为[-12，-3]。则上述表2中的T0、T1、T2分别为-12、-2、2。
（四）实证分析过程
依据以上分析方法，分别对银行间不同到期期限的国债计算自2012年6月8日以来，3次利率下调的日超额收益率（AR）及日平均超额收益率（AAR）。以2014年11月22日降息为例进行简要分析：
现在定义2014年11月6日到2014年11月19日为事件的估计窗口，2014年11月20日至2014年11月24日为事件窗口，2014年11月25日之后为事后窗口。其中，1年期、3年期、5年期、7年期和10年期的时间间隔一致。
那么，事件窗口的正常收益率E（Ri）=∑Rt /（T1- T0）（t∈[T0，T1））经过计算可得（如表1所示）：
表1 关键期限的国债收益率在整个事件中的正常收益率
1年期3年期5年期7年期10年期
E（Ri）3.1953.2783.3663.5443.683
同理，根据公式可以计算事件窗口期的超额收益率为：AR it=Rit—E（Ri），（t∈[T1，T2]）（如表2所示）
表2 关键期限的国债收益率在整个事件中的超额收益率
AR it1年期3年期5年期7年期10年期
2014.11.20-0.0150.0220.1140.0660.033
2014.11.210.0150.0420.1440.0760.033
2014.11.220.0750.1020.1240.0760.013
2014.11.240.0550.1220.1940.0360.043
接下来根据事件窗口期的日平均超额收益率为AARi=∑ARit/（T2- T1），（t∈[T1，T2]），求得结果如下表所示：
1年期3年期5年期7年期10年期
AARi0.03250.0720.1440.06350.0305
VAR0.0016250.0013670.0012670.0003580.000158
依据同样的方法对2012年6月8日和2012年7月6日两次降息我们也可以得到类似结果。所以由上述结果我们可以得到如下结论：流动性溢价理论和期限优先理论解释了随着时间的推移，不同到期期限的债券利率表现出同向运动的趋势。收益率曲线斜率的变化是市场对未来经济发展、货币政策等预期的综合反映。陡峭上升的收益率曲线意味着预期短期利率将上升，相对平缓上升的收益率曲线表明预期未来短期利率将不变，平坦的收益率曲线表明预期未来短期利率将有所下降。（作者单位：河南财经政法大学）
参考文献：
[1] 史晓丹.张学斐.利率变动对我国国债收益率的影响—基于时间分析法的研究[J].金融发展评论.2013（6）：118-129
[2] 纪志宏.货币政策与国债收益率曲线.[J].中国社会科学研究生院学报.2003（12）：42—46
国债利率 篇4
利率期限结构是指与不同期限资金所对应的相互联系且相互制约的一组利率。如果以各种资金的期限作为横坐标, 对应的资金利率作为纵坐标, 则在平面上所形成的曲线就是资金的利率曲线, 它是对利率期限结构的完整刻画。利率曲线形态及其变动是资金供求特性及其变动的综合反映。利率期限结构理论主要集中于研究收益率曲线形状及其形成原因, 目前的主要理论有:预期理论、流动性偏好理论和市场分割理论[1]。从历史的经验数据来看, 市场分割理论获得相对较弱的支持, 而期限结构实际上传达着有关预期未来及其利率的信息。本文以在中国上海证券交易所交易的国债回购利率为研究对象, 尝试将利率期限结构预期理论模型应用于国债回购市场。
1模型概述与检验方法
1.1利率期限结构的预期模型
期限结构的预期理论认为n期利率R
R
(1) 式中, k=n/m为整数, θ表示期限风险溢价。它反映了被无偏预期理论所预测的利率期限结构的偏差来源。将式 (1) 两边同时减去R
Et[PFS
(2) 式中:S
若预期是理性的, 则:R
PFS
由 (3) 式可以得到用以检验预期假设的方程[3]:
PFS
(4) 式中, α=-θn, εt为k-1阶移动平均误差。预期理论意味着实际的长短期利率差是未来短期利率变化或完全预知利率差PFS的预测。
1.2检验方法
首先, 对式 (1) 中所表示的长短期利率之间的关系进行检验。由式 (2) 可知, 如果R
1.2.1 philips and Hansen 协整检验
根据philips方法, 对每一个n和m做两次回归。即
R
1.2.2 Johansen 协整检验
检验非平稳变量之前的长期关系, 利用极大似然法估计协整向量和检验协整关系。
最后, 对于其假定进行单方程检验。因为模型 (4) 中误差项为移动平均误差, 所以采用广义最小二乘估计进行回归。并检验原假设H0∶β=1, 若存在一定显著性水平下接受原假设, 则意味着符合预期理论;如果在一定显著性水平下接受原假设H0∶α=0, β=1, 则意味着符合纯预期理论。
2实证分析
2.1样本选取
本文以上海证交所国债回购利率 (2003.1—2007.8) 约230个交易周, 共四组数据 (7 d, 30 d, 90 d, 180 d) 作为分析对象, 记作 (R07, R30, R90, R180) , 数据来源wind数据库。
2.2ADF检验
用含常数项的ADF检验分别对R07, R30, R90, R180的水平项和一阶差分项进行单位根检验, 结果列于下表1。
注:*表示在5%水平下显著;S表示期限利差。
由表1可知, 四组回购利率均在5%的显著水平下接受单位根假设, 在一阶差分水平下拒绝单位根假设, 表明四个序列均为I (1) 过程。
另外根据预期理论, 如果n, m期的利率差平稳, 则S
2.3协整检验
表2列出了philips and Hansen 协整检验的结果。由结果看, 这几组数据存在协积关系。对每一对n和m的回归结果, 可看作β的区间, 且协积向量大致为 (1, -1) 。
注:对协积的残差检验采用ADF单位根检验, *表示在5%的水平下拒绝原假设, 即残差平稳。
注:表中采用最大特征根检验, *表示在1%的水平下拒绝原假设。None指原假设没有协整向量, at most 1 指原假设至多1个协整向量。
表3的Johansen协整检验的结果证明了这一点。各组数据在1%的显著性水平下, 都拒绝没有协积向量的零假设, 不拒绝最多有一个协积向量的零假设, 因而都存在一个协积向量, 且都大致为 (1, -1) 。
2.4回归检验
在前面我们得到预期假定为理性预期的单一方程 (4) , 这里对它进行回归和检验, 结果见表4。从表中结果看来, 在样本区间内, 对于短期利率组合如 (30, 7) , (90, 7) , (180, 7) , β值都较大, 比较接近于1, 且模型拟合优度较高。但是针对预期理论的原假设均被拒绝;对于其它期限较长的利率组合, 随着期限的延长, β值逐渐降低, Wald检验显示, 显著异于1, 拟合优度不到50%。另外, 所有利率组合的期限风险溢价均显著为负, 并且它的绝对值与长短期期限差成正比, 说明期限风险溢价随期限的延长而上升。
所有这些说明我国交易所国债回购市场的利率期限结构仅部分能够由预期理论解释, 且解释力度随期限延长而降低, 且基于流动性偏好的流动性溢价显著。
3结论
应用利率期限结构的预期理论对我国交易所国债回购市场利率的实证研究结果表明:我国的国债回购市场利率仅部分可以被预期理论所解释, 且随着利率期限的延长解释力度降低, 较长期限与较短期限的利率之间存在着过度反应, 偏离预期理论。这从一个侧面说明, 尽管我国交易所国债回购市场基本实现市场化, 预期理论对我国国债回购市场利率有一定的指导作用, 但是我国的利率仍然受到较高的干预, 且市场形成机制还不完善。
参考文献
[1]唐齐鸣, 高翔.我国同业拆借市场利率期限结构的实证研究.统计研究, 2002; (5) :33—36
[2]Campbell J Y, Shiller R J.Yield spreads and interest rate move-ments:a bird s eye view.The Review of Economic Studies, 1991;58 (3) :495—514
国债利率 篇5
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.
国债利率 篇6
利率市场化是指政府或货币当局放松对利率的直接管制,将利率的决定权交给市场,根据各种市场因素主要是资金供求关系, 通过一定的定价机制自主地确定资金价格。 利率市场化是一个国家金融深化的标志, 是提高金融市场化程度的重要一环,它不仅是利率定价机制的深刻转变,而且是金融深化的前提条件和核心内容。
目前,我国货币市场和债券市场的利率基本实现了市场化。 2013年7月,金融机构贷款利率管制全面放开,由金融机构根据商业原则自主确定贷款利率水平,贷款利率市场化基本完成。 人民币存款利率目前仅保留了对商业银行存款利率上限的管理,2015年6月28日,央行宣布降息的同时,将金融机构存款利率浮动区间的上限扩大到1.5倍,对金融机构人民币存款利率上限的管制不断放松。 2015年8月26日,央行决定放开一年期以上定期存款利率浮动上限,中长期存款利率完全实现了市场化,利率市场化迈出重要一步。
今后,随着金融改革和利率市场化的稳步推进,我国将不断扩大金融机构的利率定价自主权,完善利率管理,引导利率进一步发挥在资源配置和调控中的作用。
二、当前我国储蓄国债利率的定价机制
目前,我国储蓄国债利率采用的是参照银行存款利率的定价机制,即票面利率在同档次的存款利率基础上浮动一定比例确定并实行固定利率,不随银行间市场利率或者储蓄利率的变化而变化,到期由财政部还本付息。 比如2015年7月10日开始发行的2015年第五期和第六期储蓄国债(电子式),其中三年期利率为4.5%,五年期利率为4.87%,就是以三年期存款利率为基准上浮确定的。 在这种定价机制下储蓄国债具有信用等级高、收益有保障、有一定流动性的优势。
三、利率市场化给固定利率定价机制带来的冲击
(一)固定利率定价机制吸引投资者优势减弱
对于储蓄国债投资者而言,规避风险并获得比定期存款更高的收益是购买国债的主要原因。 随着银行存款利率管制的放松,允许上浮至基准利率的1.5倍,储蓄国债吸引投资者的利率优势在减弱。 而且随着利率市场化的稳步推进,我国会进一步放宽直至取消对存款利率的限制,储蓄国债固定利率面临更大的冲击。
(二)固定利率定价机制使国债发行空间受到挤压
近年来商业银行为应对利率市场化改革推出了大量理财产品,以余额宝、理财通为代表的互联网金融产品也层出不穷,这些理财方式具有购买方便、期限和收益设计灵活、投资者门槛低等诸多优势, 再加上刚性兑付弱化了投资风险, 因此受到个人投资者的欢迎。 而储蓄国债的发行则越来越难。 2015年7月10日至19日发行的2015年第五期和第六期储蓄国债(电子式)最大发行额度为400亿元,但截止7月19日, 两期国债共销售340.33亿元, 完成率仅为85.08%, 创今年新低,总体上销售继续降温,进度趋缓。
(三)固定利率定价机制降低国债发行市场的效率
首先是由于储蓄国债价格不能反映市场上的资金供求关系,在发行中曾多次产生滞销现象。 其次是通过保持较高的利率水平以维护国债的发行优势, 增加了政府筹资成本。 再次,利率调整幅度的增大和调整频率的灵活将使储蓄国债陷入两难的处境, 紧跟存贷款利率频繁的调整步伐将大大增加储蓄国债的发行成本,而若不积极应对利率波动,储蓄国债将会面临提前兑付和滞销的风险。
(四)利率市场化给固定利率机制带来挑战
随着利率市场化改革的加快和存贷款市场的进一步放开,市场利率走势将更加难以预测,从而给储蓄国债现行的固定利率定价机制带来不小的挑战。 如果市场利率下降,那么财政资金将被“锁定”在发行时的固定利率,背负高额的借债成本;而当市场利率上升时,可能会出现集中的提前兑付, 造成财政资金紧张。
四、美英两国储蓄国债利率定价情况
美国储蓄国债品种有EE系列、HH系列、I系列,EE系列和I系列设计上都有50至10000美元不等8种面值 ,HH系列有500至10000美元不等4种面值。 英国储蓄国债针对投资对象细分、 品种也很繁多,7岁以上个人可以购买固定收益储蓄凭证、指数挂钩储蓄凭证、收入型债券、资本债券;16岁以上个人可以购买固定利率储蓄国债、子女奖金债券、有奖储蓄债券,60岁以上个人可以购买养老债券。 美国储蓄国债EE系列利率采用五年期国债平均收益率乘90%计算,I系列属于利率指数化通胀指数债券,收益率为固定利率加上通胀率,能充分保护投资者利益不受通胀影响;两者计息方式为每月增加利息价值,每半年计复利一次,兑付时一次还本付息。 英国储蓄国债有固定利率产品和浮动利率产品,利率形式有按投资面额分档利率、按投资期限阶梯利率、与通胀指数挂钩利率、 无利率(有奖储蓄债券)等;计息方式有到期一次还本付息、可选择一次性偿还或定期付息、每月付息到期还本、到期一次性偿还本息加奖金、每月兑奖。
五、完善我国储蓄国债定价机制的建议
(一)发挥市场在金融资源配置中的决定性作用
建立储蓄国债市场化的定价机制,反映出市场对价格的调控作用,使储蓄国债回归到作为金融产品的本质属性。 具体而言,应采用浮动利率方式计息,通过定期调整利率,及时反映市场利率走势, 避免市场利率波动使投资者承受损失, 且在市场利率降低时,降低政府筹资成本。 同时,还应注重利率风险管理, 当国债利率接近特别是高于经济增长率时,及时进行利率调整。
(二)进一步丰富储蓄国债价格品种设计
当前我国无论是凭证式还是电子式储蓄国债价格品种设计还不丰富。 为满足不同风险偏好投资者的需求,应该进一步丰富品种设计,形成多样化的储蓄国债品种。 针对中老年投资购买群体应以简单明晰的计息方式为主,如“固定利率+浮动利率”品种。 针对风险偏好高的投资者可参考国债二级市场收益率推出通胀指数型国债。 另外,待时机成熟后,还可采用贴现方式发行国债,根据持有时间确定收益率,即持有时间越长,投资者获得的收益率越高,从而鼓励投资者长期持有,避免利率频繁波动带来的大量提前兑取风险。 在期限上应长、中、短期产品相结合,均衡国债期限结构,调整偿债期结构,避免和缓解偿债高峰压力,减少利率大幅度变化对发行长期国债的影响,有效提升储蓄国债的市场竞争力。
(三)综合考虑金融市场利率确定储蓄国债利率水平
国债利率 篇7
目前, 构造利率期限结构的模型主要有两类, 第一类是经济理论模型, 第二类是数量模型, 经济理论模型又包含均衡模型和无套利模型。均衡模型以Cox、Ingersoll和Ross (1985) 提出的CIR模型为代表, 这个模型对所研究的经济体设定了非常严格的假设条件。无套利模型以Vasicek (1977) 、Ho (1986) 和Heath (1992) 等人提出的模型为代表, 它们都是从市场上无套利机会的假设出发。第一类模型的特点就是有很强的假设前提, 一旦市场不符合这些条件, 就很难得到令人满意的结果。事实上我国国债市场通常不满足这些假设条件, 因而这类方法较少应用于我国国债市场的研究实践。而数量模型则不管经济现状如何, 利用曲线拟合技术构造利率期限结构。这种方法有两种截然不同的拟合思路, 一种是分段拟合, 一种是不分段拟合。分段拟合主要采用样条技术, 指定样条基函数, 将贴现函数表示为基函数的组合, 然后使用回归技术来拟合。McCulloch (1971) 最先令简单的二次多项式为基函数尝试了利率期限结构的样条逼近。随后又出现了McCulloch (1975) 提出的三次多项式样条函数、Vasicek和Fong (1982) 提出的指数样条函数以及Steely (1991) 提出的B样条函数等多种方法。不分段拟合的思路是采用参数化模型以获得利率期限结构, 模型参数有明确的经济意义, 待估参数的数量也少于样条技术。Nelson和Seigel (1987) 提出了一个只有4个未知参数的参数化模型。Sveanson (1994) 对Nelson和Seigel的模型进行了改进, 提高了模型计算短期债券价格的灵活性以及对形状复杂的利率期限结构的拟合能力。
由于经济理论模型不适用于我国国债市场的实际情况, 同时国债利率期限结构是由零息票国债收益率曲线表示的, 而在我国国债市场上零息票国债的到期期限一般较短 (不超过一年) 且在时间上不连续, 无法从国债市场上的零息票国债数据直接得到利率期限结构, 因此我们需要采用间接的方法即利用国债市场上普通的附息国债的交易数据通过曲线拟合技术即数量模型获得国债利率期限结构。
本文沿着数量模型方法的思路, 以上海证券交易所和深圳证券交易所的国债价格为研究对象, 利用三次样条函数和NSS模型构造中国国债的利率期限结构, 并对我国国债利率期限结构进行分析与评价。
2 三次样条和NSS模型的静态估计法
2.1 三次样条函数
目前大多文献都将样条函数的阶数定为三, 这是因为当多项式的基函数为二阶时的二阶导数是离散的因此B (t) 曲线不光滑, 而当多项式的基函数阶数大于三时, 模型比较复杂, 验证导数的连续性有困难, 阶数越高困难越大。因此本文也将基函数的阶数定为三阶。样条数量的取值与样条分界点的选取也不能忽略。综合样本数据特征, 曲线拟合程度与曲线平滑程度等因素, 本文将样条数定为三, 选择5年和8年为分界点。从而本文选择的样条函数的形式为:
同时函数B (t) 必须满足函数平滑性和可导性约束条件:
将上面的等式条件代入 (1) 式中, 整理后得到下式:
可见整理后模型的独立参数从12个减少到5个。
将国债数据代入为债券i的价格, Ci (tj) 是债券i在tj时刻的现金流入, ni是债券i剩余的付息次数, B (tj) 是[0, tj]时间段的贴现率。) 等式 (2) , 并设定目标函数为:
这样就可以得到一个有5个参数的多元线性回归模型, 利用线性最小二乘法就可以估计出贴现函数B (t) , 然后运用下面的公式 (3) 将贴现率转化为连续复利的零息票国债的到期收益率, 得出国债利率期限结构。
2.2 NSS模型
和样条估计贴现函数不同的是, Nelson和Siegel直接估计即期利率 (简称NSS模型) 。它们在微分方程的基础上提出的参数模型只用四个未知参数, 但是拟合效果良好也很稳定, 而且参数具有明确的经济意义, 特别是在外推预测时也有很少的效果。NSS模型首先给出了一个瞬时远期利率的公式, 具体形式为:
其中, f (0, θ) 表示即期计算的, 在未来时间θ时发生的瞬间远期利率。β0, β1, β2以及τ1均为待估参数。利用R (0, θ) =θ01θ∫f (0, s) ds以得到:
通过对参数的不同取值我们可以得到水平的, 单调 (递增或递减) 和倒置形状的 (远期或即期) 利率曲线。但是这种方法不能得到形状更为复杂的利率曲线 (如U形和驼峰形曲线) 。为了克服这一缺点, Svenson通过再引入一个新的参数β3将上述方法扩展为如下形式 (简称NSS模型) :
3 我国利率期限结构的静态估计
所谓静态分析, 就是指对某个时点的整个利率期限结构的分析和估计。目前, 国债交易主要集中在银行间债券市场、上海和深圳证券交易所债券市场。考虑流动性和数据齐全, 本文选取2009年12月12日上海和深圳交易所的18支国债收盘数据作为样本构建利率期限结构。
3.1 三次样条拟合 (使用sas软件)
(见图1)
3.2 NSS (使用sas软件)
(见图2)
3.3结果分析
从以上对利率期限结构的静态估计中, 我们可以看到:
(1) 总体来说, 以上两个图形中曲线向上倾斜。预期理论认为这是投资者预期未来即期利率上升, 市场分割理论认为长期债券流动性较之短期债券流动性差, 自然要获得更高的流动性溢价。因此利率期限结构是一条向上倾斜的曲线。短中期利率较低, 长期利率相对较高。用三次样条法和NSS模型都能描述利率期限结构这一特征。
(2) 可以看出图1中曲线的波动多于图2中曲线的波动。这说明在价格拟合度方面三次样条法占有明显优势。与NSS模型相比, 三次样条函数法在拟合曲线时更贴近原始数据, 可以充分体现原始数据的特征。因为三次样条函数在样条数目、分割区间和分界点上存在着比较大的选择空间。因此, 在选择样条数目、分割区间和分界点时, 可以充分考虑到原始数据的特征, 例如把原始数据的拐点定为样条区间的分界点等, 从而三次样条函数可以构造出更为复杂的利率期限结构曲线。NSS模型构造的利率曲线比较平滑, 规范性较好, 但价格拟合精确度牺牲较多。
(3) 另外, 从图1可得知, 由三次样条函数得到的利率期限结构曲线, 随着到期期限的增加, 利率上升得特别快。然而实际上利率随着到期期限的增加而增加, 但增长速度越来越慢。图1中描述的利率这与实际利率的变化趋势相违背, 而NSS模型得到的利率期限结构曲线在长期内却趋于稳定, 与实际情况吻合。
4 结论
(1) 三次样条和NSS模型各有自身的特点以及缺陷, 将二者结合起来互相比较使用, 就可以比较科学合理地对利率期限结构进行静态估计。
(2) 虽然分段式样条函数得到的利率期限结构曲线拟合程度较高, 但整个曲线并不连续。如何构造连续而又准确的利率期限结构曲线应是继续研究的重点。
国债利率 篇8
利率市场化是指金融机构在货币市场经营融资的利率水平。它是由资金市场的供求关系决定, 包括利率决定、利率传导、利率结构和利率管理的市场化。实际上, 它就是让金融机构持有利率的决策权, 金融机构根据实际情况决定利率的高低, 通过这种方式最终形成以中央银行基准利率为基础, 以货币市场利率为中介, 由资金市场的供求关系决定利率水平的利率形成机制和市场利率体系。
二、储蓄国债的含义
储蓄国债, 即电子式国债, 这种国债是一种不可流通的记名国债, 也就是说这种国债采用实名制, 不能进行转让和流通, 政府发行这种国债的目的是为了满足个人长期储蓄投资需求, 吸收公民的个人储蓄金, 面向对象主要是个人投资者。在储蓄国债的试点期间, 只推出了两种储蓄国债品种, 他们分别是固定利率变动期限、固定利率固定期限。
三、利率市场化对我国储蓄国债的影响
(一) 储蓄国债的利率弹性
储蓄国债的利率弹性指的是:当储蓄国债的利率升高或降低时, 储蓄国债额的变动方向及程度。
对于储蓄国债的利率弹性问题, 学术界一直没有统一定论。有的观点认为, 利率升高时, 储蓄国债的量也会随之增多。这一观点表明, 当储蓄国债的利率水平升高时, 人们会倾向于储蓄。这就意味了储蓄国债的利率升高时, 储蓄国债的投资量也会随之增加, 而储蓄国债的利率水平降低时, 储蓄国债的投资量就会减少。也有些观点认为, 储蓄国债量跟利润水平的高低没有什么关系。分析各个国家的实例, 我们可以得出利率和储蓄国债投资率并没有一定的相关关系, 也就是说储蓄国债投资率并不一定是率的增函数。从这几年我国储蓄国债投资率与利率的关系来看, 利率的增高并不一定能够带动储蓄国债的增加, 反之, 也并不一定会减少。
(二) 利率市场化的储蓄效益
理论上讲, 当利率变化时, 会使未来消费和当前消费的价格存在一定的差异, 就是导致储蓄替代效应和收入效应。因为这两种效应的作用方向相反, 其作用结果能够相互抵消, 因此无法确定利率变化对储蓄国债的影响。然而, 在利率市场化的背景下, 实际利率水平通常会被提高, 而且通常情况下都是从负利率转变成正利率。研究表明:只要采取利率政策, 将利率水平维持在正值, 就会加快储蓄国债的增长, 同时也会提高经济增长率;同样, 如果通过政策将利率水平维持在负值, 储蓄国债的增长就会变慢, 经济增长率也会变慢。
利率市场化背景下, 政府不仅能够采取提高实际利率水平的方法, 刺激个人投资者的投资欲望, 从而增加储蓄国债投资, 同时还能改善储蓄国债环境, 通过提高储蓄国债的便利性来吸引人们投资储蓄国债。与此同时, 人们享有更加多样化的投资工具和更成熟的风险防范条件。另外, 利率市场化会使金融机构的竞争更加激烈, 各金融机构为了获得利益, 必须更好地为顾客服务。这样不仅能增加居民对于储蓄国债的投资, 也能够统一和规范金融活动。因此, 利率市场化会使人们更倾向于储蓄国债的投资。
四、利率市场化背景下我国储蓄国债管理的发展对策
(一) 政府应加强监管、激励机制
政府应当鼓励金融机构对于储蓄国债产品的创新, 完善储蓄国债的监管、激励机制, 使储蓄国债的发展有法可依, 有章可循。
(二) 细化市场, 增加产品种类
与发达国家相比, 我国储蓄国债产品的种类少, 产品不够丰富, 没有对市场进行细分, 因此, 客户在选择产品时, 可供选择的余地太小。金融机构应当根据我国的实际情况, 对市场进行调研, 细分市场, 针对不同需求的用户设计出适合他们的产品, 丰富产品的种类, 从而满足不同投资者的需求。
(三) 增加产品构成要素
储蓄国债产品的构成要素有:开户起点、期限、利率、日均余额/联合余额、惩罚 (收取账户管理费、降低利率等) 、优惠 (减免账户管理费、免费签发若干次支票、利率优惠等) 、存款保险等七个要素。我国的金融机构应当充分利用这些要素, 通过将这些要素重新组合搭配, 创造出新的储蓄国债产品, 改变我国单一的“期限——利率”型储蓄国债产品。
(四) 完善储蓄国债产品设计
一直以来, 我国实行的储蓄原则都是“存款自愿、取款自由、存款有息、为储户保密”。这种储蓄原则的制定和执行不是建立在客户与金融机构权利和义务对等的前提下的, 都是为了鼓励客户进行储蓄投资, 这种储蓄原则造成大部分的储蓄人都提前取款。“取款自由”与“自由取款”完全不同, 前者是由所有权决定的, 后者是由于契约本身的问题所造成的。“自由取款”是我国“期限+利率”的存款设计方式的必然结果。为了改变这种现状, 金融机构必须丰富产品的构成要素, 增大对储蓄人的约束来制约金融机构与储蓄人的权利与义务。
参考文献
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[2]张澜.我国国债规模控制及国际比较[J].合作经济与科技, 2010 (06) .
国债利率 篇9
我国货币市场的基准利率是上海银行间同业拆借利率 (SHIBOR) , 包括隔夜 (SON) 、1周 (S1W) 、2周 (S2W) 、1个月 (S1M) 、3个月 (S3M) 、6个月 (S6M) 、9个月 (S9M) 及1年 (S1Y) 等11个品种。中长期利率的标杆为国债收益率, 主要期限品种有1年 (CB1Y) 、2年 (CB2Y) 、3年 (CB3Y) 、5年 (CB5Y) 和10年 (CB10Y) 等。利率期限结构是指无违约风险的不同期限的零息债券到期收益率之间的关系, 它包含着丰富的宏观经济信息。通货膨胀的衡量指标主要是消费者价格指数 (CPI) 的同比数据。中国人民银行调查统计司课题组[1]认为, 我国银行间市场10年期与2年期国债收益率之间的利差, 对宏观经济景气一致指数具有先行作用, 先行期达12个月。李宏瑾[2]认为, 3年期和4年期利率期限结构包含了大量未来通货膨胀变化的信息。王亚等[3]认为, 9个月与3个月的国债到期收益率之差与2年期与6个月的国债收益率之差含有一定的未来通货膨胀的信息。曾耿明和牛霖琳[4]通过对名义收益率曲线的历史均值分解, 发现近年来的通胀预期是我国国债市场定价的最主要因素, 其次是实际利率;通过对名义收益率曲线的方差分解, 发现期限较短的收益率曲线波动主要受通胀预期波动影响, 期限较长的主要受实际利率影响。他们主要研究利率期限结构与通货膨胀预期之间的关系。那么, 哪种期限品种的利率与CPI相关度最高, 以及哪种利率期限结构品种与CPI相关度最高?它们之间到底存在怎样的关系?这就是本文要研究的问题。
SHIBOR数据来源于SHIBOR网站www.shibor.org, 中国国债固定利率到期收益率的数据来源于中央国债登记结算有限责任公司主办的中国债券信息网www.chinabond.com.cn, 消费者价格指数 (CPI) 月度同比数据来源于国家统计局网站www.stats.gov.cn。数据采集的时间期限为2007年1月1日至2012年12月31日, SHIBOR和国债收益率的各个期限品种利率都是取每月每个交易日的数据进行月度算术平均得到。在具体实证研究的操作当中, 使用EVIEWS 6.0软件进行计量分析。所有数据均采用Census X12方法进行季节调整, 以消除季节性。研究方法采用相关度分析、序列平稳性检验、Johansen协整检验以及VEC模型下格兰杰 (Granger) 因果检验、脉冲响应函数和方差分解等实证分析方法。
二、相关度与曲线图
SHIBOR各个期限品种与CPI的相关度从高到低的顺序依次是S3M、S6M、S9M、S1Y、S1M、S2W、S1W和SON, 其中S3M与CPI的相关度最高, 相关系数为0.7372, S3M是指3个月SHIBOR利率, 其他类同。国债收益率与CPI的相关度从高到低的顺序依次是CB2Y、CB3Y、CB1Y、CB5Y和CB10Y, 其中CB2Y与CPI的相关度最高, 相关系数为0.8863, CB2Y是指2年期中国国债到期收益率, 其他类同。SHIBOR不同期限利差与CPI的相关度最高是S3MSON, 与CPI的相关系数是0.6790, S3MSON是指SHIBOR的3个月品种与隔夜品种之间的利差。SHIBOR-国债收益率利差与CPI的相关度最高是S3MCB10Y, 相关系数为0.5612, S3MCB10Y是指SHIBOR的3个月品种与中国国债10年期到期收益率之间的利差。国债收益率不同期限利差与CPI的相关度最高是CB2YCB10Y, 相关系数为0.7443。CB2YCB10Y是指中国国债到期收益率的2年期品种与10年期品种之间的利差。
数据来源于SHIBOR网站、国家统计局网站和中国债券信息网
从图1可以看出, 3个月的SHIBOR与CPI的曲线基本具有上下波动的同步性, 但是CPI的峰值随着时间推移在降低, 而S3M的峰值随着时间推移在提高。2年期的中国国债到期收益率曲线与CPI曲线也基本表现为上下波动大体同步。
数据来源于SHIBOR网站、国家统计局网站和中国债券信息网
从图2可以看出, 在总体趋势上, S3MSON曲线提前2到3个月与CPI曲线上下一起波动, 但是S3MSON的波动性更大。CPI曲线提前8到12个月与S3MCB10Y曲线上下一起波动, 但是CPI的峰值随着时间推移在降低, 而S3MCB10Y的峰值随着时间推移在提高。CPI曲线提前5到8个月与CN2YCB10Y曲线上下一起波动。
三、实证分析
为了更好地分析CPI与S3M、CB2Y、S3MSON、S3MCB10Y和CB2YCB10Y的关系, 进行以下实证分析。
(一) 序列平稳性检验
六个变量CPI、S3M、CB2Y、S3MSON、S3MCB10Y和CB2YCB10Y原序列的ADF值都大于5%的临界值, 且概率P值都大于0.05, 因此, 原序列都存在单位根, 即都为非平稳序列。六个变量的一阶差分D (CPI) 、D (S3M) 、D (CB2Y) 、D (S3MSON) 、D (S3MCB10Y) 和D (CB2YCB10Y) 序列的ADF值都小于5%的临界值且概率P值都小于0.05, 因此, 六个变量一阶差分序列都不存在单位根, 即为平稳序列。所以, CPI分别与S3M、CB2Y、S3MSON、S3MCB10Y和CB2YCB10Y变量满足Johansen协整检验分析的条件。
(二) Johansen协整检验
根据Johansen协整检验的结果, CPI分别与S3M、CB2Y、S3MSON、S3MCB10Y和CB2YCB10Y变量各自存在一个协整的关系, 并且S3M、CB2Y、S3MSON、S3MCB10Y或者CB2YCB10Y每提高1%, CPI会分别上升0.95%、1.21%、2.62%、1.05%和下降2.00%。所以, CPI分别与S3M、CB2Y、S3MSON、S3MCB10Y和CB2YCB10Y变量各自可以建立向量误差修正 (VEC) 模型。
(三) VEC模型下格兰杰 (Granger) 因果检验
从表1可以发现, D (S3M) 和D (S3MCB10Y) 都是D (CPI) 的格兰杰 (Granger) 原因, D (CPI) 是D (S3MCB10Y) 和D (CB2YCB10Y) 的格兰杰 (Granger) 原因, D (CB2Y) 、D (S3MSON) 和D (CB2YCB10Y) 都不是D (CPI) 的格兰杰 (Granger) 原因, D (CPI) 不是D (S3M) 、D (CB2Y) 和D (S3MSON) 的格兰杰 (Granger) 原因, 也就是说, S3M变动和S3MCB10Y变动都是CPI变动的格兰杰 (Granger) 原因, CPI变动是S3MCB10变动和CB2YCB10Y变动的格兰杰 (Granger) 原因。CB2Y变动、S3MSON变动和CB2YCB10Y变动都不是CPI变动的格兰杰 (Granger) 原因, CPI变动不是S3M变动、CB2Y变动和S3MSON变动的格兰杰 (Granger) 原因。
(四) VEC模型下脉冲响应函数
1. CPI与S3M的VEC模型下脉冲响应函数
%%从图3可以看出, S3M对CPI冲击最大的滞后期为7个月, CPI对S3M冲击最大的滞后期为10个月。
2. CPI与CB2Y的VEC模型下脉冲响应函数
从图4可以看出, CB2Y对CPI冲击最大的滞后期为5个月和8个月, CPI对CB2Y冲击最大的滞后期为5个月。
3. CPI与S3MSON的VEC模型下脉冲响应函数
从图5可以看出, S3MSON对CPI冲击最大的滞后期为6个月, CPI对S3MSON冲击最大的滞后期为11个月。
4. CPI与S3MCB10Y的VEC模型下脉冲响应函数
%%从图6可以看出, S3MCB10Y对CPI冲击最大的滞后期为7个月, CPI对S3MCB10Y冲击最大的滞后期为10个月。
5. CPI与CB2YCB10Y的VEC模型下脉冲响应函数
从图7可以看出, CB2YCB10对CPI冲击最大的滞后期为4个月, CPI对CB2YCB10Y冲击最大的滞后期为9个月。
(五) VEC模型下的方差分解
主要利率及其期限结构对CPI方差影响, 按其影响大小的排列次序为CB2Y、S3MSON、S3M、S3MCB10Y和CB2YCB10Y, 方差分解分别占比为33.23%、28.08%、26.16%、5.11%和1.42%。其中S3MCB10Y和CB2YCB10Y对CPI方差的影响微弱, CB2Y、S3MSON和S3M对CPI方差的影响较大。CPI对主要利率及其期限结构的方差的影响都很大, 按其影响大小的排列次序为CB2YCB10Y、S3MCB10Y、S3MSON、CB2Y和S3M, 方差分解分别占比为23.60%、36.19%、49.57%、51.05%和57.81%。
四、投资与政策建议
根据上述分析结论, 提出如下投资和政策建议: (1) 通过观测CPI的变动, 可以提前9个月预测国债收益率2年期与10年期之间的未来利差, 能为买卖不同期限的国债提供投资指导; (2) 通过观测SHIBOR期限3个月品种的利率变动, 可以提前七个月预测未来的通货膨胀率, 对货币政策具有参考价值; (3) 进一步推进利率市场化, 完善利率传导机制, 使利率期限结构可以预测通货膨胀, 而不是相反; (4) 完善和健全国债市场, 统一银行间与交易所两个国债市场, 完善国债期限品种, 特别增加短期国债品种的发行, 以完善健全的国债收益率曲线; (5) 转变基础货币的发行方式, 央行增加国债的购买量, 减少外汇购买量, 使央行资产从外汇为主转变到以国债为主, 并根据利率期限结构和通货膨胀的变动情况, 机动地买卖不同期限的国债品种, 这样不仅可以快速地调节SHIBOR的短期利率, 还可以快速地调节不同期限国债收益率之间的利差, 以便更有效地实现货币政策目标。
参考文献
[1]中国人民银行调查统计司课题组.我国国债收益率曲线与宏观经济的先行关系及货币政策传导研究[J].金融监管研究, 2013 (1) .
[2]李宏瑾.我国中期通货膨胀压力预测—基于银行间市场国债收益率曲线的经验研究[J].经济评论, 2011 (1) .
[3]王亚, 等.银行间债券市场国债利率期限结构与通货膨胀预测[J].金融发展研究, 2011 (5) .