银行间市场利率展望

银行间市场利率展望（精选3篇）

银行间市场利率展望 篇1

近年来, 随着国内互联网的发展和大数据时代的到来, 国内互联网金融迎来了快速发展的新时期。2013年6月, 阿里金融与天弘基金合作推出了我国第一支互联网货币基金产品余额宝, 随后与其类似的“活期宝”“现金宝”等各类互联网金融类基金迅速出现。虽然余额宝受到了投资者的广泛认同, 但是随着利率市场化的推进, 支付宝能否维持现有的收益水平成为市场关注的焦点。更为重要的是, 余额宝是否会对整个资金市场的收益率和波动性产生影响, 余额宝出现风险是否会导致整个货币市场出现波动, 从而向整个金融体系传导, 导致银行流动性出现问题, 成为了学术界和监管者面临的一个关键问题。

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) .

[4]黄明皓, 张明.余额宝对传统金融的冲击[J].中国金融, 2014 (8) .

银行间市场利率展望 篇2

关键词：国债,银行间债券市场,VEC模型,动态模型

一、引言

利率意味着资金的成本, 是资本市场中的核心变量。国债利率不仅对金融机构的投资策略和风险管理有重要的意义, 而且对整个宏观经济的运行也起着至关重要的指示和预测作用。随着我国利率市场化步伐的不断加快, 各经济变量的相互影响度加强, 宏观经济中各种因素都对国债利率的变动产生影响。因此, 对这些因素进行分析, 可以了解宏观经济变量与国债利率之间的关系, 从而对未来国债市场的走势做出清晰的判断。

二、文献综述

近年来, 我国学者对中国债券市场不同期限的国债利率与宏观经济变量之间的关系进行了诸多研究。刘金全等 (2007) 通过构建VAR模型研究宏观经济变量对不同期限利率的影响;何运信 (2008) 运用动态的局部均衡模型央行的货币政策与债券利率变动之间的互动关系;王俊霞 (2010) 运用无拘束性向量自回归模型研究宏观经济变量对债券市场利率冲击的传递效应。

在此基础上, 本文将以我国银行间不同期限的国债利率作为研究经济变量的中介目标, 考虑财政政策、货币政策和价格因素三方面因素的综合影响, 通过构建VEC模型分析拟合不同期限结构国债收益率曲线的变化趋势, 并采用脉冲响应函数和方差分解探究这种效果的持续性。

三、模型构建与实证研究

(一) 模型变量的选择

本文涉及的经济因素包括货币政策行为、财政政策行为、价格变化行为三方面:

货币政策行为。本文使用狭义货币发行量M2表示货币政策行为, 指标经过标准对数化处理并进行差分。数据来源于证券之星网站宏观经济数据库。

财政政策行为。本文选择国债发行量代表财政政策, 指标经过取对数去除趋势并进行差分。数据来源于中国债券信息网统计月报。

价格变化行为。本文选用消费者物价指数CPI作为价格变化指标, 数据来源于wind数据库。

本文以2005年1月至2011年6月的月度数据为分析对象, 在银行间债券市场选取了期限分别为1年、5年、10年的国债利率的月度数据, 由每日的即期利率数据取平均值得到, 数据来源于Wind数据库。

(二) 实证研究

1、时间序列的平稳性检验

对多个时间序列进行协整分析之前必须确定每个序列都是平稳的。利用Eviews6.0对表1中所涉及的所有变量进行ADF平稳性检验, 得到结果如下:

其中CPI为CPI指数、LNM2为M2的对数化结果、LNGZFX为国债发行量的对数化结果、YHJRS为银行间1年期国债短期利率、YHJRM为银行间5年期国债中期利率、YHJRL为银行间10年1期长期利率。

经检验, 原序列的ADF检验值均大于在5%显著性水平下的临界值, 即原序列为非平稳序列。在对其进行一阶差分后, 差分后序列的ADF检验值均小于在5%显著性水平下的临界值, 为平稳序列, 满足协整关系的前提。

2、时间序列的协整性分析

协整性检验的目的是判断变量间是否存在长期均衡关系, 本文采用Johansen法, 检验结果如下:

由表2可知, 三种期限利率的特征根结果都在5%的显著性水平下拒绝了零假设, 说明存在且只存在一个长期协整关系, 根据对数似然值最大的协整关系式进而得出标准化协整关系式:

从上式可以看出, 所有系数都在5%的显著性水平上显著。对比每个公式中三因子系数可知:国债发行量、CPI与国债收益是同向变化关系, 而货币发行量与国债收益率成反向变化关系。

3、向量误差修正的VEC模型

协整分析的结果表明了各变量之间的长期关系及其变动趋势, 但是变量的这种长期均衡与其短期波动之间的关系以及多变量之间短期波动的关系5, 还需要建立含有误差修正项的VEC模型进一步验证:

其中为误差修订项:

在模型中, 差分项反映了变量短期波动的影响, ECM项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。比如, 对于短期国债而言, 银行间短期国债收益率相对于CPI、M2、国债发行量的波动分别是0.066%、0.199%和0.266%。

模型 (Ⅰ) - (Ⅵ) 说明了影响我国国债利率的变化因素之间的长期和短期协整关系, 比较模型参数可以得出以下结论:

第一, 国债发行量与国债收益率的正相关关系:从供求关系上分析, 发行量增加导致供大于求, 债券价格下跌, 大量投资者进入市场, 收益率提高;从风险补偿上分析, 国债发行量增加意味着政府的债务负担加重, 借贷成本的增加使债权人要求更高的风险补偿, 导致收益率的提高。

第二, 消费者物价指数与国债收益率的正比例关系, 由于CPI可以反映通货膨胀的程度, 所以CPI的提高会给资本市场带来利空消息, 促使债券指数下挫, 收益率上升, 意味着融资成本增高。

第三, 货币发行量与国债收益率的反比例关系, 说明货币发行量的增加, 债券市场货币供大于求, 债券价格被推高, 造成收益率下跌。

4、脉冲响应

本文选取的滞后期长度为10期, 以下为脉冲响应函数运行结果:

对比不同期限下的国债利率, 可以看出我国不同期限国债利率的特点:

第一, 利率期限越短受到自身冲击的反应越剧烈, 斜率越大。短期利率到第7期达到峰值, 响应值为5%, 而中期利率和长期利率的达到峰值时间分别是第8期和第9期, 响应值在4%以内。

第二, 利率期限越短受到来自CPI指数的冲击越强烈、冲击值越大。CPI变动1%引起短期国债利率从第1期到第5期的剧烈变动, 最终稳定在3%;CPI指数变动引起中长期国债利率的变动相对平缓温和, 冲击值最终分别稳定在1.5%和1%。

第三, 货币发行量和债券发行量对短期利率产生正向影响, 对中长利率或产生负向影响。说明通过采用货币政策影响市场利率进而调节国债利率的措施只对短期债券起作用, 并不能对中长期债券产生效果。

5、方差分解

方差分解选取的滞后期长度为10期, 以下为运行结果:

由图可知, 考虑市场本身的贡献度, 在滞后1期, 市场本身对市场利率的贡献度最大, 达到100%, 以后贡献度逐步回落, 最终稳定在40%左右;与其他宏观经济因素相比, CPI对银行间市场利率的水平因素影响程度最大, 由滞后1期的0%上升最终稳定在40%左右, 国债发行量对短期利率和长期利率的贡献度达到9%, 但是对中期利率贡献率达到20%;货币供应量M2的解释力度仅为5%左右, 且变化幅度微弱。

总之, 从CPI指数、货币发行量和国债发行量对国债利率增长的贡献度来看, 无论是在短期还是中长期, 利率自身和CPI指数对国债利率增长的贡献较大。从模型中还可以看出, 市场利率的增长不仅与当期有关经济变量有关, 还与滞后期的这些经济变量有关。

四、实证结论

本文通过建立VEC模型, 考察了各期限水平下国债利率的影响因素的动态关系, 获得如下结论:

(一) 对模型的主要成分进行分析可知, CPI、货币发行量和债券发行量三因素可以解释不同期限利率模型90%以上的变动7, 具备长期均衡的协整关系和短期动态调整机制, 即利率曲线的三因素模型足以解释我国的银行间债券市场中国债利率的变动情况。这一结果与国外成熟市场基本相符, 说明我国的利率市场化水平得到了较大的提高。

(二) 虽然CPI、货币发行量和债券发行量都对不同期限的国债利率存在影响力, 但是CPI指数是导致利率曲线水平变化的最主要因素, 货币发行量和债券发行量解释力相对较弱。这与我国近年宏观经济形势有关。2005年以来, 我国房地产等行业的收益率明显高于其他行业, 央行发行的货币通过商业银行的贷款业务集中到了房地产等相关行业, 削弱了货币乘数导致货币发行对资本市场, 特别是国债市场的影响力度减弱。CPI指数作为衡量通货膨胀程度的一项重要指标, 往往会引起我国货币当局甚至政府部门采取相关措施, 比如调整存贷款利率和存款准备金率, 从而对整个资本市场的资金面产生影响, 因此CPI指数对我国的利率期限结构解释力度很强。

参考文献

[1]于鑫.利率期限结构对宏观经济变化的预测性研究.[J].证券市场导报.2008 (10)

[2]刘金全等.利率期限结构与宏观经济因素的动态相依性——基于VAR模型的经验研究.[J].财经研究.2007 (5)

[3]何运信.货币政策的利率期限结构效应的理论解释及其经验证据.[J].财经丛论.2008 (5)

[4]王俊霞等.我国国债利率效应及其实证研究.[J].当代经济科学.2010 (6)

[5]康书隆.我国利率期限结构的影响因素分析.[J].东北财经大学学报.2009, 66 (11)

[6]汤晓军.我国货币政策对利率期限结构影响实证研究.[J].金融与经济.2010 (11)

银行间市场利率展望 篇3

债券质押式回购是市场参与者进行的以债券为权利质押的短期资金融通业务。其实质内容是:债券的持有方 (正回购方、卖出回购方、资金融入方) 以持有的债券作抵押, 获得一定期限内的资金使用权, 期满后则须归还借贷的资金, 并按约定支付一定的利息;而资金的贷出方 (逆回购方、买入返售方、资金融出方) 则暂时放弃相应资金的使用权, 从而获得资金融入方的债券抵押权, 并于回购期满时归还对方抵押的债券, 收回融出资金并获得一定利息。

债券回购市场是货币市场的重要组成部分, 为市场交易主体进行资金的融通以及富余资金的增值起到不可或缺的作用。债券回购按照交易方式又分为场内市场和场外市场。场内市场主要指上海证券交易所债券市场与深圳证券交易所债券市场, 场外市场主要指银行间债券市场, 这两个市场的交易品种具有相似性, 但在交易方式、安全性、市场参与者和交易规则等方面都有明显的不同。其中, 银行间债券市场是金融机构管理资金头寸的主要场所, 其成交量约占总回购交易的90%。因此, 本文主要研究银行间债券质押式回购市场七天回购利率。

回购方可以看作是融资方, 以所持有的债券作抵押, 融入资金, 而逆回购方可以看作是融券方, 因有富余资金, 在回购市场通过出让短期资金, 融入债券, 实现资金收益。回购双方约定在将来某一日期由正回购方向逆回购方返还本金和按约定回购利率计算的利息, 逆回购方向正回购方返还原出质债券。因此, 回购利率是债券回购市场上融资方向融券方支付的所使用资金的利率, 债券回购利率越低, 对融资方越有利, 债券回购利率越高, 对融券方越有利。

研究回购利率的影响因素具有重要意义。首先, 通过分析回购利率影响因素的变动, 可以一定程度上预测回购利率的变动, 有利于金融机构实现资本收益的最大化, 也有利于理解市场中各参与者的投资行为。其次, 财政部、政策性银行通过发行国债实现对宏观经济的调控, 中央银行通过国债回购来实现对市场短缺资金供给的微调, 因而银行间债券回购交易是财政政策和货币政策的一个重要结合点, 回购利率是央行进行宏观调控的重要参考指标。最后, 回购利率作为市场利率, 较好地记录着来自宏观、微观各种因素对货币市场造成的影响。由于我国尚未实现完全的利率市场化, 因此, 回购利率实际上一定程度发挥了基准利率的作用, 指导着其他利率的调节, 成为其他如短期债券品种和货币市场衍生金融工具等产品定价的参考基准。

2 理论基础

2.1 货币的总需求

根据凯恩斯流动性偏好理论, 利率实际上是一种价格, 反映的是货币的总需求和总供给。人们倾向于选择持有一部分货币作为财富的持有形式, 是处于对流动性的偏好, 因为货币具有最完全的流动性和最小的风险性, 可以随时转化成资产。流动性偏好理论中, 人们持有货币的动机主要包括: (1) 交易动机; (2) 预防性动机; (3) 投机动机。利息就是在一定时期内放弃货币、牺牲流动性所得到的报酬。而利率反映了人们对流动性的偏好, 即不愿丧失流动性程度的衡量。

回购市场的参与者主要是银行、保险和证券等金融机构, 也是凯恩斯流动性偏好理论中的主体之一。这些金融机构首先需要货币补充自身流动性以满足日常交易需求, 即交易动机;此外, 也需要流动性以应对经营过程中可能遇到的经营风险与市场风险, 即预防性动机;最后, 也需要持有货币购买未来可以增值的金融资产, 即投机动机。因此, 也可以从以上三个角度分析回购市场交易方对于货币的需求。

2.2 货币的总供给

根据凯恩斯货币理论的观点, 货币的供给完全由政府通过中央银行所控制, 中央银行可以根据国家宏观经济政策要求, 人为地控制货币供给量, 货币供给的变化能够影响经济运行, 但不受经济内在因素的影响。

3 参数的选取

由于本文仅探讨影响回购利率的宏观因素, 所以主要选取了以下几个可能影响回购市场参与方流动性偏好的指标:

(1) 消费者物价指数 (CPI) 。CPI可以在一定程度上代表通货膨胀率, 一方面, 会直接影响到实际利率, 进而影响流动性资产的价格, 包括本文提到的回购市场利率;另一方面, 会影响投资者对未来经济发展的预期, 进而影响投资者对流动性的偏好。

(2) 采购经理人指数 (PMI) 。由于GDP只有季度数据, 因此, 本文采用PMI来反映宏观经济发展状况对回购利率的影响。采购经理指数 (PMI) 是宏观经济运行活动的重要评价指标和经济变化的晴雨表, 基于对采购经理进行调查的PMI数据从理论上讲能够反映市场的变动情况, 分析PMI指数、与宏观经济统计数据进行对比、与行业统计数据进行对比, 均显示一定的相互关联或者一致性。因此, PMI可以一定程度上作为决策参考, 在制定国家经济政策方面、企业经营方面、金融投资活动方面体现很好的应用价值。

当一个国家的经济高速增长时, 市场活跃资金需求旺盛, 银行间债券市场交易活跃, 投资者对债券回购交易的需求上升, 出现供小于求的现象, 回购利率上升。

(3) 央行货币净投放。央行公开市场操作直接影响货币的供应量, 从供给的角度影响回购利率的价格。

4 模型设定

本文主要应用的计量方法为多元回归模型:

其中, Yi为银行间7天质押式回购月度平均利率, X1、X2和X3分别表示月度CPI、月度官方PMI和央行当月货币净投放。

本文采用1996年1月至2013年8月的统计数据, 其中, CPI和PMI直接来自于官方统计数据, 央行货币净投放为根据央行公开市场操作计算而得。

5 模型的估计

回归模型估计结果见表1。

可以得到如下公式:

6 回归结果分析

由于系数X1、X2和X3的P值分别为0.0000、0.0084、0.0010和0.0001, 均通过了α=0.05的检验, 印证了本文上述基于流动性偏好的假设。

(1) 关于X1。CPI的系数显著且大于0。当CPI上升, 表示通货膨胀率上升, 由于名义利率不变, 因此实际利率下降, 持有现金的机会成本下降, 金融机构对流动性的偏好增加。因此, 回购利率和CPI显示出一定的正相关性。

(2) 关于X2。PMI的系数为负且显著, 说明当宏观经济出现增长, 投资者对未来预期更为乐观, 因此更多的持有资产而非货币, 流动性需求下降, 回购利率相应降低。因此, 二者显现出负相关性。

(3) 关于X3。央行货币净投放与回购利率呈现正相关性。理论上央行货币净投放增加, 导致货币供应量增加, 在需求不变的前提下会导致回购利率的降低。但是, 回归结果却出现了相反的情况。对于这一点, 本文的猜想如下:回购利率的上升反映了市场资金面的紧张, 央行观察到这一情况后, 采取了扩张的公开市场操作, 因此二者出现正相关性。但这一猜想值得进一步研究。

(4) R2=0.458203说明, 仅有约46%得到解释。由于本文仅分析影响回购利率的宏观因素, 其他因素如商业银行存贷比、商业银行债券投资量等因素也会影响回购利率。原因在于银行是回购市场主要参与者之一, 而商业银行的资金来源主要是存款和央行对外汇占款的对冲;资金投向主要是贷款、准备金和债券投资。此外, 本文未考虑银行存款利率, 这也在一定程度上影响了模型的拟合度。

7 研究意义

研究回购利率具有重要意义。虽然我国目前还未实现存款利率的市场化, 但是监管层已经在研究推出大额可转让存单 (CD) , 在加上以货币市场基金为投资标的的互联网金融的崛起, 利率市场化趋势逐渐明朗。在这样的大背景之下, 质押式回购利率起到了一定的先导和实验作用。未来存款利率向货币市场利率靠拢势不可挡。因此, 研究回购利率对于了解未来对利率价格管制放松之后流动性如何定价具有重要意义, 这也是本文侧重与研究影响回购利率的宏观因素的原因。

参考文献

[1]John Maynard Keynes.The General Theory of Employment, Interest, and Money[M].1936.

[2]朱才敏.流动性与交易所市场回购利率[J].现代管理科学, 2006 (06) .