银行间国债市场与交易所国债市场相关性研究

收稿日期 : 2005年 12月 16日 　　　　 基金项目 :本文得到国家自然科学基金 10071082,教育部博士点基金 ,中国科学院和中国科技大学创新基金资助。 　　文章编号 : 1002 - 1566 (2007) 03 - 0528 - 07 银行间国债市场与交易所国债市场相关性研究 潘婉彬　缪柏其　靳　韬 (中国科学技术大学统计与金融系 　安徽 　合肥 230026) 摘要 :我国的国债市场被人为的分成交易所市场和银行间市场 ,不同的国债投资主体被限制在不 同的国债流通市场进行交易。本文将 Granger线性因果关系模型应用于分析同一国债价格和交易 量在两个不同市场的关系。对跨市场发行的 2002年记账式 (十五期 )国债在银行间国债市场与交 易所国债市场的净价和交易量进行了因果关系的实证检验。分析检验结果表明 :在 5%显著水平 下 ,对于价格 ,交易所市场对银行间市场具有引导作用 ,反之结论不成立 ;而对于交易量 ,银行间市 场对交易所市场具有引导作用 ,反之结论不成立。一个统一的国债市场有利于构建基准利率体 系 ,完善收益率曲线。 关键词 : Granger线性因果关系模型 ;银行间国债市场 ;交易所国债市场 中图分类号 : F830. 9 文献标识码 : A An Em p ir ica l Ana lysis on the Ca sua l Rela tion sh ip Between In traΟbank and Exchange Bond M arket PAN W anΟbin, M IAO BaiΟqi, J IN Tao (University of Science and Technology of China Hefei 230026 China) Abstract: China bond market is divided into two parts: the exchange market and intra bank market. D ifferent partici2 pants are restricted in different markets. The Casual Relationship model is app lied to analyses the p rices and the vol2 umes of the same bond in two different markets. The results show that the p rices and the volumes in different markets follow the casual relationship. Key words: the casual relationship; the exchange bond market; the intra bank bond market 0　引言 近几年实施的积极的财政政策和稳健的货币政策使得中国经济继续保持着持续快速稳定 增长的势头。这为国债市场的健康发展奠定了良好的经济环境和政策环境。1997年 6月 ,在 中国金融业实行分业经营和分业监管的背景下 ,随着商业银行撤离证券交易所 ,银行间国债市 场随之建立。于是 ,中国的国债市场被人为的分成银行间国债市场和交易所国债市场 ,不同的 国债投资主体被限制在不同的国债流通市场进行交易。 银行间国债市场的主要成员是商业银行 ,其成员还有众多农村信用社 ,近几年陆续有保险 公司、证券公司和基金管理公司等加入。由于商业银行在全社会金融资产总量中占有绝对主 导地位 ,它们吸纳国债的能力较强 ,因此该市场是国债发行的主要场所。银行间市场交易采用 　数理统计与管理 　　　　　　　　　　第 26卷 　第 3期 　2007年 5月 询价方式 (报价驱动交易机制 ) ,实行全额结算。这种方式适用于大宗国债交易 ,有着良好的 发展前景。不过 ,由于目前商业银行国债投资大都采取“买入后持有 ”战略 ,其资金头寸调整 主要通过国债回购进行。 交易所国债市场主要是利用股票交易系统进行国债交易的场所。这一市场与股票市场联 系紧密 ,国债价格受股市变化影响较大。其国债交易主要采取集中撮合形式 (指令驱动交易 机制 ) ,实行净额结算。目前该市场金融机构成员主要是证券公司、保险公司和基金管理公 司 ,由于这些机构总体资金实力不及商业银行 ,因此近几年在该市场发行的国债数量不大。基 于国债在交易所市场上交易快捷方便 ,加之部分投资者较注重获取买卖价差受益 ,致使国债在 该市场上的交易较为活跃。 总的来说 ,银行间国债市场吸纳国债能力较强 ,但国债流动性不足 ;交易所国债市场国债 交易较为活跃 ,但吸纳国债能力有限。 在全球经济一体化的今天 ,不同市场之间的相互关系一直是大家关注的一个问题。如上 海股市和深圳股市、A股市场和 B股市场、期货市场和现货市场等之间的相互关系。朱宏泉 , 卢祖帝 ,汪寿阳 (2001)从收益率与波动性两方面研究了香港、上海和深圳股市的相互关系。 王娟花 ,王浣尘 (2001)对上证 A、B股近两年来 500个收盘指数用线性回归模型进行引导关系 检验。王洪伟 ,蒋馥 ,吴家春 (2001)对上海金属交易所 1#铜 9909期货合约的价格与现货价格 两个时间序列进行了实证分析 ,证实了这两种价格序列之间存在引导关系。肖辉 ,吴冲锋 (2004)应用高频数据分析股指与股指期货日内互动关系。朴哲范 ,沈莉 (2004)同时发行 A、B 股的上海和深圳股市 60家企业为样本 ,用 Granger因果关系模型检验了国内外投资者间是否 存在价格先导性的问题。但对于中国分割的两个国债市场的相关关系 ,国内目前还没有这方 面的研究。这种分割的国债市场是非常特殊的 ,人为的把不同的投资主体限制在不同的国债 流通市场进行交易。一个分割的国债流通市场会阻碍国债市场的发展 ,从而引发很多问题。 近年来 ,中国政府十分重视国债市场的发展与完善。加速银行间市场与交易所市场的统一进 程 ,构建基准利率体系 ,完善收益率曲线 ,就要对银行间国债市场和交易所国债市场价格形成 机制进行比较研究。这两个市场间国债的价格的波动是否一致 ,两个市场之间存在什么关系 ? 本文通过对我国国债交易所市场和银行间市场的横向比较 ,对两个市场国债价格的相关关系 进行研究 ,检验两者之间是否存在因果关系。 1　模型介绍 Granger(1986)首次提出的 Granger线性因果关系模型如下 : Yt =α10 + ∑ p j = 1 a1 j Yt - j + e1 t (1) Yt =α20 + ∑ p j = 1 a2 j Yt - j + ∑ q k = 1 b2k X t - k + e2 t (2) 其中 p为 Y的滞后阶数 , q为 X的滞后阶数 , a1 j , a2 j , j = 1, ⋯, p,是相应的 Y滞后值的系数 , b2 j , j = 1, ⋯, q是相应 X滞后值的系数 , e1 t , e2 t是白噪声序列。检验 X对 Y是否有因果关系 ,即 检验原假设 H0 : b21 = b22 = ⋯ = b2q = 0,检验统计量为 F = (SSe1 - SSe2 ) | q SSe2 / n - p - q - 1 (3) 其中 , SSe1 , SSe2分别是回归方程 1和 2的残差平方和 , n为样本数 , p, q分别为 Y, X的滞后 925潘婉彬 ,缪柏其等 :银行间国债市场与交易所国债市场相关性研究 阶数 ,在原假设成立的条件下 , F服从自由度为 ( q, n - p - q - 1)的 F分布。如果 F > Fα,则拒 绝原假设 ,即存在 X对 Y的滞后引导关系。 当检验即时因果关系时 ,就是要检验如下 (2)的变型 : Yt =α20 + ∑ p j = 1 a2 j Yt - j + ∑ q k = 0 b2k X t - k + e2 t (4) 中系数 b20是否为 0,若显著不为 0,则说明存在即时的因果关系。在检验各系数的显著性水平 时 ,可以采用 p - 值法或 t- 分布检验法 ,本文采用 p - 值法 ,当 p - 值小于 0. 05时 ,系数显著 ,说 明存在即时的因果关系。 模型中滞后阶数 p, q的确定在理论上有很多 ,比如 : A IC准则、Cp - 准则以及 Schwert 提出的根据样本量确定阶数长度的方法等等 ,但是在实际应用中 Schwert的方法并不是太好。 本文采用的是 A IC准则定阶。 2　银行间市场国债利率与交易所市场国债利率因果关系的实证分析 数据说明 : 我们要研究的是在两个不同的市场国债价格的规律 ,如果是两个完全不同的债券 ,那是没 有可比性的 ,所以我们选择一个跨市场发行的债券 2002年记帐式 (十五期 )国债的净收盘价 (即全价减去应计利息得到的净价 )作分析。数据从 2002年 12月 16日到 2004年 3月 23日。 数据来源于中国债券信息网 http: / /www, chinabond. com. cn。 2002年记帐式 (十五期 )国债信息 : 国债全称 　　　　　　　　　　2002年记帐式 (十五期 )国 发行价格 100元 发行量 600亿 发行方式 记帐式 期限 7 到期日 2009 - 12 - 06 票面利率 2. 93 国债付息方式 按年付息 计息日期 2002 - 12 - 06 上市日期 2002 - 12 - 16 图 1　2002年记账式 (十五期 )国债在两个市场的价格趋势图 图 2　2002年记账式 (十五期 )国债在两个市场的交易量趋势图 从图 1和图 2中我们可以大致看出 2002年记账式 (十五期 )国债在两个市场的价格和交 易量的关系。从图中也可以看出 ,对于价格而言 , 2002年记账式 (十五期 )国债在银行间市场 的波动性要相对大一些 ;而对于交易量 , 2002年记账式 (十五期 )国债在交易所市场的波动性 要相对大一些。 3　实证分析 : 模型中的参数变量一般要求具有平稳性 ,因此在做因果分析之前应该对变量进行平稳性 035 　数理统计与管理 　　　　　　　　　　第 26卷 　第 3期 　2007年 5月 检验 ,传统的变量平稳性检验方法有 DF—检验和 ADF—检验。本文采用 ADF—检验对所用数 据进行了平稳性检验 ,发现数据通过平稳性检验。 我们采用前面的滞后和即时因果模型对国债价格数据进行实证分析 ,对阶数 p, q的选择 采用的是 A IC准则定阶 ,发现在检验银行间市场国债价格对交易所市场国债价格的滞后和即 时因果关系时 ,所得结果对模型中选择的阶数 p, q的大小不敏感 ,反之 ,在检验交易所市场国 债利率对银行间市场国债利率的因果关系时 ,所得结果对阶数 p的选择不敏感 ,对 q的选择十 分敏感 ,只有在 q = 1的情况下有比较好的结果。下表列出两个市场间国债价格因果检验的结 果。 表 1　两个市场间国债价格滞后因果检验结果 常数项 p q 1 2 3 0 1 2 3 序号 滞后因果检验 α Yt - 1 Yt - 2 Yt - 3 X t X t - 1 X t - 2 X t - 3 R2 F统 计量 自由度 1 银行间市场对 交易所市场 - 01791 1103 01013 - 0104 01006 01005 - 01003 0199 01429 (3, 302) p - value 01121 01000 01878 01469 01457 01541 01708 01732 2 交易所市场对 银行间市场 181731 01198 - 0. 17 0. 038 0. 746 0. 7 93. 67 (1, 304) p - value 01000 01000 01004 01507 0. 000 0. 000 　　表 2　两个市场间国债价格即时因果检验结果 常数项 p q 1 2 3 0 1 2 3 序号 滞后因果检验 α Yt - 1 Yt - 2 Yt - 3 X t X t - 1 X t - 2 X t - 3 R2 F统 计量 自由度 1 银行间市场 — 交易所市场 - 01842 11028 01013 - 0. 04 01003 01005 01005 - 01003 0199 01349 (4, 301) p—value 011139 01000 0188 01468 01737 01507 01511 01699 01845 2 交易所市场 — 银行间市场 191152 01203 - 0116 01049 01724 017 91102 (1, 304) p—value 01000 01000 01005 01389 01000 01000 　　从表 1和表 2中我们可以看出银行间市场国债价格对交易所市场国债价格不存在滞后和 即时的因果关系 ,因果变量参数均不显著 , p值都比较大 ,远远超过 0105的临界值水平 , F统计 量的值分别为 01429、01349, p值分别为 01732和 01845。 而交易所市场国债价格对银行间市场国债价格存在很强的滞后和即时因果关系 ,因果变 量参数非常显著 , p值接近于 0; F统计量值也很大 ,分别为 93167、91102, p值均为 0;模型的拟 合程度很高 , R2 统计量达到 0199。 通过上面对数据的实证分析 ,我们发现交易所市场国债价格对银行间市场国债价格确实 具有很强的主导作用 ,这表明交易所市场国债价格对银行间市场国债价格有很好的解释能力 135潘婉彬 ,缪柏其等 :银行间国债市场与交易所国债市场相关性研究 和引导作用。反之结论却不成立。这和国债在交易所市场上交易快捷方便 ,部分投资者较注 重获取买卖价差受益 ,致使国债在该市场上的交易较为活跃有关。这表明交易所市场上的国 债价格更能反映社会资金变化状况 ,包含更多的市场信息。 我们采用同样的方法对银行间市场和交易所市场国债交易量的滞后和即时因果关系进行 检验。下表列出两个市场间国债交易量因果检验的结果。 表 3　两个市场间国债交易量滞后因果检验结果 常数项 p q 1 0 1 序号 滞后因果检验 α Yt - 1 X t X t - 1 R2 F统计量 自由度 1 银行间市场对 交易所市场 18604194 01449 - 01070 01381 81384 (11276) p—value 01000 01000 01004 01004 2 交易所市场对 银行间市场 51355135 01251 - 01154 01073 31492 (1, 276) p—value 01000 01000 01063 01063 　　表 4　两个市场间国债交易量即时因果检验结果 常数项 p q 1 0 1 序号 即时因果检验 α Yt - 1 X t X t - 1 R2 F统计量 自由度 1 银行间市场对 交易所市场 17997180 01451 01012 - 01073 01382 71725 (1, 275) p—value 01000 01000 01645 01004 01006 2 交易所市场对 银行间市场 50134162 01256 01066 - 01183 01074 31857 (1, 275) p—value 01000 01000 01645 0. 080 01051 　　从表 3和表 4中我们可以看出 ,在 5%显著水平下 ,银行间市场国债交易量对交易所市场 国债交易量存在滞后一阶的和即时的因果关系。滞后因果检验因果变量参数非常显著 , p - 值 很小 ;即时因果检验中因果变量参数不显著 , p - 值比较大。 F统计量的值分别为 81384、 71725, p -值分别为 01004和 01006。 而在 5%显著水平下 ,交易所市场国债交易量对银行间市场国债交易量不存在滞后和即 时因果关系。F统计量的 p -值分别为 01063和 01051,这表明在 10%显著水平下 ,存在滞后 和即时因果关系。 通过上面对交易量数据的因果检验分析 ,我们发现银行间市场国债交易量对交易所市场 国债交易量具有很强的引导作用。这表明银行间市场国债交易量对交易所市场国债交易量有 很好的解释能力和引导作用。这和银行间市场吸纳国债的规模远远大于交易所市场国债规模 235 　数理统计与管理 　　　　　　　　　　第 26卷 　第 3期 　2007年 5月 有关。前一天银行间市场一个大的交易量显然很容易引起投资者的注意 ,进而反映到交易所 市场上。 4　结论与分析 在金融市场上 ,基准利率体系的建立十分重要 ,近年来政府也正在着手这方面的工作。在 利率市场化的国家里 ,基准利率是确定货币价格的主要依据。所谓基准利率是指资金市场上 公认的具有普遍参考价值的利率 ,也就是说 ,在金融市场上可以根据该利率的水平来制定其他 相关金融产品的价格。从国际金融市场的一般规律来看 ,有资格成为这一利率的只能是那些 结构合理、信誉高、流通性好的金融商品的利率 ,而市场上最具备这一特点的利率就是国债的 收益率。国债是以国家信用为担保的金融工具 ,从而国债市场以国家信用为基础保证 ,安全性 好 ,风险低。国债的安全性和流动性等因素使得国债成为金融市场的基础工具之一 ,国债利率 的变动直接反映出金融市场资金流动状况的变化。金融市场上的其他金融工具一般都以自己 的安全性和流动性与国债进行比较 ,以国债利率作为自己的定价。 中国目前的利率体系基本上是一种以银行存贷利率为中心的管制利率体系 ,中央银行对 利率由直接的决定权与管理权。中央银行在决定利率是主要考虑社会资金总供求状况、企业 成本水平、银行利润和市场价格总水平等因素。这样的利率体系更多的是考虑了微观经济的 效应 ,而对于调节宏观经济则表现出操作上的不成熟和效应微弱。由于市场经济的发展 ,社会 资金供求总量和结构变化已不完全由国家直接控制 ,中央银行对利率的调整相对于社会经济 生活的变化来说显得迟缓笨拙 ,货币政策意图也难以有效传导。由于金融体制改革的最后结 果将导致不同的商业银行的收益率是一种真正的无风险资产收益率 ,中央银行凭借国债工具 进行公开市场业务操作 ,可以直接货币供应量和国债收益率的变化。基础利率的角色最终应 该由国债市场的收益率来扮演。 由于我国的债券市场被人为的分隔成了两个市场 ,一个分割的国债流通市场不利于建立 以国债市场收益率为基准利率的市场利率体系。从实证分析中可以看到 ,同一国债在两个不 同市场的价格有着较大差异。而从因果关系的分析来看 ,交易所市场国债价格对银行间市场 国债价格确实具有很强的引导作用 :但银行间市场国债交易量对交易所市场国债交易量具有 很强的引导作用。所以说 ,我国分割的债券市场目前甚至不能形成均衡的国债收益率。另外 , 每个分割的国债流通市场参加的成员和资金的性质相对单一 ,结果是任何一个市场的国债收 益率都不能正确地反映社会资金状况 ,或不具有很好的参考价值。由于国债的现货市场交易 成本高 ,对利率变化失灵或不灵敏 ,以及国债的流动性差 ,市场分割明显 ,国债市场交易价格往 往因供求关系扭曲不能反映真实市场价格。因此 ,依靠现有的现货市场无法形成真正意义上 的基准利率 ,现有的国债利率也就失去了基准利率的功能。 另一方面 ,国债市场的发展 ,客观上要求国债交易方式适应投资者需求 ,灵活多变。但我 国目前没有国债期货、期权等衍生工具 ,使投资者很难管理国债风险 ,多数投资者选择持有债 券到期兑现 ,影响了国债市场交易的活跃程度 ,增加了国债交易的风险。而国债衍生工具必须 在统一的市场化的基准利率已经形成的基础上才可以推出。 所以 ,建立一个统一流通的国债市场有利于建立以国债市场收益率为基准利率的市场利 335潘婉彬 ,缪柏其等 :银行间国债市场与交易所国债市场相关性研究 率体系 ,为国债衍生工具的推出提供更好的条件 :一个统一流通的国债市场使得国债利率的变 动能更加真实、直接的反映出金融市场资金流动状况的变化 ,更有利于金融市场上其他金融产 品的定价 ,也更有利于中央银行实行间接的货币政策 ,达到宏观调控的目标。 [参考文献 ] [ 1 ]　Granger C W. 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