银行间市场和交易所市场国债价格相关性的实证研究

统计与决策 !""#年第 $期（下） 摘 要：银行间市场和交易所市场是我国国债二级市场的两个重要组成部分，两个市场由于在 交易主体、交易方式等方面的不同造成了价格和收益率的一定差别。本文以有代表性的 !""! 年 $# 期国债为例，运用协整检验和误差修正模型，分析了两个市场价格之间的关系，发现其相互之间存在 着双向的因果关系，但主要是交易所价格领先于银行间价格，交易所价格对银行间价格具有较强的 解释能力。 关键词：国债；银行间市场；交易所市场；协整；误差修正 中图分类号：%&’!(# 文献标识码：) 文章编号：$""!*+,&-.!""#/"$*""&!*"! ! 研究方法 从理论上推断，银行间和交易所两个市场的国债价格序 列应该存在着相关性，可以进行相应的计量分析。但是，现代 计量经济学研究表明，传统的回归模型在对时间序列进行分 析时，在变量之间并不存在相应的相互关系的情况下，0 检验 和 % 检验都很容易表现为显著，这就是“伪回归”的现象 （12345627、869:;<=，$>-,）。其原因在于很多时间序列，特别 是宏观数据和价格数据，都是非平稳的，而只有平稳的序列 能够进行传统的回归分析，非平稳的序列则必须先进行差分 或去除趋势变成平稳后才能进一步进行分析。所以，必须先 检验国债价格序列的平稳性，也就是进行单位根检验。 如果国债价格序列经检验都是一阶积分，应该对其进行协 整检验，以检验其之间是否存在长期均衡关系。检验方法一是 ?45<6—1234562（$>&-）的检验方法，先对序列进行最小二乘回 归，然后对残差进行单位根检验或协整回归的 @A2:B4*C30D;4 检验。二是 E;F34D64 最大似然检验方法（E;F34D64，$>&&； E;F34D64、EAD6>"），利用 G)H模型进行检验。方法二是当 前流行的方法，所以本文采用这一方法。 研究的最后进行 1234562因果关系检验。计量经济学上 的 1234562因果关系事实上是一种领先和落后的关系，代表 了变量之间的预测能力（1234562，$>+>、IBJD，$>-!）。如果两 个国债价格序列不存在协整关系时，可以运用向量自回归 （G)H）模型检验两者之间的 1234562 因果关系，如果存在协 整关系，则运用向量误差修正（GKL）模型检验因果关系。 " 实证研究 !($ 样本资料 本研究所使用的资料是跨银行间国债市场和上海交易 所国债市场交易的 !""! 年 $# 期国债（上海交易所代码： "$"!$#，银行间市场代码："!""$#）每日现货收盘价资料，样 本取自 !""’ 年 $ 月 ! 日至 $! 月 ’$ 日，共 !#" 个观测值，数 据来自北方之星债券投资分析系统。这一品种是 !""! 年 $! 月份跨市场发行的 - 年期品种，总发行量为 +"" 亿元，首次 采用两市场双向自由转托管机制，较之之前的跨市场品种交 易活跃，并且 !""’ 年有全年交易数据。该品种 !""’ 年在银 行间市场共成交 $-"’(-’ 亿元，占银行间市场总交易量的 !"(&M。在上海交易所成交量 +#+(-$ 亿元，占上交所总成交 量的 ’&(#M，在跨市场交易的各品种中具有很强的代表性。 由于深圳交易所国债市场交易清淡，对于交易所市场情况只 选取上交所市场作为研究对象。此外，由于两个市场在其中 个别日期中没有同时开盘，同时由于在个别交易日没有成交 量，两个序列都存在着个别的缺失观测值。 !(! 单位根检验 单位根检验采用 )@% 检验统计量，根据价格序列图形 的特点，采用含截距项和趋势项的形式，以 INF9320O P4Q; K2B062B;4（IPK）值最小作为

标准

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选择自变量滞后期数的标准， 并根据 L3NRB44;4（$>>+）改进的临界值进行判断。 表 $ 为 !""! 年 $# 期国债在交易所和银行间市场价格 序列的单位根检验结果。要拒绝具有单位根的零假设，)@% 检验统计量应大于临界值。从表中可以看到，在 $M的显著水 平下，两个序列都无法拒绝存在单位根的零假设，即两个价 格序列都是非平稳的时间序列。 这样再分别对两个序列进行一阶差分后再进行单位根 银行间市场和交易所 市场国债价格相关性的实证研究 李 裕，梁 婷 （中国社会科学院研究生院，北京 $""$"!） 统 计 观 察 &! 统计与决策 !""#年第 $期（下） 零假设协整关系个数 "个 %% 最多 $个 特征值 "&’#$!(# "&""")’# 迹统计量 ((&*’’*# "&$#""’$ #+临界值 $#&*$ ’&), $+临界值 !"&"* ,&,# 表 ’ 国债价格序列的协整检验迹统计量结果 %（%%）表示在 #+（$+）的水平拒绝零假设。 检验，结果见表 !。这时，在 $+的显著水平下都拒绝存在单 位根的零假设，表明两个序列在经过一阶差分后都成为平稳 序列，两个序列都是一阶积分序列，即 -（$）序列。这样便可以 进一步对这两个序列进行协整检验。 !&’ 协 整 检 验 运用 ./0 123453 最大似 然检验法检验 两个序列的协 整关系。滞后 期根据 671829:; -3:59>/3（6-=）值和 ?@2>@5 -3/3 =9>:59>/3（?-=）值选择为滞后 $ 期。表 ’ 和表 * 显示，对于存 在 " 个协整关系（即不存在协整关系）的零假设，迹统计量和 最大特征值统计量在 $+的显著水平下都是拒绝的，但两个 统计量都无法拒绝存在 $ 个协整关系的零假设。所以，两个 市场的国债价格存在着长期的稳定均衡关系。 !&* B923C59 因 果关系检验 以每个 变量的差分 向量为因变 量，以其自身差分的滞后项和另一变量的滞后项及均衡误差 向量为自变量分别建立两个如下的回归方程： !D:E7F 3 > E $ !2>!D:G>F A H E $ !"H!I:GHF#&57A 这就是向量误差修正（J=K）模型。可以利用这一模型进 行两个价格序列的因果关系检验。 表 # 给出了用 JL= 模型进行 B923C59 因果关系检验的 两个回归模型的估计结果。 当误差修正模型以交易所价格为因变量时，检验银行 间国债价格是否对交易所国债价格具有解释作用（即银行 间价格是否 B923C59 =2M45 交易所价格），回归系数中只有 银行间的滞后 $ 期项的系数在 #+水平上显著。误差修正项 不显著。N 统计量较小，但显著，而调整可决系数 O!非常小。 综合判断，银行间价格对交易所价格存在着微弱的因果关 系。 当误差修正模型以银行间价格为因变量时，检验交易所 价格是否对银行间价格具有解释作用（即交易所价格是否 B923C59 =2M45 银行间价格），交易所滞后 $ 期项和均衡误差 项系数显著。其中均衡误差项系数为 "&($#，表明均衡误差对 价格偏离其长期均衡的短期波动有很大的影响。模型 N统计 量显著，调整可决系数较大，表明交易所价格对银行间价格 存在着明显的 因果关系，即交 易所价格领先 于银行间价格。 从以上分析 可知，两个市场 的价格之间存 在着双向的因 果关系，但更主 要的是交易所 价格领先于银 行间价格，交易 所价格对银行 间价格具有较强的预测能力，而这主要是通过交易所前一天 的价格和均衡误差项实现的。 ! 结论 模型检验得出的交易所价格明显领先于银行间价格表 明了交易所市场的市场化程度高于银行间市场，其定价合理 程度较高。从协整检验得出的两个市场的长期均衡关系可以 看出，两市场间仍然存在着一定的套利空间。 国债价格反映社会资金供求的基本状况，国债收益率是 各国基准利率的重要代表，发达有效的国债市场有助于加快 利率市场化进程，这些都依赖于高效的债券市场的存在。近 两年来，中央银行、财政部在推进债券市场发展和两市场统 一方面做出了一些努力：以银行间场外市场为主体的债券市 场已具备初步规模；跨市场品种的增加、自由转托管的实行、 基准利率国债的发行等举措，为两市场的沟通和统一起到了 一定的作用。随着我国宏观调控从直接转向间接，中央银行 公开市场业务操作的频率和力度不断加大，债券市场市场化 程度也在逐渐增强。但与成熟的债券市场相比，我国债券市 场无论在总量还是结构上，都还有相当的距离。继续加快两 市场利率结构的统一步伐仍然需要进一步努力。 参考文献： P$QR>7@5ST R&?& 23U V&?& NMWW59& R>4:9>XM:>/3 /< :15 L4:>A2:/94 Y5 Z>A5 659>54 8>:1 2 [3>: O//: P.Q& ./M932W /< :15 ?A59>723 6:2:>4:>72W ?44/7>2:>/3T $\)\T)*：*!)G*’$& P!QL3CW5T O/X59: N& 23U =& V& .& B923C59& =/G>3:5C92:>/3 23U L99/9 =/9957:>/3] O5^95453:2:>/3T L4:>A2:>/3T 23U Z54:>3CP.Q&L7/3/A5:9>0 72T $\()T##：!#$G!),& P’QB923C59T =& V& .& -3Y54:>C2:>3C =2M42W O5W2:>/34 XS L7/3/A5:9>7 K/U5W4 23U =9/44G6^57:92W K5:1/U4 P.Q& L7/3/A5:9>72T $\,\T’)] *!*G*’(& P*QB923C59T =& 23U _58X/WUT N/95724:>3C L7/3/A>7 Z>A5 659>54& _58 D/9@] ?72U5A>7 ‘9544T$\))& P#Q./123453T 6/953& 6:2:>4:>72W ?32WS4>4 /< =/>3:5C92:>/3 J57:/94 P.Q& ./M932W /< L7/3/A>7 RS32A>74 23U =/3:9/WT $\((T$!]!’$G$#*& （责任编辑 a李友平） 银行间 交易所 ?RN统计量 $&$!\\’!%% G’&!!$(,* 滞后期数 , " 临界值（$+） G*&"")((! G’&\\)#() 临界值（#+） G’&*’*"’, G’&*!\",’ 表 $ 国债价格序列的单位根检验结果 银行间 交易所 ?RN统计量 G$$&!’"#( G$*&’,(() 滞后期数 # " 临界值（$+） G*&"")((! G’&\\(*#) 临界值（#+） G’&*’*"’, G’&*!\*(* 表 ! 国债价格序列一阶差分后的单位根检验结果 零假设中协 整关系个数 "个 %% 最多 $个 特征 值 "&’#$!(# "&""")’# 最大特征 值统计量 ((&!(’*! "&$#""’$ #+临 界值 $*&") ’&), $+临 界值 $(&,’ ,&,# 表 * 国债价格序列的协整检验最大特征值统计量结果 %（%%）表示在 #+（$+）的水平拒绝零假设。 常数项 R bLI=c?_BL bG$dd R b-_ZLOe?_f bG$dd L7A ?UH& OG4gM295U N统计量 R（Lh7123C5） G"&""#)$# bG"&,"\)\d "&"#!’)! b"&)’)\#d "&"!\$$! b!&’#"(*d% "&"$"#\, b"&))!!$d "&"!$),( !&#"#)’(%% R（-3:59X23@） "&"!!’’\ b"&*$’",d G"&($**(, bG$&\((\(d% "&"#*($( b"&),)$(d "&($*((’ b$"&!\!"d%% "&*))("! ,!&\$’)*)%% 表 # 误差修正模型估计结果 %（%%）表示在 #+（$+）的水平显著。 -3:59X23@表示银行间市场价格，Lh7123C5表示交易所 市场价格，R 表示差分，（G$）表示一阶滞后项 Tb d内为 :统计量。 统 计 观 察 (’