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一、我國國債期限結構存在的問題
1.國債期限結構較為單一
由于我國短期和長期國債的發行規模較小，15年期以上的國債品種較少，5年～15年期國債在可流通國債中占絕對比重。從資金供求情況來看，市場上的長期資金供大于求
2.投資行為短期化
證券投資行為短期化。我國的資本市場是一個新興市場，也是一個轉軌的市場。
由于比較復雜的原因，使得證券市場的投資行為的主體是投機而不是投資，這在中外股市換手率的巨大差異上表現得很明顯。20世紀90年代美國紐約交易所年平均換手率在20%年～50%之間，而2000年我國深滬股市流通股的平均換手率分別是499.1%和503.85%，即上市流通的每一張股票平均每年要換手5次左右。我國股票換手率持續居高不下，一方面反映了我國的證券市場缺乏長期投資價值，也反映了我國的投資者長期以來都缺乏長期的投資觀念。
其次實體投資行為短期化。我國企業投資短期化傾向非常明顯。由于銀行信貸資金有著明確的還本付息期限，受此制約，一方面企業難以用短期信貸資金進行長期項目投資，而自有資金數額又極為有限，因此，難以有效地展開技改、更新及其他類型的投資；另一方面，為了能夠按時償還到期債務本息，相當多企業只得選擇一些短期見效的投資項目，由此，企業投資的短期化演化為經濟運行的短期化。
實體經濟行為的短期化意味著在經濟行為主體的觀念當中，是沒有期限或者沒有長期的概念的。實體經濟行為的短期化反映在金融領域就是金融行為的短期化，在國債市場上就表現為對于期限的無差異化。在國債市場上，由于缺乏實體經濟的長期行為的參照，因此長期國債的定價就缺乏相應的基準。在這種情況下，就只有依據短期的收益率水平，來確定長期債券的收益率。所以“長債短炒”現象在金融行為短期化的影響下就是必然的。
3.物價變化走低趨勢
由于技術進步日益提高，且技術的重要性進一步增強，因此，物價的下跌成為一種常態。在經過20年改革之后，1998年我國出現了通貨緊縮的趨勢。短缺經濟得到了基本消除，大量的工業品出現了一定程度的過剩。總需求的不足，影響到物價的走低。而物價的走低趨勢又制約了利率走高的可能性。因此，至少從中期來看，我國的利率是難以上升的。這反映在國債利率上，就是長期利率趨于平緩甚至下降的趨勢。
二、健全我國國債市場利率期限結構的建議
針對我國國債市場利率期限結構存在的上述問題，對健全我國國債市場利率期限結構提出如下建議。1.完善國債品種
增加不同期限的國債品種，滿足不同投資者的需求：除充分考慮償債周期和償債能力外，更需要對應債主體的投資行為模式進行分析，以確定長、中、短期相互搭配、相互彌補的期限結構。發行原則是在條件具備的情況下發行短期國債，適度發展中期國債，增加發行長期國債，建立債券種類多樣化、期限分布均衡化的國債期限結構。不僅有國債，還要有企業債券；不僅有短期債券，還要有中長期債券，具有足夠的規模與流動性。現在財政部國債發行是按年度發行額管理的，這是制約短期國債發行的一個非常重要的因素。國債發行如果實行額度管理，在長期內統一規劃國債的品種與數量將有利于國債期限結構的改善，改變目前偏重于中期國債，長期和短期國債不足甚至空缺的狀況。今后應增加短期國債，控制中期國債，發展長期國債。
2.實現國債利率的市場化
在西方國家，短期利率是由中央銀行制定與調整的，而中長期利率則是由市場決定的。中央銀行在實現利率市場化的進程中，應該采取先放開貨幣市場利率的辦法，降低超額存款準備金利率，從而帶動貨幣市場利率下限降低。與我國目前活期存款利率相比，貨幣市場的收益有很大的吸引力，這將帶動大量的資金進入貨幣市場，使得貨幣市場利率大幅下降，也為中短期國債收益率下降打開了空間。1999年以來，我國加大了通過招標發行國債的規模，不僅增加了市場中可流通的現券量，而且提高了國債發行的市場化程度，這種方式今后要繼續保持，并且在發行方式上應不斷完善。
3.擴大國債市場的投資者種類，促進國債市場的流動性
1998年10月人民銀行批準保險公司入市；1999年初325家城鄉信用社成為銀行間債券市場成員；1999年9月部分證券公司和全部的證券投資基金開始在銀行間債券市場進行交易；2000年9月人民銀行再度批準財務公司進入銀行間債券市場。至此，代表中國批發債券市場的銀行間債券市場，其組織成員基本覆蓋了我國的金融體系。但是，目前的投資者數量還很少，一般的非金融企業無法進入銀行間市場進行交易。
針對這種現象，我們應該：首先，適當引入外國投資者。目前為止，我國尚未允許國外投資人參與國內國債市場，而是利用境外借款或發行債券的方式舉借外債。其次，鼓勵基金參與國債的投標。雖然1998年新上市的5只基金(金泰、與世無爭、興華、裕陽、安信)中，有在未來的投資組合中其國債投資比例占其整個資產比例不少于20%的規定，但國債在基金資產結構圖中占有的比重仍是微不足道的。再次，引入遠期國債交易機制。遠期交易具有價格發現與價格收斂的作用，即期市場上現貨債券價格受遠期市場交易的影響，會更趨于合理，使國債現貨市場的利率形成機制更趨合理。
4.發展機構投資者，尤其是債券投資基金
由于債券投資基金具有專業投資和規模經濟的優勢，它們的投資風格更加穩健，有利于國債市場的健康平穩發展。但我國目前仍十分缺乏專業的債券投資基金。在發展機構投資者的同時，建立債券做市商制度。做市商的雙向報價，有利于發現市場價格，形成市場基準利率。
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二、中國國債期貨核心功能發揮的實證檢驗
從2013年9月6日國債期貨上市以來的交易情況來看，上市之初短暫的交易活躍之后即遭遇冷場，但是大跌之后逐漸反彈，交易日漸活躍，各合約的交易量和持倉量穩步增加。國債期貨的平穩運行和功能發揮直接影響其對利率市場化的作用和影響，并且關系到國債期貨自身的成敗。本部分基于國債期貨上市以來的數據對國債期貨規避利率風險和價格發現的功能發揮進行實證分析。
（一）數據樣本的選擇及描述1.數據選擇及說明本文采用中債國債5~7年全價指數的日收盤價作為現貨數據，采用由國債期貨各主力合約構造的連續日收盤價序列作為期貨數據。現貨和期貨的樣本區間為2013年9月6日到2014年8月14日。剔除其中非期現貨共同交易日期的樣本點，共有228個樣本點。對于因節假日暫停交易導致的缺失數據，采用“等差數列填補法”進行處理來填補缺失的數據，從而在最大限度不影響數據趨勢的情況下，使交易數據成為滿足每周5個交易日的規則數據序列，處理后的數據擴充為245個樣本點。數據均來源于Wind資訊，計量分析軟件為Eviews6.0。國債期貨和現貨的日收盤價格分別用F、S表示，為消除時間序列可能存在的異方差，本文對國債期貨和現貨的收盤價取自然對數，以LF、LS分別表示期貨和現貨價格的對數值序列，即LF=lnF，LS=lnS。并分別對LF、LS取差分，即期貨對數收益DLF=lnFt-lnFt-1，現貨對數收益率DLS=lnSt-lnSt-1。2.數據序列的基本統計量描述首先對要研究的期貨和現貨的價格序列和收益率序列進行一個基本特征的統計（見表1）。從表1可以看出5年期國債期貨收益率的均值小于對應的現貨，但是收益率的標準差大于現貨，即期貨收益率的波動要大于現貨收益率的波動，這可能是由于期貨的交易費用比較低，對市場信息反應比較靈敏所致。另外，從J-B統計量可以看出期現貨的價格序列和收益率序列均拒絕正態分布的原假設。3.數據序列的相關性分析現貨和期貨價格的相關程度越高，兩者的引導關系就越顯著，套期保值的效果也越好。本文所選期、現貨的價格走勢圖如圖1所示。從圖1可以看出中債國債5~7年全價指數與5年期國債期貨價格長期走勢非常一致。其中，d軈為dt的算術平均值，TE越小說明兩序列的走勢越相似。經計算，樣本區間內，中債國債5~7年全價指數和5年期國債期貨的跟蹤誤差值僅為0.001608，說明二者有很高的相關度。另外，中債國債5~7年全價指數和5年期國債期貨的價格序列相關系數為0.845054，收益率相關系數為0.642394。綜上，走勢圖和兩個相關性指標均表明所選擇的現貨數據和期貨數據具有很高的相關性。
（二）國債期貨價格發現功能的實證分析國債期貨價格發現功能體現為在價格形成過程中國債期貨是否領先國債現貨，從而對國債現貨市場未來價格形成起到預測和引導作用。本文采用Johansen協整檢驗、Granger因果檢驗以及向量誤差修正（VEC）模型來實證分析中國國債期貨價格與國債現貨價格間的這種引導關系（華仁海，2005），在此基礎上，進一步采用方差分解的方法分析出在價格引導的過程中國債期貨和現貨的貢獻度。1.單位根檢驗和協整檢驗為了檢驗所選取數據序列的平穩性，首先采用ADF檢驗對數據序列進行單位根檢驗，結論如表2所示。從表2可以看出，國債期貨和現貨的對數價格序列在5%的顯著水平接受有單位根的原假設，即對數化后的數據序列是非平穩的。而兩個對數收益率序列都在1%的顯著水平拒絕原假設，說明一階差分后的兩個數據序列都是平穩序列。單位根檢驗的結果表明，國債期貨和現貨價格的對數值序列都是一階單整即Ι（1）的，符合協整關系檢驗的前提條件，因為協整的序列必須是同階單整的。所以，接下來對國債期貨和現貨的對數價列做協整檢驗，本文采用基于回歸系數的Jo-hansen協整檢驗法，結果如表3所示。協整檢驗的結果表明，國債期貨和現貨的對數價格序列在5%顯著水平存在長期穩定的協整關系。可見在短時間內，國債期貨和國債現貨的價格之間可能偏離均衡狀態，但從長期來看，自國債期貨推出至今它們之間已經形成了長期的均衡關系。2.格蘭杰因果檢驗格蘭杰定理表明，存在協整關系的變量至少存在一個方向上的格蘭杰因果關系。因為國債期貨和現貨價格序列存在一個協整關系，所以可以直接對期現貨價格序列做格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表4所示。格蘭杰因果檢驗結果表明，在滯后1期時，在10%的顯著水平都無法拒絕國債期貨價格和現貨價格互不為格蘭杰原因的原假設。在滯后2、3、4期時，在1%的顯著水平國債期貨價格是國債現貨價格的格蘭杰原因。在滯后2期時，在10%的顯著水平國債現貨價格仍不是國債期貨價格的格蘭杰原因。在滯后3、4期時，在5%的顯著水平國債現貨價格也是國債期貨價格的格蘭杰原因。因此，國債期貨價格和國債現貨價格之間存在雙向Granger引導關系，其中國債期貨價格對現貨價格的引導關系更加顯著。3.向量誤差修正模型因為協整檢驗說明了國債期貨價格序列和現貨價格序列之間存在長期均衡關系，所以可以進一步通過向量誤差修正模型來研究國債期貨價格與現貨價格之間的相互引導關系，對二者之間由短期的偏離向長期均衡的調節過程進行分析，從而可以從長期和短期兩個方面來刻畫國債期貨價格和現貨價格之間的動態關系。由VECM模型估計結果可知，從長期來看，國債期貨和現貨的誤差修正項調整系數均為負，符合負向調節機制。而且期貨的調整系數在1%的顯著性水平顯著，另外期貨的調整系數絕對值比現貨的調整系數絕對值相對較大，這說明在系統偏離長期均衡狀態時，期貨市場對非均衡狀態的反應更為靈敏，調整的速度更快。從短期來看，方程式（1）中D［LF（-1）］和D［LS（-2）］的系數都在1%的顯著性水平顯著，說明期貨價格存在自相關性，也說明現貨價格Granger引導期貨價格。方程式（2）中D［LF（-1）］、D［LS（-1）］和D［LS（-2）］的系數均統計顯著，說明現貨價格存在很強的自相關，也說明期貨價格Granger引導現貨價格。圖2國債期現貨價格方差分解結果綜上可得，在長期中國債期貨市場比現貨市場更快回到均衡狀態，在短期中國債期貨價格與現貨價格之間存在雙向的Granger因果關系。4.方差分解為了進一步分析國債期貨和現貨在價格形成過程中的相互作用過程和各自的貢獻度，本文運用方差分解的方法進行分析（見圖2）。由方差分解的結果可知，在國債期貨的價格形成過程中，更多地受到自身的影響，雖然貢獻率逐漸遞減，但是在10個交易日時仍保持在98.34%，而國債現貨對其的影響非常小，在第10個交易日時也只達到1.66%。在國債現貨的價格形成過程中，開始時自身的貢獻率為56.45%，稍占優勢，但是國債期貨對其貢獻率逐漸增高，且很快超過現貨對其自身的影響，在第10個交易日時達到66.7%，超過現貨自身的影響。綜上，雖然國債期貨價格和現貨價格存在雙向Granger引導關系，但是在價格形成過程中，國債期貨的價格發現能力更強，起主要引導作用。
（三）國債期貨規避利率風險功能的實證分析國債期貨作為利率期貨其規避利率風險的功能體現在投資者利用國債期貨為其持有的國債現貨資產進行套期保值的效果。最優套期保值率記為h*，直接決定套保操作所買賣的期貨合約數目，進而影響套期保值的效果。所以合理測算h*是不同套期保值模型的共同目的，也是套期保值成功的關鍵。由于傳統的套期保值理論忽略了基差波動的風險，認為h*為1，這在現實中是不合適的，所以本文沒有采用。本文先是采用普通最小二乘法（OLS）模型和向量自回歸（VAR）模型這兩種靜態套期保值模型計算出最優套期保值比率h*（方世健、桂玲、吳博，2008），然后再基于風險最小化原則對套期保值的績效做出評價。本部分設定2014年8月1日到2014年8月14日這10個交易日為樣本外，之前的235個樣本點為樣本內。1.普通最小二乘法（OLS）模型OLS模型由Johnson（1960）提出，之后Ederington（1979）等研究者都將這一模型應用于套期保值的實證分析中。該模型認為一定時期內，現貨收益率和期貨收益率呈線性關系。式（3）中，ΔSt、ΔFt分別表示采用套期保值的現貨和期貨的對數收益率。通過將現貨對數收益率對期貨對數收益率進行普通最小二乘（OLS）回歸估計線性模型的斜率β，該斜率即代表了最佳套期保值 率h*。本文以中債國債5~7年全價指數的對數收益率DLS為被解釋變量，以5年期國債期貨的對數收益率DLF為解釋變量，建立基于OLS的線性回歸模型，結果如表5所示。首先，根據信息準則AIC和SC確定VAR模型的滯后階數為2。建立中債國債5~7年全價指數與國債期貨數據序列的二元VAR（2）模型，參數估計結果如表6所示。由VAR（2）模型的殘差序列的協方差矩陣可知，式（6）中的Cov（εst，εft）為1.70e-06，Va（rεft）為4.32e-06。由式（6）計算的最優套期保值率h*=1.70e-06/4.32e-06=0.393519。3.套期保值的績效評價求解出最優套期保值率h*并按照其對現貨資產進行套期保值后的資產組合是由套期保值工具（期貨合約）和其所保護的資產（現貨資產）所組成的一個新的資產組合，其對數收益率可表示為：套期保值前的資產組合即現貨組合的對數收益率表示為：基于風險最小化原則的套期保值績效評價，即根據Markowitz（1952）資產組合理論對跨期貨、現貨兩市場的資產組合尋求固定收益下的最小風險。令σ2u=Va（rru）表示套期保值前現貨組合對數收益率的方差，σ2h=Va（rrh）表示套期保值后資產組合對數收益率的方差。所以，風險最小化原則就是使rh的方差比套保前現貨組合收益率ru的方差減少程度最大。套保績效HE越大說明套期保值的效果越好。根據以上套保績效評價方法計算出各套保模型的績效，結果如表7所示。由表7的套保績效可知，樣本內數據利用OLS模型進行套期保值的效果略優于利用VAR模型進行套保的效果，規避資產組合所面臨的利率率達到42%。但對于樣本外數據，運用OLS模型套期保值失效，而VAR模型套保績效也幾乎為零。原因主要是在樣本外時段即2014年8月1日到2014年8月14日期間，國債期貨價格走勢與國債現貨明顯背離，國債期貨價格呈下降趨勢，而此時國債現貨價格為上升趨勢，從而導致OLS套保失效，VAR套保績效幾乎為零。綜上，國債期貨已經發揮出了規避利率風險的功能。
篇3
（一）超任務發行風險
近年來隨著國家屢次降息，居民投資方向開始發生變化，儲蓄存款已不是居民閑置資金的首選，他們更熱衷于收益較高的國債，造成儲蓄存款分流，銀行面臨籌資困難，完成存款任務難度增大，影響其經營狀況。商業銀行資金緊缺時，便利用發行國債時違規超發“債券”，增大存款，以發行國債之名，行攬存款之實。這種行為一方面違反了國債發行的有關管理規定，擾亂了國家信用市場;另一方面，由于商業銀行對超發債券的資金管理與正常發生的國債資金管理不同而出現了資金運行不規范的現象;同時，使承銷機構在經營中面臨籌資成本增大和利率上調帶來的風險。超發債券使銀行暫時籌集到部分資金，解決了眼前的資金緊張狀況，但其兌付成本高于銀行存款利息，增加了經營成本。
（二）預約發行風險
由于憑證式國債銷售的異常火爆，出現了國債供應進度和數量與居民投資需求不匹配，供小于求，國債發行當日即爭購一空的現象，各承銷機構，為攬住儲蓄存款大戶，將國債發行事先預訂，而忽視了窗口居民，致使國債集中到部分投資者手中，改變了國債面向廣大居民發售的初衷。預約發行雖使承銷機構留住了儲戶，也加快了任務完成進度，但在實踐中卻存在著一定風險。由于承銷機構與儲戶的預約是非正式的書面協議，對雙方不會形成有效的法律約束，一旦國債預約人有更好的投資方向或遇銀行利率上調，預約人將毀約而拒購所約國債，承銷機構無有效手段制約預約人，只有在國債發行期結束后，自購預約國債，并承擔相應的風險和損失。
（三）利率風險
我國的國債發生利率一直是參照同檔次銀行儲蓄存款利率確定的。這種確定方法本身就存在一些問題，不盡合理。首先，它只是盯住銀行存款利率，而不是依據發債時的資金市場供求狀況。其次，這種國債利率確定方法使資金的三性(收益性、流動性、風險性)關系出現了矛盾，即在期限相同的國債與銀行存款兩種金融形式之間，利率(收益)與風險應成正比關系，與流動性成反比關系，即風險越低，流動性越強，其利率越低，反之相反。但我國憑證式國債與銀行存款相比，風險性小，流動性較強，而其利率卻較高。第三，銀行存款利率的調整是政策當局為實現某個經濟目標或解決某個經濟問題而進行的，在調整利率時并未充分考慮對國債利率的影響。當銀行利率恢復上調，大量的低利率憑證式國債提前贖回，承銷機構將面臨巨大的擠兌壓力，嚴重的還會造成承銷機構在資金上的支付風險。
（四）其他風險
憑證式國債承銷中除存在上述主要風險外，還存在著同業競爭、二次買賣、核算管理、公款私存購買國債等風險，這里就不一 一介紹。
二、采取有效措施的防范和規避憑證式國債在發售中給承銷機構帶來的風險
（一）規范承購包銷行為，完善現行承購包銷方式
我國國債承銷以商業銀行為主，承銷團數量有限，壟斷性強，不利于招標競爭、控制發行成本和分銷國債。根據承購包銷存在的弊端，我們應從自由競價認購、規范中介機構行為、充分發揮市場機制作用等方面對發行方式進行改革。財政部應根據市場資金來源情況確定承銷資格、承銷程序和承銷規則，由承銷團充分進行投標競價，此價格能比較準確地反映社會資金的供求狀況，兼顧籌資者的利息負擔和投資者的收益，使二者都能保持在大體合理的水平，從而使承銷機構承銷國債的風險性有所減小，以利于穩定國債發行市場。
（二）實現國債期限多樣化，提高國債發行頻率
我國國債發行市場品種逐步向多樣化方向發展，但國債期限仍以三年期以上居多，兩年及兩年期以下的國債寥寥無幾。國債多樣化可為中央銀行提供靈活的調控手段，即中央銀行可在公開市場上吞吐國債，而不僅僅以信用擴張來調節基礎貨幣的供應，從而能更有效地調節貨幣供求，進而能為財政信貸綜合平衡開辟一個新渠道，一定程度上也能防范國債風險的產生。國家應在建立逐步完善的國債發行電子網絡化的基礎上，結合財政政策和貨幣政策適時地發行不同期限和不同品種的國債，改變國債市場品種單一的狀況，實現國債期限多樣化，。同時，為及時彌補財政赤字和解決基本建設投資需要，應提高國債發行頻率，采取月度和季度均衡發行方式，隨時滿足投資者的需要，使國家及時足額籌集資金，使國債利率與市場利率保持協調，規避承銷機構在承銷中賣大戶、超發、增發國債等不規范行為。
（三）實行靈活的國債利息政策，使國債發行實現利率市場化
為穩定國債發行市場，發展國債交易市場，政府應該實行靈活的國債利息政策，實現利率市場化。國債利率應以市場資金供求狀況為主要依據，適當參照銀行存款利率來確定。首先財政部和人民銀行應在利率確定上進行深入研究。
既要考慮財政的籌資成本，又要有利于國債順利發行，還要考慮市場資金供求狀況。其次，在財政部發債期間，人民銀行要設法穩定利率，在國債發行之后，人民銀行調整利率時應充分考慮國債利率水平，財政部也要采取相應措施，最大限度地使國債利率與銀行存款利率保持相同的走勢。目前，我國國債發行采取浮動利率方式的技術條件還不夠成熟，不宜采用，可根據市場利率溢價、折價、平價發行國債，消除國債固定利率的種種弊端。第三，可利用新舊債券結合的方式穩定發行市場，即發債人在利率上調時為避免舊債提前兌付風險，可發生新債券，允許舊債持有者兌換新券或給舊券持有者一定的補差，使承銷機構有效避免由于利率波動帶來的風險和損失。
篇4
目前,我國發行的央行票據大多是三個月期或一年期的短期票據,而影響經濟實體的資本成本､進而影響資產投資和宏觀經濟的主要是長期利率,因此中央銀行能否通過調節央行票據的發行利率來對經濟實體產生影響,其關鍵在于央行票據利率作為貨幣當局可控制的短期利率,其與長期利率之間的關系如何｡只有長期利率與短期利率之間的關系穩定才能保證中央銀行能夠通過調節短期利率來影響長期利率､進而影響經濟運行｡因此,研究我國央行票據利率對長期利率的影響,具有一定的理論意義和現實意義｡
一､文獻綜述
理論上,描述長期利率與短期利率關系的經典理論是預期理論｡其主要內容是:本期的長期利率是本期短期利率與未來預期短期利率的平均值｡用公式可簡單表示為:
Rt(n)=1n(rt+Etrr+1+Etrr+2+…Etrr+n)公式(1)
其中,Rt(n)為t時點的長期利率,rt為t時點的短期利率,Etrr+1､Etrr+2､…Etrr+n為t時點對未來短期利率的預期值｡
貨幣政策可以控制短期利率,但進而如何對長期利率產生影響,取決于人們對未來貨幣政策的預期,即預期未來短期利率的變化方向和程度｡例如,貨幣當局針對通貨膨脹,在t時點上調本期的短期利率,即rt增加時,如果市場預期未來短期利率不變或繼續上調,則按公式(1)都會導致本期長期利率Rt(n)的上升,這種情況主要發生在通貨膨脹期及貨幣緊縮期的開始｡而當經濟處于通貨膨脹期及貨幣緊縮期的末端時,市場預期在本期短期利率rt上調之后,通貨膨脹會消除,甚至經濟衰退,為此貨幣當局在未來將降低短期利率,即Etrr+1､Etrr+2､…Etrr+n下降｡根據公式(1),本期的長期利率Rt(n)將有可能下降｡因此,綜合看來,短期利率的調整對長期利率的影響如何,取決于短期利率調節處于經濟周期的哪一部分,進而人們對未來貨幣政策的預期如何｡
關于短期利率對長期利率影響的定量研究,傳統方法是:將短期利率作為解釋變量,將長期利率作為被解釋變量,建立回歸模型｡如Cook and Hahn(1989)用美國聯邦基金利率對10年期國債和20年期國債利率進行回歸,結果表明在1974至1979年間,聯邦基金利率每上調1個百分點,將使得10年期國債和20年期國債利率上升0.13和0.10個百分點｡后來,一些學者和研究機構,如Miller and Russek(1991)､國際清算銀行(1994)等,引入某些宏觀變量,如GNP､政府赤字､未預期的通貨膨脹率等,與短期利率變量一起,建立對長期利率的回歸模型,并且還采用了一些新的計量方法,如協整､向量自回歸､誤差修正模型､Granger因果檢驗等等,得出的結論大部分仍然是短期利率與長期利率之間存在正向的影響關系,短期利率上調1%,長期利率平均會上升0.1%至0.3%左右｡近期的研究,則將短期利率對長期利率影響的研究,擴展到貨幣政策對整個利率期限結構的影響,如Peter Kugler(2002),Braun and Shioji(2006)等｡
關于我國的情況,盧遵華(2005)利用回歸､協整及因果檢驗等方法研究了三月期央票和一年期央票發行利率與中期利率(銀行間五年期國債利率)之間的關系;而牛玉銳(2006)則考察了央票發行數量與貨幣市場利率之間的關系｡本文的研究,不但檢驗央票利率對銀行間國債長期利率的影響;還檢驗了央票利率對交易所國債利率的影響｡因為盡管中央銀行票據是在銀行間債券市場上發行,但交易所債券市場的流動性和活躍程度都要高于銀行間債券市場,其對信息的反應狀況要快于銀行間市場(袁東,2004),因而考察央票利率對交易所國債利率的影響,有助于我們更深入地認識長期利率對短期利率的反應｡
二､數據和方法
中央銀行發行的央行票據有三月期､六月期､一年期及三年期等品種｡其中三月期和一年期票據發行頻率最高,目前基本上是每周二發行一年期央票､每周四發行三月期央票｡由于三月期央票的發行利率和一年期央票的發行利率高度相關(相關系數經計算達到0.93左右),且一年期央票在2003年8月至2004年2月之間暫停發行,而三月期央票自2003年4月底以來,基本上每周發行一次,因此為保持數據連續性和充分性,我們選擇三月期中央銀行票據為研究對象,研究周期從2003年5月6日開始,自2006年5月11日結束,共129期樣本數據,依次收集各次的發行利率,作為模型的解釋變量｡
關于作為被解釋變量的的長期利率指標,我們分別選擇銀行間債券市場和上海證券交易所國債市場的10年期國債利率｡利率數據來自于業界常用的紅頂債券分析系統,該系統采用樣條插值法將附息債券利率數據轉化為標準意義上的零息債券利率數據,被路透社及許多金融機構作為債券利率數據的提供商｡另外,我們還選擇了銀行間債券市場和上海證券交易所國債市場的5年期國債利率數據作為中期利率指標,研究央票發行利率對其的影響,以便與長期利率的反應進行比較｡
回歸模型的形式為:R(n)t+1=α+β?rt+εt
其中,rt為三月期央票的發行利率,R(n)t+1為三月期央票發行日后下一個交易日的長期(10年期)利率或中期(5年期)利率數據｡
三､結果與分析
在樣本期內,三月期央票利率和銀行間五年期國債利率､銀行間十年期國債利率的走勢如圖1所示｡三月期利率與交易所國債利率的走勢也大致相同,不再另附圖｡
圖1各期限利率的走勢由圖1中可見,在樣本期內的大部分時間里,三月期央票利率與銀行間國債的中期利率和長期利率的運行方向相同,只是在2004年上半年期間,中長期國債利率與央票利率的走勢明顯背離,三月期央票利率下降,而五年期和十年期利率仍然上行｡考察當時的市場環境,正是經濟過熱､CPI上升,市場普遍判斷會推出加息措施,預期未來短期利率上升,按照公式(1)所示的預期理論,導致長期利率走高｡
用央票利率對銀行間國債和交易所國債的中長期利率進行回歸,結果匯總見表1｡
表1央票利率對中長期利率的回歸結果
表1顯示出,總的看來,無論是銀行間國債還是交易所國債,央票利率對五年期和十年期利率的回歸系數β都顯著為正,央票發行利率每上調1個百分點,銀行間和交易所的五年期國債利率分別上升0.63和0.55個百分點;十年期國債利率則分別上升0.296和0.39個百分點｡央票利率對中期(五年期)國債利率的影響要大于對長期(十年期)國債利率的影響｡不同模型的R2表明,央票利率對中期國債利率變化的解釋程度在0.17以上,而對長期國債利率變化的解釋程度則最高只有0.09左右,說明長期利率的變化除了受央票利率的影響之外,具有更大的不確定性｡
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篇5
我國利率市場化改革的經驗表明，經由國債市場的發展來推進的利率市場化改革，是比較有效的改革路徑之一。十多年來的中國國債的市場化改革對利率的市場化改革起到了重要的作用。國債二級市場及其收益率的形成、國債一級市場引入競爭性的招標機制、國債回購利率的市場化、國債期貨交易的試驗等改革舉措，是我國利率市場化改革的重要內容，加快了改革的進程。近年來中央銀行開展公開市場業務引導市場利率，以及各種利率市場化改革措施的出臺，都為最后放開商業銀行的存貸款利率準備了基礎條件。但是，隨著中國金融體制改革的深化，利率市場化的進程逐步加快，中央銀行亟需確定一個市場基準利率來引導市場利率。
所謂市場基準利率，是在多種利率并存條件下起決定作用的利率，是金融市場上所有金融產品價格確定的重要參考依據，是人們公認的并普遍接受的具有重要參考價值的利率。目前，中國中央銀行對商業銀行的再貸款利率實際上起著基準利率的作用。但從現代市場經濟發展要求看，真正能夠成為基準利率的是國債市場的利率。
首先，從國際金融市場的一般規律來看，能夠成為基準利率的必須是流動性好的金融商品的利率。國債利率具備這一特點。國債有“準貨幣”之稱，變現力極強，它的價格形成與波動能夠靈敏地反映資金市場供求的變化，因而可以成為其他金融工具定價的基礎。誠然，國債利率也會受到通貨膨脹和到期風險的影響，但由于國債到期還本付息是一個固定額，在通貨膨脹率與利率變化可以預期的條件下，國債利率就自然成了基準利率的代表。實際上，美國、日本等市場經濟發達國家的市場基準利率就是國債利率，國債利率處于整個利率體系的中心環節，它的變動決定其他金融工具利率的變動。
其次，作為基準利率，必須能夠較好地反映不同期限的利率水平。國債利率也具備這一優點。在債券期限結構理論中，預期理論與市場分割理論從不同側面解釋了不同期限債券利率水平差異的原因。預期理論在債券具有完全替代性的前提下證明了債券利率差別的原因是期限的長短，即將長期利率等于債券到期之前未來短期利率預期的平均值。市場分割理論則在市場不完全性與不同期限債券不是替代品的前提下說明了各種期限債券利率取決于各種債券市場的供求狀況。期限結構理論與流動性升水理論則綜合了上述兩種理論，將長期利率等于債券到期之前未來短期利率預期的平均值加上反映不同期限債券供求狀況的期限升水，從而比較全面地解釋了不同期限債券利率差別的原因。非國債（如企業債券）不同期限利率的決定雖然也可以用以上理論解釋，但由于存在違約風險，因而無法用來決定利率的期限結構。而國債的發行主體是政府，一般不存在違約風險，其利率結構也就不受違約風險的干擾，因而可以較好地反映不同期限利率的差別，能夠成為基準利率的最好選擇。同業拆借利率雖然也是反映市場資金供求狀況的利率，在市場交易規模、交易者數目和規范化程度上與國債市場也有可比性，但同業拆借市場畢竟只是一個短期拆借市場，同業拆借利率也只是對短期利率有參考作用。國債市場則是提供短、中、長期不同期限債券種類的市場，可以反映不同期限的利率水平。
一旦國債基準利率形成，國債市場的發展對其他金融市場將產生巨大的影響。它不僅改變金融市場規模格局，而且還影響其他市場利率水平的確定，出現明顯的利率市場化的傳遞效應，其中影響最明顯的是銀行同業拆借市場和銀行存款市場。因為國債市場發展后產生的大量資金需求，首先會沖擊銀行同業拆借市場和銀行存款市場，結果必然是，在國債市場發展以及國債利率市場化的影響下，銀行同業拆借市場的利率市場化機制將更加完善，銀行存款市場也將逐步放松利率管制。
二、完善我國國債市場的建議與措施
完善我國國債市場，提高國債市場流動性，推進利率市場化是充分發揮我國貨幣政策效應的必要條件。目前，完善我國國債市場應從以下方面著手。
1、完善國債發行機制
（1）進一步規范滾動發行機制。擴大基準國債期限品種范圍，進一步健全滾動發行機制，使一級市場國債發行形成更加持續的發行利率曲線，也使一級市場國債招標價格更好地發揮對國債定價與估值的參考作用。
（2）嘗試推出國債預發行機制。為建立發行前債券價格揭示機制，規范一級市場債券分銷行為，借鑒國際成熟債券市場預發行做法，在中國國債市場嘗試進行國債的預發行操作。
2、優化國債期限結構和持有者結構
優化國債期限結構和持有者結構，增強國債市場的流動性，提高國債市場的調節功能。
（1）合理設計國債的期限結構。國債期限結構的形成往往是一個復雜的不斷變化的過程。政府必須兼顧自身與應債主體這兩方面的要求和愿望，同時考慮宏觀經濟條件和清償能力等因素，對國債的期限結構做出選擇。
（2）優化國債的持有者結構。國債持有者結構單一是我國國債市場的一大痼疾。這已在相當大程度上制約了我國國債市場的規范和發展。針對這種情況，提出以下幾點建議：第一，中央銀行持有的國債規模要加大，配合貨幣政策的運用，提高公開市場操作的傳導效果。第二，取消對商業銀行購買國債的某些限制，使國債成為商業銀行資產結構的重要組成部分。第三，促進現有養老保險基金等機構的發展并培育國債投資基金。這將有效地提高國債市場的參與程度，促進國債市場發行效率的提升。第四，允許國外投資者購買一定比例的國債。這既有利于我國利用外資政策的實施，又有利于調節國債持有者的結構。
3、大力培育機構投資者
目前市場交易主體還比較單一，現在銀行間債券市場的交易主體雖然己增加到900多家，但仍然主要是金融機構，非金融機構現在還很少進入這個市場，這樣就限制了這個市場的覆蓋面。在我國，商業銀行目前卻是債券市場的主要投資人。應大力發展非金融機構投資者進入國債市場，尤其是債券投資基金，由于債券投資基金具有專業投資和規模經濟的優勢，它們的投資風格更加穩健，有利于國債市場的健康平穩發展。
4、發展國債投資基金
國債基金有封閉式和開放式兩種基本形式，同一般的證券投資基金相比，國債投資基金是國家信用和非國家信用相結合的表現形式，國家信用是其存在的前提和基礎，國債基金的絕大部分資金是投向國債的，同其他類型的投資基金相比，國債投資基金具有信譽高、風險小、收益穩定的特點。
5、大力發展國債市場中介機構
（1）擴大一級自營商范圍，完善做市商制度，活躍國債市場。第一，擴大一級自營商范圍。我國中央銀行應在嚴格要求的前提下，積極創造條件，進一步擴大一級自營商成員，盡早讓一些業績好、信譽高的證券公司和信托投資公司加入到一級自營商隊伍中來。第二，完善做市商制度，擴大做市商隊伍。我國雖已經建立做市商制度，但由于制度不完善，導致報價券種偏少，很多債券不能及時報價或沒有報價，價格信息難以及時發現和披露。
（2）大力發展國債市場經紀人。一些國家的政府為了提高國債市場的流動性，非常重視經紀人業務。經紀人作為給交易商提供中介服務的機構，是連接交易商的重要媒介，經紀人本身不參與交易，只是將市場交易進行有效的配置，提供價格發現機制，提高交易的成功率。隨著我國國債市場的不斷發展和市場參與者的增多，直接交易不利于提高市場效率。目前我國同業經紀人只有一家，缺乏競爭和效率。因此，培養一大批活躍的經紀人隊伍對發展我國場外債券市場顯得尤為迫切。
6、建立統一、規范、分層次的國債市場體系
（1）一個競爭、有序、統一、高效的國債市場是央行公開市場政策利率傳導機制發揮作用的前提，在國債市場的建設中，當前應集中精力建立以銀行間債券市場為核心市場。繼續拓展完善銀行間債券市場，吸收各類金融機構投資者進入，以之作為批發債券市場。
（2）我國目前的國債流通市場呈現分割的狀態，銀行間國債市場和交易所國債市場各自存在。國債市場的兩個子市場之間既獨立運作又互相溝通。但市場交易具有連續性，人為地把不同交易主體分割到不同的市場，不利于擴大市場規模，完善市場機制。而且兩個市場價格差的存在也不利于管理層更好地把握宏觀經濟情況。因此，應逐步將兩個市場統一起來，促進國債交易在更廣的范圍內開展。健全國債交易的基礎設施，構建統一的國債托管結算清算系統，是統一流通市場的關鍵。
7、積極發展國債期貨市場
目前我國債券市場沒有衍生金融工具，在現有的交易體系和交易手段下，投資者無法有效地解決利率波動帶來的巨大風險，使得機構投資者難以進行避險與對沖操作，阻礙了其對債券市場的進一步參與。市場上投資者追漲殺跌，不利于債券市場的穩定。發展國債期貨等衍生金融工具市場，可以為投資者提供規避風險的有效手段，促進市場價格發現，對于長期進行大量債券投資的商業銀行、保險公司信用社、基金等機構投資者來說，十分重要。
篇6
一、引言
長期利率與短期利率之間的關系問題，一直受到貨幣政策制定者和金融經濟學家的強烈關注。在市場利率體制下，中央銀行可以較為直接和有效地控制短期利率；但影響經濟實體的資本成本，從而影響投資需求和宏觀經濟的主要是長期利率。只有長期利率與短期利率之間的關系穩定，才能保證貨幣政策當局能夠通過調節短期利率來影響長期利率、進而調節宏觀經濟運行。在現實中，短期利率與長期利率并不是同步變化的，有時甚至會出現走勢背離的現象。例如，2004年6月至，2006年6月期間，美國聯邦基金利率連續多次上調，而10年期國債利率卻持續下降近一年之后才小幅回升，這一現象被時任聯儲主席格林斯潘稱之為一個“謎”(Conundrum)。2008年以來，反映-歐元短期利率水平的2年周定期限互換(CMS)利率大幅度上升，而長期利率指標30年固定期限互換(CMS)利率則上升緩慢，使得長短期利率在2008年5月底首次出現了自歐元誕生10年以來的倒掛現象，并持續多日，由此導致掛鉤于歐元長短期利差的金融衍生理財產品出現巨額虧損，引起市場廣泛關注。
從我國的情況來看，隨著我國金融業改革的推進和金融創新的加快，貨幣政策正在從數量型調控向價格型調控轉變，以利率作為貨幣政策中介目標的要求越來越強烈，而順暢的傳導渠道是市場化調控手段得以有效實施的基本前提。理想的貨幣政策應該是中央銀行“舞動”收益率曲線的短邊，讓收益率曲線的長邊輕輕“飛揚”，從而通過利率期限結構的變化，對中長期利率乃至利率的風險結構產生影響。彭興韻、施華強(2007)的實證研究表明，我國貨幣市場利率對貨幣政策操作具有一定的反應，但反應并不持久。而本篇論文的研究目的，則是進一步考察貨幣政策傳導的后半部分，即貨幣市場短期利率對以長期國債利率為代表的資本市場利率的影響。盡管我國目前國債市場存在期限結構不夠完備、市場流動性有待提高等缺陷，但隨著國家大力發展債券市場步伐的推進，長期國債利率在市場利率體系中的地位越來越重要，對貨幣市場短期利率與長期國債利率之間的關系進行前瞻性的研究顯然是十分必要的。
本文主要從以下兩點擴展了對我國長短期利率之間關系的考察：第一，現有研究成果較多地以銀行間同業拆借市場或者國債回購市場不同期限利率之間的關系為研究對象，而本文則重點考察中央銀行票據發行利率(以下簡稱央票利率)對長期國債利率的影響；其次，本文將反映通貨膨脹因素與債券市場資金面因素的指標引入到長短期利率關系的實證研究中，并且采用向量自回歸(VAR)模型及脈沖響應函數等計量方法，從而有助于得出較為全面而穩健的結論。
二、長短期利率關系的國際表現
上個世紀90年代初，美國放棄了原來的以貨幣供應量為中介目標的貨幣政策操作框架，轉而實行以聯邦基金利率為中介目標。聯邦基金利率主要是指商業銀行之間隔夜拆借資金的利率，美聯儲瞄準并調節聯邦基金利率，進而影響商業銀行的資金成本并且傳遞給工商企業，進而影響消費、投資和國民經濟。10年期國債利率是理論研究和市場分析中最常用的長期利率指標。兩者在1990年1月至2009年6月期間的月度變化情況如圖1所示：
對于歐洲的情況，我們選擇一直為市場所關注的歐元2年期固定期限互換利率(Euro-CMS-2Y)與30年期固定期限互換利率(Euro-CMS-30Y)分別作為短期利率和長期利率的代表。自1999年1月開始至2009年6月期間的月收盤利率的變化情況如圖2所示：
由上兩圖可見，無論是美國還是歐元區，短期利率指標和長期利率指標基本呈同步變化。而且，在大部分時間里，短期利率低于長期利率。這也符合經濟學原理：長期投資者把資金鎖定在相對更長的時間段內，因而往往要求較高的回報來彌補他們放棄投資資本的其他用途的權利。但也有一些階段，短期利率與長期利率的走勢出現非同步變化。例如，美國在2004年6月至2006年初，歐元區在2005年中期至2007年初、以及2008年上半年，都出現了短期利率持續上升，而長期利率反應遲緩、上升幅度遠遠小于短期利率的情況，并由此使得短期利率逐漸接近甚至超過長期利率、出現利率倒掛的現象。而自2008年中期以來，美國和歐元區短期利率下降幅度遠遠超過長期利率的下降幅度，長短期利差擴大。
三、長短期利率關系的實證研究綜述
關于短期利率與長期利率關系的定量研究，主要有兩大類方法：一類是將長期利率作為被解釋變量，將短期利率及其它一些因素，如經濟增長、未預期的通貨膨脹率等作為解釋變量，建立多因素的單方程回歸模型。另一類是不再先驗地、單方向地考察短期利率、宏觀經濟變量等對長期利率的影響，而是將短期利率、長期利率、實體經濟指標、通貨膨脹率指標、以及其它貨幣政策指標(如貨幣供應量)等作為一個向量，共同納入到一個向量自回歸(VAR)系統，進而利用方差分解、脈沖響應函數等計量技術，考察各宏觀經濟變量、短期利率、長期利率之間可能存在的雙向的相互影響關系。這兩類方法的研究結論大都表明短期利率與長期利率之間存在正向關系，但這種關系也受到經濟增長、預期通貨膨脹率等宏觀因素的影響。如果從短期利率對長期利率的影響程度這一指標來看，表1給出了一些研究文獻的結論。
由上表可見，采用VAR方法得到的短期利率對長期利率的影響程度要遠遠小于采用單方程模型得到的影響程度，一些文獻，如Evans and Marshall(1998)，Berument and Froyen(2006)，Berument andFroyen(2009)等甚至認為，當引入一些宏觀變量時，長期利率“實質上不受貨幣政策調節短期利率行動的影響”。
在國內關于長短期利率之間關系的實證研究中，有的選擇貨幣市場上的長短期利率指標，如唐齊鳴和高翔(2002)，石柱鮮、孫皓和鄧創(2008)，采用銀行間拆借市場上的較短期限(1天或7天)利率作為短期利率指標，而將較長期限(120天)利率作為長期利率指標；李彪(2006)選擇交易所國債回購市場上的7天和120天利率分別作為短期和長期利率指標；采用單方程協整檢驗的方法，結果均表明短期利率與長期利率之間的關系符合利率期限結構預期假說。顯然，這些
文獻的缺點是對長期利率指標的定義區間太短，不足以真正揭示長短期利率之間的關系。
有的文獻選擇來自于不同市場的長短期利率，如吳丹，謝赤(2005)分別以銀行間國債市場1月期利率和5年期利率作為短期和長期利率指標；郭濤、宋德勇(2008)以官方確定的一年期貸款基準利率和上交所10年期國債利率作為短期和長期利率指標；則檢驗結果顯示短期利率對長期利率的影響不顯著或者影響程度相當低。這一現象對于采用央票利率作為短期利率指標，并且在模型中引入宏觀變量時，是否仍將存在?造成這一現象的原因以及政策含義是什么?本文對此加以探討。
四、我國長短期利率關系的實證分析
(一)數據描述與表現
盡管SHIBOR(上海銀行間同業拆放利率)是央行公開強調要大力培育的市場基準利率，但由于Shibor是于2007年1月4日才正式向外公布，樣本期較短；而且經常因大盤新股發行等原因而出現大幅度波動，因此本文只以央行票據發行利率作為體現央行貨幣政策調控意圖的短期利率指標。自2003年4月以來，央行票據有三月期、六月期、一年期及三年期等品種。其中=三月期和一年期票據在大部分時間里保持每周發行一次的頻率。為此，我們收集2003年4月至2009年6月期間，所有3月期和12月期中央銀行票據的發行利率數據。
由于近些年來交易所國債市場的規模已經遠遠小于銀行間國債市場，因此我們選擇銀行間國債市場10年期國債利率作為長期利率指標。利率數據來自于業界常用的紅頂債券分析系統，該系統采用樣條插值法將附息債券利率數據轉化為標準意義上的零息債券利率數據，被路透社及許多金融機構作為債券利率數據的提供商。
圖3給出了在樣本期內，我國3月期央票利率、12月期央票利率以及10年期國債利率月度均值的變化情況。
由圖3可見，在樣本期內的大部分時間里。以3月期和12月期央票利率為代表的短期利率與10年期國債利率的運行方向相同；但也有一些階段，短期央票利率與長期國債利率之間的走勢出現非同步變化。例如，在2004年上半年，三月期央票利率下降，而十年期國債利率仍然上行。考察當時的市場環境，正是經濟過熱、CPI上升，市場普遍判斷會推出加息措施，預期未來短期利率上調，導致長期利率走高。自2005年中期以來，隨著2004年宏觀調控政策效果的逐步顯現，經濟實現了平穩著陸。投資者對經濟過熱和升息的預期逐步減弱。與此同時，人民幣升值預期引起的外匯占款大幅增加，M2過快增長，市場資金充裕，流動性過剩的問題逐步顯現，在股票和基金市場火爆到對債券市場資金產生分流作用的情況下，寬裕的市場資金量壓制了長期利率的上行，使其在央票利率持續走高的情況下，升勢緩慢。2008年11月以來，央行宣布暫停1年期央票發行，并大量釋放流動性，同時“4萬億元經濟刺激計劃”，的大量長期基礎設施建設也暗示未來長期債券將大量發行。在未來長債將巨量供給、短期的大量貨幣投放導致長期存在較大通脹壓力的情況下，長期債券利率的下降幅度遠遠小于3月期央票利率的下調幅度。
綜合上述分析，為了對長短期利率之間的關系進行更全面、穩健的檢驗，有必要在研究模型中，引入通貨膨脹率、資金面等宏觀因素。為此，我們采用CPI作為通貨膨脹率指標。另外，由于商業銀行一直是長期債券市場主要的投資機構，因此我們用金融機構人民幣存貸差指標(CDC)來反映長期債券市場上的資金面松緊程度，并且對存貸差數據求自然對數，以消除可能存在的異方差現象。所有的數據均為月度數據。理論上講，通貨膨脹率的攀升將會推動長期利率上漲：而存貸差的增大，意味著長期債券市場的資金充裕度提高，對長期債券需求的增大將壓低長期利率。
(二)VAR模型及估計結果
為了防止偽回歸問題的產生，在進行實證分析之前，我們采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法對變量的平穩性進行單位根檢驗。根據各組數據的時序圖，以及單位根檢驗方程中截距項和時間趨勢的系數顯著性來判斷ADF檢驗模型形式設定的合理性。滯后階P的確定是基于最小信息準則(SC)由E－views5.0軟件自動確定。檢驗結果表明，所有變量在水平層面上都是非平穩的，而在一階差分層面上是平穩的。由此，我們可以認定這些變量都是一階單整的，即I(1)過程。
由于各變量均為一階單整序列，因此，我們采用向量自回歸模型來對長期利率、短期利率及宏觀變量之間的關系進行檢驗。Sims(1980)提出的向量自回歸技術為解決分析系統中變量之間的同時性問題、分離各變量對自己和其他變量沖擊的動態反應提供了比較好的方法，被廣泛應用于諸如貨幣政策效應的估計以及沖擊一反應模擬等。彭興韻、施華強(2007)利用向量自回歸模型考察了貨幣政策操作對貨幣市場利率的影響；本文采用類似方法，進一步研究貨幣市場利率與長期國債利率之間的關系。
VAR模型的一般形式為：
其中，根據短期利率所選指標的不同，向量分別為[LRate,YP3,CPI，CDC和[LRate,YPI2,CPI，CDC，、、是待估的系數矩陣，p為滯后階數，為誤差向量。VAR模型中，每個方程可以用OLS估計，無需隨機擾動項序列不相關的假定，任何序列相關都可以通過加入的滯后項解決。
為了恰當地估計VAR模型，需要正確的確定模型的滯后期。我們根據研究中通用的AIC準則和SC準則，并考慮模型的自由度來確定無約束VAR模型的滯后階數為1期。為節約篇幅，我們只列出對本文最重要的向量自回歸模型的參數。
由表2可以看出，無論是采用3月期央票利率、還是12月期央票利率作為短期利率指標建立向量自回歸模型，其在短期內(滯后一期值)對長期利率的影響極為微弱，未通過顯著性檢驗(t值只分別為0.0041和0.053)；而且，除了長期利率自身的滯后一期值對其變化的解釋效果較好(t值比較大)之外；通貨膨脹率(CPI)滯后1期值的回歸系數顯著為正(t值分別為2.242和2.299)，表明前期通貨膨脹率的升高，將導致本期長期利率的上漲；而金融機構存貸差變量前的系數顯著為負(t值分別為－2.809和-2.459)，這也證實資金面的充裕程度與長期利率之間存在顯著的負向關系，資金面越充裕(金融機構存貸差越大)，對長期債券的需求將壓低長期利率。后面的判定指標表明模型整體擬合效果良好。
進一步，為了更清楚地描述通貨膨脹因素、資金面因素、短期利率作用于長期利率的動態特征。我們引入脈沖響應函數圖和方差分解表進行計量分析。脈沖響應函數(IRF，Impulse Response Function)刻畫了一個變量的隨機擾動項的沖擊對每個內生變量當期及以后各期的影響。圖4和圖5顯示了短期利率指標分別采用3月期央票利率和12月期央票利率時，長期利率LRate對CPI、金融機構存貸差(CDC)及短期利率指標一個單位標準差沖擊的響應軌跡。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位：月度)，縱軸表示脈沖響應函數值。
篇7
貨幣政策傳導的利率渠道，是指央行對短期利率進行有效直接的控制并傳導到長期利率，進而改變經濟實體的資本成本，影響總支出。在這一過程中，貨幣政策是否有效很大程度上取決于短期利率與長期利率之間的傳導是否穩定。早期的研究，如Mankiw和Summers（1984）、Cook和Hahn（1989）、Edelberg和Marshall（1996）等的研究顯示，美國聯邦基金利率與中長期國債利率之間呈現穩定的同向關系。但Thornton（2010，2014）的研究顯示，早在20世紀80年代后期，美國聯邦基金利率與中長期國債利率變化之間的聯動性就已經有較大程度的減弱，美聯儲對利率變化的調控能力可能被夸大，進而指出貨幣政策不應該過分倚重于利率傳導渠道。C?mert（2012）的實證檢驗表明，美國聯邦基金利率與長期利率自2001開始即呈逐漸脫鉤的跡象，美聯儲對長期利率的控制能力減弱。Demiralp和Y?lmaz（2012）發現短期利率變動向長期利率的傳導效應具有非對稱現象，在貨幣緊縮期時長期利率對短期利率的反應更加強烈；Papadamou（2013）采用非Τ莆蟛钚拚模型進行的實證檢驗顯示，中央銀行貨幣政策的透明程度對于短期利率向長期利率的傳導效果有很大影響。
近些年來，國內學者對我國短長期利率傳導關系的穩定性也進行了一些有益的探索。張雪瑩等（2010）的研究顯示，與CPI及市場資金面因素對長期利率的影響程度相比，短期央票利率對長期國債利率缺乏有效的影響。董睿琳（2011）的研究也表明，我國短期利率對長期利率的影響微弱，利率間缺乏有效的傳導機制。周學東等（2015）運用DCC-GARCH模型研究我國短長期利率聯動關系及其穩定性，結果表明，我國短長期利率聯動性比美國弱、但比美國穩定，說明我國短期利率到長期利率的傳導阻滯較大，但可控性尚好。王海慧和李偉（2015）以銀行間市場1年期和10年期國債利率為對象研究利率的傳導效應，在構建了能夠反映國債利率期限傳導效率的變量基礎上，從貨幣政策預期、國債流動性、國債規模和平均期限等方面，對近年來國債利率期限傳導效率有所減弱的原因進行了分析。馬駿等人（2015）以隔夜SHIBOR和7天加權拆借回購利率為短期利率的代表，用簡單線性回歸方法，研究其對各期限國債收益率的影響，結果顯示與其他國家（美國、韓國、英國和印度）相比，我國短期利率變化對中長期收益率的影響程度相對較弱，與其他四國的平均值相比，我國各期限國債收益率對短期利率的敏感性約低30%。
上述文獻只考察了一段時間內短長期利率間的傳導關系，本文將采取滾動回歸等方法揭示短長期利率傳導關系的動態變化特征，并通過DSGE模型分析短長期利率關系變化對貨幣政策反應和貨幣政策效果的影響。
短長期利率關系的動態變化特征
本文首先借鑒馬駿等人（2015）的做法，通過簡單的回歸分析，初步考察短期利率與長期利率之間的傳導關系：
其中，表示隔夜Shibor數據；示長期利率1；β系數值反映了短長期利率的傳導效率，即短期利率上升1個百分點，長期利率上升的幅度為β個百分點。β值較低時，說明短期利率和長期利率之間存在傳導阻滯。為了全面反映短長期利率關系，本文分別用1年、5年和10年期的國債到期收益率代表長期利率。受隔夜Shibor數據的限制，數據樣本為2007年1月至2016年11月的日度數據2。回歸結果見表1和圖1。
傳統理論認為，當短期利率上升時，市場參與者預期未來短期利率會上升，從而由短期利率所決定的長期利率也會上升，但同時短期利率的上升會使參與者預期未來通貨膨脹率降低，在以上兩方面的作用下，長期利率上升幅度會小于短期利率。因此在大部分時期內，短期利率對長期利率的影響小于1。表1結果顯示，在不考慮其他因素的情況下，除2016年外，我國短期利率（隔夜Shibor）變化會對各期限國債收益率產生顯著影響，這種影響程度隨著國債期限的延長而逐漸減弱。2007―2016年間全樣本回歸的結果顯示，Shibor每上升1個百分點，1年期國債收益率上升0.69個百分點，5年期國債收益率上升0.366個百分點，而10年期國債收益率受到的影響最小，僅上升0.230個百分點。值得注意的是，隔夜Shibor對于各期限國債收益率的影響還具有時變特征。圖1顯示，Shibor對各期限國債收益率的影響效果走勢大致相同；在2007―2009年間，短期利率Shibor對各期限國債收益率的影響呈現上升趨勢；2009年以后，各期限國債收益率對于Shibor的敏感性都明顯下降，短期利率向長期利率傳導的效率明顯降低。2007到2009年間，隔夜Shibor對1年、5年和10年期國債收益率的影響系數均值分別為0.784、0.81和0.614，而2010年至2016年期間則下降到0.275、0.097和0.059。
為了更準確地描述短長期利率關系的動態變化特征，本文在上述簡單回歸模型的基礎上引入銀行間市場國債流通總額（VOL）、金融機構人民幣貸款余額與存款余額比例（DCB）以及通貨膨脹率（CPI）這三個宏觀變量作為控制變量。根據Fan et.al（2013）的研究，金融機構人民幣貸存比變量反映國債需求因素；銀行間市場國債流通總額則代表國債供給因素。而收益率曲線的斜率主要由實際利率變化和預期通貨膨脹率變化兩方面組成，進而引入CPI作為控制變量。構建多元回歸模型如下：存比越高，可用于購買債券的資金數量即債券的市場需求越低，各期限國債利率越高。國債流通總量（VOL）對5年和10年期國債收益率的影響顯著為負，這也印證了國債供給增加會降低國債價格，使國債收益率上升。以上結果說明，即使在引入宏觀經濟因素和國債市場供求變量的情況下，短期利率仍然是長期利率變化的重要影響因素。
本文借鑒Thorn（2010）的做法，采用滾動回歸（Rolling Rregression）的方法進一步考察短長期利率關系的時變特征。滾動回歸是指在整個時間序列樣本中多次選取出連續一系列的小樣本分別回歸，具體做法是固定每次抽取樣本觀察值的個數，允許小樣本的起始時間值（或終點值）向前推移，使得每次抽取的樣本和回歸結果都隨時間而變化。具體而言，本文將1年、5年和10年期國債利率分別作為長期利率指標，仍然采取模型（2）中的變量，從2007年1月開始進行滾動回歸，每次抽取的樣本個數為36個，即第一次回歸樣本是2007年1月至2009年12月，第二次為2007年2月至2010年1月……以此類推，受數據所限，最后一次樣本為2013年12月至2016年11月，總共進行3組、每組84次多元回歸，得到引入控制變量情況下，Shibor隔夜利率對1年、5年和10年期國債利率影響系數及顯著性檢驗統計量（t值）的月度變化情況，分別如圖2所示。
滾動回歸的圖示結果進一步表明，我國短長期利率關系具有明顯的時變特征。隨著樣本期的改變，Shibor變量前的系數有明顯變化，2011年前后1年、5年和10年期國債收益率對Shibor的敏感性都明顯下降，且影響系數在統計意義上不顯著，這也說明我國短長期利率的傳導效果穩定性較低。尤其是近年來，Shibor對5年、10年期國債利率的影響系數都在0附近徘徊，多數樣本期內的影響系數甚至變為負值，短長期利率變動方向出現背離。這種現象可能與債券發行期限結構不合理、債券市場的流動性不足、衍生工具市場不發達、某些金融機構的市場準入受限等因素有關（馬駿，2015）。
短長期利率關系變化對貨幣政策的影響
本文進一步通過動態隨機一般均衡（DSGE）模型，分析短長期利率傳導關系的時變特征對于貨幣政策的制定和效果有何影響。根據Schorfheide（2008）、Bhattarai et al.（2014）和Galí（2015）等的做法，一個基本的新凱恩斯主義DSGE模型的對數線性化形式可表示如下：
其中，（3）式為家庭部門行為最優化及商品市場出清條件下得到的IS曲線方程，表示本期產出缺口受未來產出缺口和未來真實利率水平的影響3，和分別表示名義利率和未來預期通貨膨脹率，為需求沖擊。（4）式為菲利普斯曲線方程，表示本期通貨膨脹率的變化取決于本期產出缺口及未來預期通貨膨脹率的變化，為產出缺口對通貨膨脹率的影響系數，為貼現因子，為Calvo價格粘性系數，為成本推動（cost-push）沖擊。（5）式為貨幣政策規則，和分別為貨幣政策利率對產出缺口和通貨膨脹率的反應系數。為貨幣政策沖擊。
如Boivin等（2010）、Kiley（2014）指出，上述形式的理論框架存在的問題是沒有對短期利率和長期利率進行區分。（3）式描述家庭部門總需求的IS方程中所采用的利率與（5）式貨幣政策規則中的利率相同。但顯然如前文所述，在貨幣政策規則中，中央行直接調控的是短期利率，而直接對總需求有較大影響的應該是長期利率4。為此，本文借鑒Genberg（2008）的做法，將IS方程和貨幣政策規則所用的利率分別用和加以區分，對應為長期利率和貨幣政策短期利率，并引入短期利率與長期利率的傳導方程；由此修訂后的模型框架表示如下：
IS方程：
菲利普斯曲線方程：
貨幣政策規則：
描述短長期利率關系的傳導方程：
另外，按照大部分文獻的處理方法，假設模型的三個沖擊來源：總需求沖擊、成本推動沖擊和貨幣政策沖擊均服從外生的一階自回歸過程，即、和 ，其中、和為自回歸系數，干擾項、和服從均值為0，方差為、和的獨立同分布過程。由于本文的主要目的是用數值模擬反映短長期利率傳導系數對貨幣政策的影響，因此不進一步討論模型參數設定的擬合，而直接借鑒Schorfheide（2008）、Galí（2015）等大多數經典文獻的做法，將模型中的各參數分別設定為：，，Calvo價格粘性系=0.75，，，=表示中等程度的持久性沖擊。為考察短長期利率關系對貨幣政策效果的影響，本文采用比較靜態方法，分別將短長期利率關系方程（9）中短期利率的系數β設定為0.1、0.3和0.6，在此基礎上模擬產出和通貨膨脹率對貨幣政策沖擊的脈沖響應結果。圖3分別顯示了貨幣政策利率上升1%的情況下，產出和通貨膨脹率偏離各自穩態值的百分數。
由圖3可見，與大多數研究文獻一致，在貨幣政策短期利率上升的沖擊下，家庭消費和企業投資的機會成本上升，經濟主體因而減少消費和投資，產出和通貨膨脹率均在短期內迅速下滑；但需求不足導致物價水平下降，實際成本的下降會促使企業擴大生產、居民消費回升，由此帶動產出和通貨膨脹率逐漸回升并恢復到穩態水平。顯然，對比不同參數下的調整過程可知，短長期利率關系方程中，短期利率對于長期利率的影響系數β越高，貨幣政策利率上升對于產出和通貨膨脹率所帶來的影響越大，貨幣政策調整的效果就越有效。而從另一個角度看，面對總需求沖擊或者成本推動沖擊，短長期利率的影響系數β不同，貨幣政策利率需要做出調整和反應的幅度也應有所不同。圖4分別模擬了成本推動和總需求出現一個單位的正向沖擊時，貨幣政策短期利率在不同β情況下的反應。由圖中可見，當短期利率和長期利率之間存在一定的粘性和傳導阻滯（β較小）時，為應對通貨膨脹上升和需求擴張，貨幣政策短期利率需要有更大幅度的上升。
總結和啟示
本文利用中國市場2007年1月至2016年12月的數據，研究Shibor隔夜利率與1年、5年和10年期國債收益率之間的關系，以考察短長期利率的傳導效果，并進一步在DSGE模型的框架下，分析短長期利率關系變化對貨幣政策的影響。單變量回歸以及加入控制變量的滾動回歸結果表明，我國短期利率變化會對各期限國債收益率產生顯著影響，且不同期限國債收益率對Shibor變動的敏感性不同，期限越長，Shibor對于其收益率的影響力度越弱；另外，Shibor對于各期限國債收益率的影響還具有時變特征，具體表現為其影響系數隨著樣本時間點的推移有明顯的變化，2009年以來后短長期利率的傳導效果明顯下降。DSGE模型分析結果表明，短長期利率傳導效率的下降，一方面會造成產出缺口和通貨膨脹對貨幣政策沖擊的響應程度下降；另一方面，短長期利率傳導效率較低時，在面臨總需求沖擊或者成本推動沖擊的情況下，貨幣政策利率需要做出更大幅度的調整。
本文的研究結果對于我國中央銀行制定和實施貨幣政策具有一定啟示意義。首先，中央銀行應當重視短長期利率的調整變化關系。現階段我國短長期利率的聯動性較弱，利率期限結構不夠完善，中央銀行應密切關注短長期利率的聯動性，確保中央銀行政策利率順暢傳至長期利率，從而確保政策利率功能的發揮。為實現利率的順暢傳導，需要加快發展債券市場，提高市場的深度和廣度，擴大債市規模，豐富債券品種，進一步增強債券市場的流動性。活躍的債券市場將提高市場有效性，確保貨幣政策傳導機制的通暢。其次，未來應考慮能否將中長期利率納入貨幣政策工具。當短期利率已經沒有下調空間或者短期利率向長期利率傳導發生阻滯時，可以考慮使用中長期利率進行調控。[本研究得到國家自然科學基金“政府債務對貨幣政策的影響――基于利率傳導渠道的研究”（71573155）的資助]
注：
1.我們也采用7天回購利率的加權平均作為短期利率指標，進行了單變量、多變量及滾動多變量回歸，結果顯示與Shibor的回歸結果無明顯差異，因此后文不再贅述。本文所使用的長期利率指標1年、5年和10年期國債收益率數據取自中央結算公司的中債國債收益率曲線。
2.數據來源于Wind資訊，由于部分日期的Shibor是異常值，本文剔除了這樣的數據。
3.本文用表示變量的對數線性化形式；表示其穩態值。由數學知識可知，近似地等于變量X相對于其穩態值的偏離。
4. Mishkin（2007），Mohanty and Rishabh（2016）指出家庭住宅需求主要受長期融資成本的影響。
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篇8
作為財政政策與貨幣政策的有效“結合點”，國債發行為貨幣政策有效實施創造了條件，也對現行的貨幣政策產生較大影響。然而，它是怎樣影響區域內貨幣政策執行的，如何進一步完善國債發行，充分發揮其貨幣政策功效？帶著這些問題，我們對湖南岳陽國債發行及其對貨幣政策的影響情況進行了調研。
一、岳陽市轄內國債發行的主要特征
（一）從國債發行方式看：憑證式國債占比較高，記賬式國債占比較低。通過轄內有承銷資格的四家國有商業銀行、交行及郵政儲蓄網點向社會投資者發行的，具有安全可靠、操作方便和個人儲蓄性質等特點的憑證式國債，一直為個人投資者所青睞，今年6月末該國債余額占全轄國債余額的68%.而通過下列途徑發行的記賬式國債僅占轄內國債余額的32%.一是通過證券公司向社會投資者發行的記賬式國債占國債余額的1.4%.由于投資者認為證交所發行的國債與股票一樣存在較大風險，表現出較淡的市場需求。二是通過剛剛起步的銀行柜臺交易系統向社會投資者發行的記賬式國債占全轄國債余額的0.01%.三是通過銀行間債券市場向有資格的法人金融機構發行的記賬式國債占全轄國債余額的30.59%.岳陽轄內只有岳陽市商業銀行和岳陽市農村信用聯社經營此業務。由此可見，岳陽市國債發行主要以不可上市流通的憑證式國債為主，記賬式國債對個人投資者而言還比較陌生，整個國債發行市場流動性較弱。
（二）從國債認購偏好看：憑證式國債出現滯銷，商業銀行被動持有；記賬式國債被金融機構看好，而難被個人投資者認可。近年來，在銀行柜臺，有儲蓄存款、保險、基金等金融產品供個人投資者選擇。據調查，銀行“鴻泰”等投資型保險業務手續費高達2.5%，比國債手續費高，個人投資者投資這種保險除不交利息稅和擁有固定收益外，每年還參與分紅，整個收益比儲蓄存款利息高；基金發行手續費一般為1%，收益率最高時可達10%，加上受去年以來市場升息預期的影響，憑證式國債發行遇到了一些困難，銀行被動持有國債比例呈上升趨勢。2001年至今年6月，轄內金融機構被動持有憑證式國債占當期銷售任務的比例分別為1.27%、7.45%、7.1%和8.33%.而記賬式國債以其較強的變現能力和收益投機被金融機構看好，但個人投資者因心理障礙、交易手續繁瑣、宣傳不到位等多種原因，對記賬式國債需求不足。由此可見，岳陽市國債認購主體參與不充分，認購偏好明顯。
（三）從國債發行期限結構看：中期限國債占比高，短、長期限國債占比低。轄內3-5年期國債占國債余額的96%，而短期（如3、6、9個月等）和長期（如10、20年等）國債幾乎為空白。這種期限結構，一方面容易造成償債高峰，另一方面又難以滿足國債持有者對金融資產多樣化需要。
（四）從國債發行利率水平看：利率相對固定，一般高于同期儲蓄存款利率。憑證式國債發行利率是比照銀行存款利率設立，除免征利息稅外，還高出同期儲蓄存款利率1-2個百分點，記賬式國債利率一般采取競價發行，但利率水平一般高于普通存款利率。由此可見，作為“金邊債券”的國債利率水平不符合收益與風險對等原則。
（五）從國債持有者結構看：個人持有者占比較高，機構持有者占比較低。2004年6月末，轄內國債個人持有與機構持有比為69：31.
基本結論：國債發行至今，明顯地表現為過多的財政籌資功能，國債市場具有初級的、不完備的、缺乏貨幣政策操作影響力的特征。
二、國債發行對貨幣政策的正負效應
目前的國債發行狀況對貨幣政策的影響已初露端倪：
從積極效應看，主要體現在：
（一）國債發行為法人金融機構加強資金管理提供了契機，為貨幣政策執行創造了條件。在經濟不很發達的岳陽區域內，由于有效信貸需求不足、貸款終生責任制、高比例的不良資產、社會信用低下等約束，轄內法人金融機構普遍出現存差，國債便成為其相對富余資金的投資對象。2000年以來，轄內法人金融機構持有國債量以年均12%速度遞增，今年6月末，其擁有國債占總資產比重為3.2%，國債已成為法人金融機構二級儲備的重要資產，當其在經營過程中出現臨時性資金缺口，產生流動性需求時，則通過國債回購融通資金，達到資金流動性管理目的。據調查，岳陽市商業銀行從1998年參與銀行間市場以來，平均每2天進行一次市場操作，平均交易金額2500萬元，備付率比1998年下降了3個百分點。此外，國債投資收益率雖然不是很高，但沒有壞賬風險，所需人力和設備成本低于貸款，因此，其實際收益還是豐厚的。2003年轄內法人金融機構實現國債收益1008萬元，國債平均收益率3.88%，比同期超額存款準備金利率1.89%多1.99個百分點。與此同時，隨著金融機構持有和交易國債量的增加，中央銀行通過公開市場操作國債的量也相應增加，意味著央行能夠更多地影響市場資金流量和流向，達到調節市場利率和貨幣供應量的目的。
（二）國債建設項目所需配套資金，拓寬了貨幣政策傳導的信貸渠道。國債建設項目往往需要銀行配套資金，對銀行而言，這也在一定程度上拓寬了資金投放的渠道，從而使自身資產質量得到優化。1998年以來，岳陽市全轄區累計發放國債項目貸款6.9億元，今年6月末貸款余額為4.9億元。其中，岳陽中行于2000年對洞庭湖大橋項目發放貸款3.65億元，占項目總投資的42.44%，該筆貸款占該行當年新增貸款的35%，利息占該行當年利息收入總額的18%.
（三）國債資金投放增加了區域內貨幣供應量，有利于央行對區域經濟的宏觀監控。1998年以來，岳陽轄內共使用國債資金35.3億元，其中2001-2003年，中央財政通過國債項目向轄內投放資金分別為42401萬元、71052萬元和21395萬元，分別比同期國債發行凈額多35056萬元、56367萬元和4605萬元，體現為轄內貨幣供應量的增加。國債的金融機構認購者一般使用超額準備金或中央銀行再貸款認購國債，當這部分國債資金通過財政向社會投放時，形成了財政投資的乘數效應，派生存款增加，貨幣供應量也隨之增加。加之，購買國債的群體大部分為高收入人群，他們用不準備即時消費的儲蓄存款購買國債，意味著M2的減少，當這些資金用于國債項目，相應增加了居民手持現金或企業活期存款，意味著M1的增加，這時市場貨幣流動指標M1/M2上升，貨幣總額中用于交易的部分相對增加，基層央行通過貨幣政策“窗口”指導作用，對區域性信用總量及其結構進行引導和監控，從而有效拉動投資需求，促進地方經濟的發展。
從負面效應看，主要體現在：
（一）國債籌集資金的來源大部分來自銀行存款，導致貨幣政策所能影響的資金減少。據調查，岳陽市國債發行資金約有80%來源于金融機構存款，直接導致的是銀行存款下降，從這個角度講，國債發行量迅速增大的同時，貨幣政策所能影響的資金減少。
（二）現行的國債發行利率制度在一定程度上削弱了央行利率政策效果。現行國債發行制度導致一級市場只賺不賠，居高不下的收益率替代了市場利率，這種缺乏彈性的國債利率機制，既不利于反映社會資金供求狀況，也不利于運用國債利率政策靈活地調節貨幣流通與經濟運行。
（三）國債項目建設工期長，收益性較差，地方配套資金不到位，給銀行配套貸款帶來了一定風險，一定程度上降低了貨幣政策執行效率。突出反映在：一是地方配套資金到位不足，影響了國債項目配套貸款綜合效益的提高。從調查情況看，由于地方財力制約，配套資金基本不能到位，給銀行貸款增加了壓力。二是國債項目投資規模大、建設周期長，潛伏著一定的信貸風險。在國債項目銀行配套貸款中，5年以上的長期貸款占到80%，影響信貸資產安全的不確定因素和各種變量增多，隱含著貸款風險。三是信息傳導機制不完善，制約了銀行配套貸款的發放和管理。由于國債項目缺乏系統化管理，國債項目單位和貸款銀行之間缺乏有效的溝通和配合，影響到配套貸款的發放和管理。四是國債項目大部分是基礎設施建設，雖然社會效益明顯，但經濟效益短期內難以見效，銀行對這些項目貸款興趣不大。據調查，岳陽轄內金融機構只對全轄32個國債項目中的9個發放了信貸配套貸款，投放信貸資金占全部國債資金的19.55%，其中40.13%的國債項目配套貸款為關注類以下貸款，一定程度上降低了貨幣政策執行效率。
（四）由于國債的特殊性和國債市場的不完善，難以滿足金融機構流動性管理需要。一是憑證式國債不能上市流通，只能提前兌付，增加了商業銀行的流動性風險。今年以來，轄內投資者向銀行提前兌付憑證式國債1466萬元，占銀行被動持有國債的37.5%.二是國債發行時間過于集中，缺乏均衡性，往往導致社會現金流量的突變，使國債發行與投資者的閑置資金在時間、數量上不相適應，給銀行的流動性管理帶來沖擊。三是國債市場的分割，制約了國債的跨市場流通，增加了商業銀行流動性管理的壓力。由于政策“壁壘”，目前國債不能在銀行間債券市場與交易所債券市場之間自由流通，只有法人金融機構能進入銀行間債券市場，使商業銀行資產的流動性和支付能力受到較大影響。
（五）國債發行結構不合理，削弱了央行貨幣政策的傳導效能。一是國債期限結構不合理。現有國債期限結構特征是“中間多，二頭少”，即3—5年期的中期國債多，10年以上、1年以下長、短期國債少，這樣無法形成一個連續不斷的剩余年限結構，不便于央行選擇不同期限國債的公開市場操作，影響了貨幣政策效率；二是國債持有者結構不合理。央行的公開市場操作應建立在較多的機構投資者參與國債市場的基礎上。然而，轄內國債持有者大多是個人投資者，不便于國債集中托管進行交易，難以形成有規模的二級市場，也在很大程度上限制了中央銀行公開市場業務功能的發揮。三是國債品種結構不合理。可上市國債少，不可上市國債多，可供央行市場操作的品種規模十分有限。
三、進一步發揮國債貨幣政策功效的應對措施
隨著金融市場的建立和發展，尤其是國債發行方式市場化的探索以及國債流通市場規模與影響的擴展，國債既是貨幣市場的工具，又是資本市場的工具，其作為金融資產發揮著越來越大的作用。但由于我國國債市場起步較晚，發展還很不健全。要進一步發揮國債的貨幣政策功效，可以從以下幾個方面著手：
（一）國債市場發展目標必須重新定位，應逐步強化其貨幣政策功效。國債具有財政政策和貨幣政策的雙重功效，這就存在一定時期內國債功能究竟是以財政功能為主還是以貨幣功能為主的選擇問題。目前，我國中央銀行較少參與國債制度制定和國債市場管理，國債市場運行脫離了貨幣政策目標，表現為較為明顯的財政籌集資金功能。隨著金融體制改革的不斷深入，貨幣政策宏觀調控對經濟發展將會越來越重要。在貨幣政策工具由直接向間接的轉換過程中勢必要加強中央銀行公開市場操作力度和規模。因此，國債市場發展應當適應貨幣政策的需要，逐步強化其貨幣政策的調控作用。
（二）逐步實現國債利率的市場化，建立國債利率在貨幣政策中的傳導機制。在向利率市場化邁進的過程中，可先考慮實行浮動利率制，以提高利率傳導機制的靈敏度，使公開市場操作能有效地調控利率水平和利率結構，實現調控資金市場供求關系的目的。然后，就是使國債利率市場化。只有實行了國債利率的市場化，國債一級市場的承購包銷和招標兌價才有實際意義，同時作為金融宏觀調控手段之一的公開市場業務才能順利實施。
篇9
一、引言
自從2007年發行公司債以來，隨著公司債發行規模和投資者的不斷增加，公司債券市場已經成為中國債券市場的重要組成部分。截至2013年末，公司債占中國全部債券發行量的3%左右，達到了7000多億元。公司債的快速發展，為上市公司提供了大量直接融資，有利于企業充分發揮財務杠桿效應，增加股東的權益。
作為一種投資工具，公司債券越來越受到投資者的關注，尤其是債券的收益率問題。而收益率可通過信用利差體現出來。信用利差是指具有較高信用風險的債券收益率與無信用風險債券收益率之差，以此來補償投資者承擔的額外風險。由于公司債券的信用利差消除了利率期限結構的影響，所以債券信用利差比債券價格更能反映投資債券的收益率。
影響公司債券信用利差的因素諸多，如稅收、流動性、市場風險等。然而，目前學術界并未對公司債信用利差給出一個完美解釋，為此人們稱其為“信用利差之謎”。為此，本文在已有研究的基礎上，進一步探討公司債信用利差的影響因素。在分析Merton結構化模型的基礎上，考慮無風險利率、收益率曲線的斜率、到期收益率的波動、剩余期限和流動性對公司債信用利差的影響。就我們所知，人們尚未探討這些影響因素對中國公司債信用利差的影響。這項研究不僅有助于更好地理解公司債券的信用風險，而且有助于公司債券的合理定價，以期推動我國公司債券市場健康快速發展。
本文剩余的研究內容安排為，第二部分評述了公司債信用利差的相關研究現狀，第三部分是理論模型分析，第四部分分析了公司債信用利差及其影響因素的基本統計特征以及相關實證檢驗，第五部分歸納總結。
二、文獻評述
長期以來，學術界從理論和實證兩方面對公司債信用利差開展了廣泛深入研究，取得的豐碩成果。其不僅包括公司債券定價的理論模型，而且利用不同國家公司債券的數據進行了相關的實證分析，這為本論文的研究提供了寶貴的借鑒之處。
在理論方面，主要圍繞公司債定價模型開展相關工作。最經典的公司債定價模型是由Merton（1974）利用公司資本結構的特征，提出的結構化模型。他認為公司債券相當于看跌期權，并且借助于B-S期權定價公式得到了公司債價格的封閉解。該模型成了公司債定價乃至信用風險管理的奠基性工作，受到了學者和業界的廣泛研究和應用。如Black和Cox（1976）從公司債務違約發生時間的視角對結構化模型進行了推廣。當然，在實際應用中結構化模型也引起了諸多疑問，如這類模型是否在其他國家公司債市場具有普遍性。解文增等（2014）采用中國公司債的季度數據，實證研究了結構化模型的定價能力，研究表明結構化模型整體上高估中國公司債價格。
在實證方面，許多學者利用結構化模型研究公司債信用利差的決定因素。Jones等（1984）首次系統性的實證研究了Merton模型，發現其嚴重低估信用利差。Coliin-Dufresne等（200l）首次基于結構化模型理論對公司債信用利差的決定因素進行了分析，他們將這些理論因素作為解釋變量對信用利差的差分進行線性回歸，發現理論因素對信用利差的解釋力有限，且回歸殘差受系統性因素的顯著影響。Campbell等（2003）在Collin等（200l）的研究基礎上，研究表明公司股票波動率是決定公司債利差的重要因素。Ericsson等（2009）發現系統性因素能夠解釋公司債信用利差。Huang（2012）等系統研究了不同的結構化模型，采用校準方法發現，信用風險不能全部解釋公司債利差。趙靜和方兆本（20ll）基于結構化模型對中國公司債信用利差的決定因素進行了實證研究，研究發現無風險利率的期限結構、發債公司股票波動率、宏觀行業、金融市場以及債券流動性對中國公司債利差具有顯著的解釋力。王安興等（2012）對中國公司債利差的構成及影響進行了實證分析，研究發現稅后利差在公司債市場初始階段和金融危機時期為負。
總體上，對公司債信用利差的研究主要從違約風險的視角考慮公司債信用利差的決定因素。然而，無風險利率、國債收益率曲線斜率、流動性、到期收益率的波動是否影響公司債信用利差，也是值得深入研究的問題。本文將仔細探討這個問題。
三、理論模型分析
本部分簡要回顧Merton（1974）提出的公司債券定價的結構化模型，為下文開展公司債信用利差的實證研究提供理論支撐。
假設企業，通過股權和零息債券進行融資。債券的到期時間為T、面值為D。在某時刻t時該公司資產價值V1為
其中St為t時刻的股權價值，Bt為t時刻的債券價值。
按照Merton（1974）模型的假設，公司資產價值V1服從幾何布朗運動
其中，μ和σ分別表示公司資產收益率的期望值和標準差， ，ε服從均值為0、方差為1的標準正態分布。于是
假設P1為t時刻的歐式賣出期權的價值，則在f時刻的無風險債券的價值為
由Black-Scholes的期權定價公式，可以求出歐式賣出期權的價值為其中 是標準正態分布，
由零息債券 ，可得公司債的到期收益率為
因此，公司債信用價差定義為
其中V0表示初始資產價值。
進一步分析式（9）可知，在理論方面，公司債信用價差受公司資產收益波動率、債券剩余期限、無風險利率、面值、公司的初始資產價值的影響。這些影響因素是否符合實際情況，有待于實證檢驗。
四、實證分析
本部分分析影響公司債信用利差的經濟因素，及其對應的變量和數據來源，進而構建多元線性回歸模型進行實證檢驗分析。
（一）變量選擇
信用利差變量。投資者購買公司債券，承擔了公司債券將來可能違約的風險，為了補償這種風險，投資者必然會要求公司債券的收益高于剩余期限相同的國債收益，高出來的這部分收益就稱為信用利差。因此，本文以公司債到期收益率與國債到期收益之差為公司債信用利差變量。
無風險利率。無風險利率本身是結構化模型中的輸入變量之一，當無風險利率上升時公司債價格下降，公司債利差減小。因此，本文選取10年期國債的到期收益率作為無風險利率變量。
國債收益率曲線斜率。國債收益率曲線的變化是宏觀經濟的基本反映。一個下降的收益率曲線的斜率可能是經濟即將步人衰弱的標志，而一個正的收益率曲線的斜率則表明經濟狀況良好，后者將引致公司價值的增長和降低違約概率，從而信用利差和收益率曲線的斜率之間存在著較強的關系。因此，本文選取剩余期限為120個月的到期收益率與剩余期限為3個月的到期收益率之差作為收益率曲線的斜率變量。
剩余期限。在Merton模型中，在準財務杠桿和資產波動率給定時，公司債券的剩余期限越長，未來的不確定性越大，債券收益率的波動也會越大。出于對這種不確定性的彌補，公司債券的信用利差將會更高。公司在到期本息支付日的全部預期價值不足以償還債券本息，因此公司債券的違約在正常經營情況下將不可避免。此時如果債券的剩余期限越長，公司就越有可能改善經營狀況，使得違約的可能性降低。
流動性。公司債市場的流動性水平高低也可能是影響公司債券信用利差的因素之一。一般來說，債券發行年限越久，持有者作為長期投資的可能性越大，債券的流動性越低，從而債券的流動性溢價越高，利差越高。流動性越差，投資者要求的流動性補償就越高，債券價格就越低，利差越大，反之，利差就越小。本文以中國公司債券的交易量作為流動性因素變量，其理由是交易量越大，說明公司債券的流動性越好。
公司債到期收益率波動。公司債到期收益率越高反映了市場對公司良好狀況的肯定，正面影響了投資者對公司未來盈利能力和償債能力的判斷，增加了債券的需求，價格有所提高，因此信用利差降低。本文以公司債到期收益率的標準差作為公司價值波動率的變量，其理由是到期收益率的標準差越大，說明公司債到期收益率的波動越大。
結合上述的影響機理分析，表1給出了回歸模型中各變量的描述和單位，以及在回歸中對公司債信用利差影響的預期符號。
（二）數據來源與基本統計描述
為了分析上述影響因素對公司債信用利差的影響，本文采用中國公司債的交易價格、交易量、剩余期限、10年期國債交易價格為基礎數據，時間期限從2008年3月到2013年3月，采用月度數據，來源于WIND咨詢統計數據庫。
據Wind咨詢統計數據，截至2013年3月，發行公司債券的公司數量為331個，包括330家滬深上市公司和1家H股上市公司（復地集團，2009年在港股退市）。表2統計了不同信用評級的公司債發行情況。
表2顯示大部分公司債的評級不低于AA-級，尤其是AA級的公司債最多，達到了196個，因此，我們討論信用評級不低于AA-級的公司債的信用利差的影響因素。同時，公司債發行期限絕大部分在1-3年、3-5年、5-7年、7-10年，為此按照這四類期限分析公司債信用利差。
公司債信用利差需要計算公司債的到期收益率和國債的到期收益率。我們利用Diebold和Li（2006）提出的動態Nelson-Siegel模型分別計算中國國債到期收益率和公司債到期收益率，并且對不同信用評級與剩余期限的公司債信用利差進行描述統計性，其結果如下表3所示。
分析表2可知：其一，隨著信用評級的降低，公司債信用利差的均值增大。如，AAA級公司債信用利差的均值為1.675，AA-級公司債信用利差的均值2.529，這說明公司信用評級的降低，增加了公司違約的可能，從而導致信用利差的增大。其二，剩余期限越長，公司債信用利差的均值越小。如：剩余期限為1-3年的公司債信用利差的均值為2.495，剩余期限為7-13年的公司債信用利差的均值為2.026。在理論上，剩余期限越長、信用利差越大，這是因為剩余期限越長，企業的信用狀況越差，發現違約的概率增大，進而信用利差加大。
然而，如果債券的剩余期限越長，企業就越有可能采取措施改善經營狀況，使得違約的可能性降低。
（三）多元回歸分析
以公司債信用利差為因變量，10年期無風險利率的變化、收益率曲線斜率的變化、公司債到期收益率波動的變化、債券交易量的變化、剩余期限的變化為自變量，結合表1中這些變量的符號，構建如下多元線性回歸模型：
經過回歸分析后，得到了不同信用評級和剩余期限的回歸結果，見表4和表5。
分析表4發現：其一，在AAA級、AA級和AA-級三類公司債券中， 的回歸系數在0.05置信水平上顯著為負數，分別為-1.543、-0.766、-1.005，這意味著無風險利率與這三類公司債的信用利差負相關。而對于AA+級公司債而言，其無風險利率的回歸系數在0.05置信水平上顯著為正數（即0.914），這說明無風險利率與這類公司債的信用利差正相關。進而說明，在中國公司債市場上，無風險利率對公司債信用利差的影響隨債券信用評級而不同，而且對絕大多數公司債信用利差產生顯著負影響。
其二，在AAA級、AA+級和AA級三類公司債券中，slopet的回歸系數在0.1置信水平上顯著，分別為-0.026、0.124、0.011，這意味著國債收益率曲線斜率顯著影響這三類公司債的信用利差，而且具有不同的影響程度和效應，對AAA級和AA級公司債信用利差產生負影響，而對AA+級公司債信用利差產生正影響。然而，在AA-級公司債中，slopet的回歸系數不顯著，這說明國債收益率曲線斜率顯著不影響這類公司債的信用利差。
其三，在四類公司債中，liquidt的回歸系數不顯著，這表明公司債的流動性顯著不影響公司債的信用利差。在AAA級、AA+級、AA級三類公司債中，maturity的回歸系數分別為0.07、0.02、-0.046、-0.28，這意味著公司債的剩余期限對公司債信用利差產生影響的方向不確定。σ1的回歸系數分別為0.724、0.962、1.318、0.657，這意味著公司債到期收益的波動率對公司債信用利差產生正的影響。
分析表5發現：其一，對于這四類不同期限公司債， 的回歸系數在0.05置信水平上顯著為負，即分別為-0.735、-0.257、-0.091、-0.251，這表明無風險利率和公司債信用利差負相關。特別地，發行期限在1-3年的公司債信用利差變化受無風險利率變化影響較大，回歸系數為-0.735。
其二，對于期限為1-3年、3-5年的公司債，Aslopet的回歸系數在0.1置信水平上顯著為負，分別為-0.366和-0.117，這表明國債收益率曲線的斜率與公司債信用利差呈現負相關關系。然而，對于期限為5-7年、7-10年的公司債，國債收益率曲線的斜率對公司債信用利差影響不顯著。
其三，在表5的第三行中，liquid，的回歸系數都不顯著，這說明公司債的流動性不顯著影響公司債信用利差。這個回歸結果表明，中國公司債流動性不足，對信用利差的解釋能力較弱。進一步，對于期限為1-3年、3-5年、5-7年的公司債，maturity的回歸系數在0.05置信水平上顯著為正，分別為0.395、0.846和0.772，這表明剩余期限顯著影響這三類公司債的信用利差變化，尤其是對于期限為3-5年的公司債信用利差的解釋能力達到了84.6%，但是不影響期限為7-10年的公司債信用利差。同時，公司債到期收益率波動的變化只顯著影響期限為1-3年的公司債的信用利差，即σt的回歸系數在0.1置信水平上顯著為正，為0.735，而不影響其余三類公司債的信用利差。
另外，模型對不同信用評級和剩余期限的公司債信用利差擬合效果比較顯著，即各自的Adj.R2比較大，這表明構建的多元線性回歸模型（9）顯著擬合了四個解釋變量和被解釋變量的關系。隨著剩余期限的延長，模型對利差變化的解釋能力越弱。
篇10
房地產估價是一項復雜的經濟活動，要想使評估活動高效、準確、公正，必須注重活動過程的嚴謹性與科學性。房地產估價收益法，是目前國際上流行的資產評估方法之一，該法是利用資金時間價值原理,將房地產未來收益折現求其現在市值的一種評估方法。但在實際操作中，收益法有一定的難度，集中難點是未來純收益和資本化率的確定，特別是資本化率的準確與否，將極大地影響到采用該方法所得出評估結論的真實性和客觀性。因此在運用收益還原法評估房地產的價值時，還原率確定的準確與否對估價結果的準確性具有重要影響。
還原率實質
由于房地產具有位置固定性、不可再生性、個別性、永續性等特性，且具有投資和消費的雙重屬性，使得使用者在占有某房地產時，房地產不僅能為其提供現時的純收益，而且還能期待在未來年間源源不斷的繼續取得。因此可以把購買房地產作為一種投資，房地產價格作為購買若干年房地產收益而投入的資本，房地產價格高低取決于可以獲取的預期收益高低，由此產生了房地產估價收益法。收益還原法的基本公式為：
收益價格=年純收益/還原率(年純收益相等，且為無限年期的情形)
還原率是一種資本投資收益率，或被稱為獲利率、報酬率、利潤率、盈利率和利率等，是用以將房地產純收益還原成為房地產價格的比率。還原利率的實質體現為以下幾方面：
還原率會隨著所投資房地產的地段、用途的不同而不同，隨時間的變化而發生變化。
還原利率其值必須為正值。如果還原利率小于零，則表示該宗房地產投資收益虧損，不能取得年純收益，那么收益還原法的應用將喪失其基礎，計算是無意義的。
還原利率其最小值必須高于銀行同期定期儲蓄利率或國債利率，否則投資收益將不高于將資金存入銀行或購買國債，因此不合算。
還原率與投資風險的大小成正比。若預期未來會產生高通貨膨脹率，或該收益性房地產未來的年收入存在較大風險，且更具有投機性時，則資本化率就較高，房價就低。反之亦然，即房地產未來收入更具有確定性，或沒有明顯的通貨膨脹率，則資本化率就較低，房價就高。
在采用收益還原法評估房地產價格時估價結果的準確性，取決于估價師對純收益和還原率的確定，尤其是還原率，它的微小變化都將產生很大的影響。選擇一個適當的還原率對估價人員來說更為重要。確定合理的還原率是準確計算房地產價格的關鍵問題。
還原率求取的常用方法
對確定還原利率有許多觀點，例如：市場提取、平均銀行利息率、借貸利率、資本投資在有息證券上的利息率、安全利率加風險調整率、資本增值率（機會成本率）、抵押與自由資金組合法得到的利率地方的一般利率、租售比率，等等。以上觀點各有其特點，其利率的求取各有所側重。從理論上看，房地產估價人員根據不同的估價項目合理選擇，即可以得到滿意的結果，但在實際運用中它是建立在估價人員對市場的充分了解基礎之上，因此真正做到這一點并不容易。
在還原率的確定過程中，影響因素頗多，主要有自有資本所占比率、外來資本利息、因折舊或功能下降等產生的貶值和收益降低、因通貨膨脹帶來的房地產增值和收益增加、還貸后自有資金的增加。另外，風險的補償、免稅政策以及房地產類型、位置、年代、租約、結構等也影響還原率，因此房地產還原率的影響因素是很復雜且難以確定的，不能簡單的用銀行利率代替，這就更加要求估價人員充分運用自己的專業知識和智慧確定一個與房地產市場價格最接近的還原率。
本文將對實踐中常用的幾種還原率的求取方法及其比較進行系統闡述。
（一）市場提取法
此法適用于房地產市場發育成熟且交易比較活躍、市場租金和交易價格比較容易收集的情況下，該法直觀容易理解和被人接受，準確度比較高，一般計算分為有限年期還原率和無限年限還原率。有限年期還原率計算較為復雜，可用逐漸趨近迭代法求取。值得注意的是，運用市場租金（收益）／價格比法求取還原利率時，所選取的市場實例必須是要與待估房地產相類似的實例，即要求是同一供需圈近期發生的，在用途、結構、功能、權益等方面是相同或相似的實例。另外，為了避免偶然性所帶來的誤差，需要抽取多宗類似的房地產，并求其純收益與價格之比的算術平均值或加權平均值作為待估房地產的還原率。
這種方法的缺陷是要求市場資料豐富，可比實例眾多，并且還需要估價人員對某些特殊交易情況等做出修正后才能應用，計算比較繁瑣。而且每個可比實例的建筑條件、經營時期都可能不同。此外，市場上出售的房地產的未來收益年限不可能完全一致，而還原利率又和未來收益年限相關。假如估價對象和可比實例的未來收益年限不相同，則所得到的還原利率實用性不大。而且對于該法，我國許多估價師都認為，既然有市場可比實例，倒不如用市場比較法，毋需用收益法。
（二）累加法
累加法又稱安全利率加風險調整值法，是評估實務中采用較多的一種方法。其理論基礎是投資者為了投資，須獲得相應的補償；其出發點是選擇一種近于無風險的投資的收益率，稱為安全利率。如國外認為美國國債的利率是接近無風險的，我國則經常使用一年定期銀行的存款利率為安全利率。在安全利率之上加各種劣于產生安全利率的調整額，一般加總的因素有額外投資風險、缺乏流動性、管理負擔三項，求得投資者要求的回報率再減去預期的收益增長率，便可得出房地產的還原率。
安全利率加風險調整值法的不足之處是：其一，安全利率的選擇缺乏一定的準則；其二，在我國存、貸款的利率經常發生變化，這給房地產的價格帶來一定的影響；其三，影響投資因素的加數大小的確定帶有一定的主觀成分，并且房地產市場的實際風險水平大小通常是很難確定的，加上不同地區、不同類型、同一個房地產的不同權益，實際得到的風險利率是有所不同的，因而結果也就存在著差別。
（三）投資收益率排序插入法
投資收益率排序插入法即找出相關投資類型及其收益率，按風險程度進行比較、判斷，依據經驗判斷風險性的高低將各種利率排序分析后獲取收益率。如銀行一年期存款利率為2.52%，一年期國債的利率為2.72%，企業債券收益為5%，一年期貸款利率為5.85%，投資股票的收益率為12%，考慮投資房地產的風險大于銀行一年期貸款而低于投資股票，其收益率應高于一年期貸款利率而低于投資股票的收益率，故可以確定還原率在5.85%－12%之間。
該法從宏觀層面來把握房地產與其他投資資產（銀行存款、貸款、政府債券、保險、企業債券、股票及有關領域的投資收益率）的收益與風險關系，其前提須確定其他投資資產的收益率，筆者將其歸結到各種投資資產的收益與風險問題。在競爭有序的投資市場環境下，投資收益率排序插入法是種可取的方法，但當房地產投機因素增加，出現房地產泡沫的時候應該謹慎地把握還原利率在各類投資收益率中的排序。另外，如上所述，5.85%－12%之間數據的范圍還是比較寬的，對估價結果的影響很大，所以此法對估價人員的經驗依賴性較大，對于估價人員的素質要求較高，并且對其最終取值也難以作出科學的解釋。
（四）收益風險倍數法
收益風險倍數法是在參照投資收益率排序插入法的基礎上，對安全利率加調整值法加以改進的方法，即把安全利率加風險調整值法中要求取的風險調整值改變為確定房地產投資與安全投資年回收額的多出倍數。因房地產投資的風險高于國債，在投資收益率排序上，房地產投資收益率應高于同期國債年利率。其的具體思路是：假設以房地產投資方式購買收益性房地產的總價額為V，尚可使用年限為n，資本化率為r，年純收益為a。同時以安全投資方式（購買國債）投資金額為P，期限也為n，年利率為i，連本帶息年回收額為A，則有：
V=a/r×[1-1/(1+r)n]
P=A×(1+i)n-1/i×(1+i)n
由于房地產投資的風險、收益均要比國債投資大，如果兩種投資額相等，收益期相同，那么房地產投資的年回報額（純收益）要比國債投資的本息回收額要大。假定房地產投資的年回收額比國債投資的本息回收額高出的倍數為b，則有：
a=(1+b)×A
因V=P，故有：
(1+i)n-1/i×(1+i)n=(1+b)/r×[1-1/(1+r)n]
該公式就是收益風險倍數法確定資本化率的基本公式，式中的b稱為收益風險倍數。利用此公式，只要事先知道i、n，就可根據收益風險倍數，確定資本化率r。此法的關鍵是要確定一個合理的倍數，而倍數的確定則取決于估價人員的經驗判斷。
（五）復合投資收益率法
此方法是將購買不動產的抵押貸款收益率與自有資本收益率的加權平均數作為還原率，按以下公式計算：
R＝M•RM＋（1－M）RE
式中：R—還原率（％）；M—貸款價值比率（％），抵押貸款額占不動產價值的比率；RM—抵押貸款還原率（％），第一年還本息額與抵押貸款額的比率；RE—自有資本要求的正常收益率。
其使用的前提是需要確定房地產融資的抵押貸款利率、自有資金投資收益率以及它們所占總價值的比例。要使投資收益最大化，抵押貸款占總價值的比例有一個合理值，我國一般在60%～70%之間。這個值不是越高越好，太高會帶來債務風險。一旦各個參數都能合理確定，便得到一個客觀合理的資本化率。但正如難以確定風險補償一樣，自有資金投資（產權投資）收益率是較難確定的。另外，按此公式若假想貸款價值比例為0，則還原利率將等于自有資本的要求收益率，而這顯然不符合實際。
（六）行業基準收益率加物價指數調整法
以這種方法確定房地產的資本化率前提是把房地產作為一種投資來看待。假設以P價格（資金凈流出量）投資一房地產，每年可得純收益（年資金凈流入量）為a，并假設每年a不變，可收益年限為n則：
FNPV=a/（1+R）[1-1/(1+R)n]-P
式中，FNPV為財務凈現值，R為折現率。
令FNPV=0，則：
R=FIRR（財務內部收益率）
當FIRR>RC(行業基準收益率)時，FNPV>0，投資房地產可獲得超額利潤；當FIRRC時，FNPV<0，投資房地產會出現虧本；當FIRR=RC時，FNPV=0，這是市場競爭最可能的結果，這時房地產的價格P=a/（1+RC）[1-1/(1+RC)n]，由此可看出RC即是房地產的資本化率，然后再對RC作物價指數的調整，得出經過物價指數調整后的資本化率R=(1+RC)/(1+f)-1（f：物價指數變動率）。
此方法簡單易行，且有一定的理論依據，比較準確，目前被較多地采用。但該法的缺點是僅求出房地產的一般還原利率，將這種一般的還原利率調整為待估房地產的具體還原利率還需要借助其他的方法。
還原率求取方法的優化
以上六種還原利率的確定方法均是目前較為通行的方法，但有些自身存在一些不合理的缺陷，有些不能完全充分地反映還原利率的實質，有些則過分依賴于估價人員的經驗。筆者總結還原率在實踐的確定過程，依據對于還原利率實質的分析，將幾種對還原利率有較大影響的因素綜合起來，彼此進行必要的復合與修正得出所需要的還原率。具體如下：
（一）第一步，確定基準還原率
選取一年期國債利率作為還原利率的基準，以明確還原利率的收益性；選取行業的平均利潤率作為還原利率的一個修正值,體現房地產的投資屬性；把國債利率和行業平均利潤率兩者相加后取其平均值，確定出某一時點(基準點)的還原利率，并將其作為基準還原利率確定下來，公式如下：
基準還原率=（一年期國債利率+行業平均利潤率）/2
例：一年期國債利率為2.72%，房地產行業的利潤率為12.2%，則基準還原率=（2.72%+12.2%）/2=7.46%
由于這兩項都有官方認可或行業統計的現成數據支持，所以估價人員一般比較容易確定基準還原率的值。
（二）第二步，進行價格指數修正
查詢該房產所在地估價時點的房地產價格指數，與基準點的價格指數相比較，得到估價時點與基準點之間的物價變動情況(以百分數表示)，以其值作為價格調整系數，得到估價時點的還原利率修正值。
例：基準點與估價時點的房地產價格指數分別為，103.6和126.7，則由第一步結果可得估價時點還原率修正值=7.36%×（116.7/103.6）=8.29%
這項數據也不依賴于估價人員的經驗，可根據權威的房屋銷售價格指數與土地交易價格指數的計算獲得。
（三）第三步，進行風險調整
估價人員依據土地風險較小、房產風險較大，住宅風險較小、商業用房較大的原則對于待估對象房地產的風險作出判斷，從而得出其風險調整值，并確定最終的還原利率。
篇11
我國滬市即上海股票市場以1990年12月19日的上海證券交易所開業為標志,經過了22年的發展后,達到了一定的規模。過去的一些經濟學家的一些理論也解決了一些問題，比如由美國經濟學者馬科維茨（Markowitz）教授創立的證券組合理論從理論上解決了如何構造投資組合來規避市場風險同時獲得投資收益的問題，但是這一過程，需要大量的計算，和一系列嚴格的假設條件。這樣就使得該理論在實際操作方面具有一定的難度，投資者需要一種更為簡單的方式來解決投資事宜，于是資本資產定價模型就應運產生了。
一、文獻綜述
1964年,威廉·夏普(William Sharp)發表了他的博士論文Capital Asset Prices:A Theory of Market Equilibrium under Conditions of Risk,正式提出了資本資產定價模型(CAPM)。Black、Jensen 和Scholes 在1972 年對紐約證券交易所1926 年至1965 年期間的所有股票數據進行了實證檢驗，他們的計算結果和零β資本資產定價模型相一致。該模型的β值幾乎可以解釋所有投資組合的平均收益率的差異。然而后來，特別80 年代以來，負面的驗證結果也相繼產生。比如Roll（1977）曾經對當時的實證檢驗提出了懷疑，他認為：由于市場指數組合是有效市場組合是無法證明的，所以也無法對CAPM模型進行檢驗。由于按照CAPM 理論，市場組合是包含幾乎所有不確定資產的組合，而市場指數卻不是有效組合，所以，他認為以前的實證檢驗并不一定能證明該理論是成立的。對于這一質疑，有研究表明，只要市場指數與無法觀察到的真實市場的相關系數的大小決定使用市場指數來代替真實市場進行研究的可行性。
本文選取2008年1月至2009年12月最新滬市股指進行CAPM模型的實證研究,以期對上海股票市場的研究做一個新的擴充，并從資本資產定價模型出發來檢驗CAPM模型在我國上海股票市場上的實用性。
二、CAPM理論模型
（一）CAPM 模型的假設條件
1．在投資收益率既定的條件下，投資者總是追求風險最小化。在投資風險既定的條件下，投資者總是追求收益率最大化。
2.投資者以投資組合在某段時間內標準差和預期收益率來衡量該資產組合(對于某項資產或資產組合，風險由預期收益率的標準差來衡量，而預期收益率=(期末價值一期初價值)／期初價值)。
3．資產無限可分，保證投資者以任何比例分配其投資，比如假設投資者可以購買股票的一部分。
4．資本市場不存在資本與信息的流通障礙，即不存在信息不對稱，沒有任何一個投資者的行為能達到影響整個證券市場，不存在交易成本和所得稅，所有投資者所有信息來源均不需要成本。
（二）資本資產定價模型簡介
三、實證分析
（一）股票的選取
數據的選取從2008 年1月開始至2009年12月止的最新數據，同時為了科學地體現隨機性，并且為了更加全面地驗證CAPM模型，又不使得驗證過于煩瑣，我們選取的是上海股票市場各個行業中比較具有代表性的企業來驗證（具體數據見附錄），如：鋼鐵行業的武鋼股份(600005)，交通運輸業的皖通高速(600012)，金融行業的民生銀行(600016)等五十支股票。這里還遇到的一個問題是個別股票在個別交易日內停牌，為了處理的方便，本文中將這些天該股票的當日收盤價視作與前一天的收盤價相同。
（二）無風險利率的確定
無風險利率的確定在國外研究中，常以一年期的短期國債利率或銀行同業拆借利率來代替無風險利率。但由于我國目前利率尚未市場化，且國債以中長期品種為主，無法用國債利率來代表無風險利率。在本研究中，凡需利用無風險收益率的場合，都以最近的銀行三個月定期存款利率(1.71％)代表之，這是百分比形式的收益率。
（三）收益率和β的計算
（四）CAPM模型的橫截面檢驗
通過F檢驗得出結果4.331606，概率為0.005550，所以相關系數檢驗可以看出模型的擬合優度還算可以，但是模型中回歸系數T值檢驗均不顯著能說明CAPM模型在這個階段中的上海股市的不適用性。
四、分析與建議
本文得出的結果是CAPM模型還不適應目前上海股票市場。對于CAPM 模型在當前中國上海股票市場仍不適用的原因，我認為主要有以下兩點：
1.市場的有效性。推導出CAPM 的假設前提是證券市場完全有效。正是由于信息披露制度的不完善、不規范，使得我國證券市場存在嚴重的信息不對稱，從而使某些少數壟斷信息者獲得了超額利潤，極大地影響市場的有效性。
2.市場指數的確定。根據標準的CAPM，市場指數應該是“市場組合”的收益率。CAPM 假設指出，當市場達到均衡時，每一位投資者都持有一個具有完全相同的預期收益的馬柯維茨有效組合，即為市場組合。市場組合由市場上所有資產按照其各自的價值為權重來組成，該組合與市場上其他任何一種資產組合應保持最高的相關性。 目前在我國普遍使用的是深圳證券交易所成分指數與上海證券交易所綜合指數，上交所綜合指數體現了“資產權重加權平均”的原則。但這也存在一些問題，股票發行量中有部分股票不能上市流通，所編制的指數卻將他們計入權數范圍內，從而不能反映流通股現實市場股價的真實狀況。
參考文獻：
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4.陳浪南、屈文洲．資本資產定價模型的實證研究[J].經濟研究，2000，（04)．
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【關鍵詞】工程施工;投標報價;報價策略
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【正文】
一、工程施工項目投標策略(一) 市場導向下的歧義報價策略這是要讓投標過程變為一個與發標方討價還價的過程。在制作標書和報價時，要對技術規范、招標說明和圖紙進行詳細分析，對一些技術難點、高風險項目、說明書中不清楚和易產生歧義的項目，不計入總價，只報單價且單價偏低，但要在單價別注明，疑點留待以后討論。這樣報價中的總價部分大幅度降低，即使發包方自己通過單價重新計算總價，也是非常低，使對手無法競爭。利用這種最低標價來吸引業主，從而取得與業主談判的機會，再逐步增加歧義項目的報價即使業主發現總價在談判中逐步提高，也不會產生意外，因為歧義是客觀存在的，其他承包商接標后也會產生同樣的問題。(二) 市場導向下的競爭報價策略當承包商投標報價以開拓市場、拓寬業務為目標時，在充分了解各競爭對手的報價策略的基礎上，應以適當微利配合其他輔助手段來報價。這就是競爭報價策略。當投標人出現經營狀況不景氣、短期內接到的投標邀請較少、競爭對手有一定威脅、計劃進入新的地區、拓展新的工程施工類型、附近有自己正在施工的其他項目、目標項目風險小、施工工藝簡單、工程量大、社會效益好等情形時可采用這種策略。大多數投標企業都會采用這種策略。這種策略的關鍵點是分析競爭對手，制定適合自身的報價，不必求最低價，但要求報價策略的最佳組合。通常競爭η= 1 - α fg- (1 - α)wg由此得到，第j 年的復雜勞動對企業價值增量的貢獻率ηj= 1 -αjfjgj- (1 -αj)wjgj其中，αj =α0Πj1 + fj1 + gj，α0 為本年年初的固定資產投入與產出比，其值是已知的。
四、無形資產價值評估模型構建以上是無形資產對于企業價值創造份額的推導，下面我們采用當前資產評估中最常用的方法———收益法將無形資產未來各年的價值創造份額折算到評估時點。設第j 年由于無形資產對企業凈產值增長的貢獻而產生的收益為ηj dGj 。結合收益法，將第j 年的收益以利率作為折現率進行折現，然后求各年收益的總和得到無形資產的價值。具體評估模型如下:P = 6njηjdGj(1 + r) j其中， P ———企業無形資產評估時點的價值;ηj———第j 年無形資產在企業增加值增長中的貢獻率;r ———折現率;dGj ———第j 年的GDP 增量;n ———企業獲得超額利潤期。在這個模型中，首先是要確定無形資產對經濟增長的貢獻率，主要確定4 個參數，即第一年的投入產出比，GDP 增長率，勞動增長率和固定資本增長率。第一年的投入產出比可以根據企業第一年的報表得到。因此需要測算后3 個參數。其次，計算企業無形資產價值時，還需知道折現率，第j 年的企業價值增量以及企業獲得超額利潤期。而這三個參數中，折現率可以采用行業無風險國債利率，企業凈產值增量可由企業凈值增長率計算得到，企業獲得超額期需要具體測算。這樣，該模型最終只需測算企業凈產值增長率、勞動增長率、固定資本增長率和企業超額利潤持續時間4 個參數，這4 個參數相對傳統的收益法參數而言比較容易測算，尤其是對于一個成熟企業更是這樣。以上對于企業無形資產的價值做出了評估值，再加上企業有形資產的評估值，即為企業的整體價值評估值。對于有形資產的評估，中國資產評估協會的《資產評估操作規范意見(試行) 》中已有詳細規定，在此不再多述。
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如：《現代商業》 論我國金融改革及其未來發展
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一、國債的概念及特征
1.概念
國債，也就是國家或政府舉借的債，即國家或政府以債務人的身份，獲得信用的方式，向國內外獲取的債務，它是調節經濟的一種重要手段，是國家財政收入的特殊形式之一。國債產生需要的三個條件：(1)公共收入不抵公共支出；(2)社會上存在可供借貸的閑置資本；(3)發達的信用制度。只有在各條件皆備時，國債才有它存在的可能性。
2.國債的特征
(1)有償性
其指的是，政府必須按期償還，發行國債籌集到的財政資金，同時，依據既定約定的利息率，也就是向認購者付出利息。而另外形式的財政收入指政府依它的權力無償取得，不需要償還的。
(2)自愿性
其指的是，國債認購構建于認購者自愿的基礎上，不能有勉強因素。國債的自愿性特征，也即是將國債以及其他財政收入形式進行有效的區別了。
(3)靈活性
這是國債的突出特征。其指的是，國債發不發行、發行數量為多少、發行方式如何，全部是根據政府財政資金情況進行靈活的應用。
3.國債的作用
(1)從經濟的觀點來說，國債是國家經濟政策的一個重要組成部分，是國家調控經濟的有力杠桿。國債的作用通常體現在以下三個方面：
①調節積累與消費，增進兩者關系比例合理性；②調節金融市場，保持穩定經濟；③調節投資結構，增進產業結構合理配置。
(2)對財政的觀點來說，國債指財政收入的補充形式，為平衡預算、彌補財政赤字以及解決財政困難的最迅速、可靠的手段。這通常是和稅收相對而說的。
二、國債對我國經濟的影響
1.國債對投資的影響
在國債增發支撐的擴張性財政政策里，其一，對政府公共投資擴張具有投資乘數效應以及經濟增長具有促進作用，其二，財政赤字支出對民間投資的擠出效應將造成經濟增長抑制。因此，財政赤字的所具有的效果，不但會影響到整個社會的資本形成的階段，而且將會對評價財政政策效果具有十分關鍵的問題。
國債的發行，將會對社會財富就通過民間部門向政府部門掌握使用進行轉移，進而降低民間部門的資金使用量與占有程度。政府借款不但會提取很大部分的民間資金以及物質資源，從而讓民間投資退卻。
假如處于經濟蕭條時期，將有很多物資資源的空置，因民間資本的使用效率低下，對資金的需求并不多，貨幣資金也將具有閑置的現況。
總而言之，國債對投資需求的增進，有著顯著效果的直接作用，投資的增長同時也成為了拉動總需求增長的重要動力之一。另外，國債投資對啟動民間投資具有十分積極的作用，讓民間投資擁有相對快速的增進速度。
2.國債對消費的影響
國債量的增添，會增加民間的資產，這將讓人們感受比先前更富裕，也可能幫助增添消費支出；其次，伴隨民間的勞動意愿降低，使得儲蓄率也隨之降低，并且，因空閑增加，所造成的消費的增長又將降低儲蓄。因此，國債的增添并非無限量的，它本身就具有一種自動抑制機制。假如國債增添降低儲蓄意愿，將會使得民間部門持有國債的意愿降低，國債的發行也就停止了。
國債對消費的影響，不但經國債的資產效應體現出來，還經固定的國債利息進行體現。經濟不景氣時期，稅收收入將減少，此時，為了保障國家的信譽，國債的利息支付還處于在原先的水平，此時消費需求必定會有維持作用。另外，在經濟繁榮時期，稅收收入將會比國民收入增長更快些。另外，因國債的利息支付為既定，能產生抑制通貨膨脹的作用。
3.國債對貨幣供給的影響
政府發行國債，如若中央銀行承購國債，將增加政府的存款。而該存款撥給社會上的部門企業和個人時，將用作政府各項支出，它的賬戶所在的商業銀行的存款將有所增加，那么結果將為貨幣供給量增加。如若處于這種狀態，社會正處于貨幣供給比貨幣需求大的狀況，那么將非常容易形成非常嚴重的通貨膨脹，在現代銀行制度中，這將成為中央銀行創造貨幣的機制。因此，中國上世紀八十年代中期即明確，中國人民銀行不能直接承購政府債券。中央銀行在承購國債期間，擴大的貨幣供給不但是國債自身，而將會是擴大的很多倍。根據存款準備金制度，如財政向社會實現撥款后，商業銀行的社會存款會增多。其中的一部分將成為準備金繳存中央銀行，其余的可用作存款發放。存款的結果又會增添社會存款，這也就是所謂的“派生存款”。
三、我國國債的宏觀經濟運行的問題以及建議
1.我國國債的宏觀經濟運行存在的問題
(1)農村基礎設施投入不夠充分。通常，習慣上始終把農林水利建設投資看作是國家對農業的投入，可是從農林水利建設里得到利益的，并不只是農村地區以及農村人口，所以，城市基礎設施投資和農村基礎設施投資相對比，只能是對農村電網進行改造。而國債投資部分中，城市基礎設施投資所占的比例，比農村高了大概有十個百分點。截止當今，村集體收入以及農民集資仍是鄉村公路建設的資金來源，財政投入約為零。所以實際上，農村基礎設施投資欠賬也非常多。
(2)我國國債發行的結構不豐富，短期品種比較少，這使得經濟上出現集中的償債高峰，還增加了我國的財政壓力，同時，這讓中央銀行公開市場業務的操作并沒有充足的對象，使得國債市場流動性大大降低，讓貨幣政策的宏觀金融調控機制無法有效運行并充分的發揮作用。
(3)因國債投資可以促進當地經濟增長，也可以提升當地的財政收入。部分地方為了取得項目，都無法尋思嚴格審查項目構建的合理性以及可行性，依據需要進行的基礎設施建設，結果具有重復性建設以及完全超過當前和以后很長時間經濟發展實際需要的基礎設施。而根據長期來看，基礎設施投資能超前，可在經濟發展對某些基礎設施的需求仍然很低，而對另外基礎設施項目需求十分需要的時候，部分地區的基礎設施規模很大程度的超前于經濟發展的現實需要，這一定會出現比較大程度的閑置以及資源浪費。
2.我國國債的宏觀經濟運行建議
國債項目如發揮其效益，不僅能增強綜合國力，促進經濟發展，并且人民的生活質量也會持續提高，如若用不好，不但積極財政政策的實施無法達到預期效果，會使國家財政陷于惡性循環，還會讓各級政府背上沉重的債務包袱。因此，加強國債資金管理，提升國債資金使用效益的重要意義是非常重要的。
(1)發揮國債投資在引導消費需求增長、產業結構調整等方面的作用。伴隨經濟發展以及消費者收入水平的不斷提升，普通家庭對一般工業消費品的消費已經達到飽和，正面臨著消費方式以及模式往更高一階段進行變革，也就是說，消費喜好已經向高技術含量轉變、智能化的產品以及家庭轎車、住房等大件消費品上，國債投資需支撐供給結構的合理轉換以及技術產業的開發，這樣不但帶動了民間投資的提升，還通過創造有效供給，使得消費需求加速增長。
