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 $#
期国债为例,运用协整检验和误差修正模型,分析了两个市场价格之间的关系,发现其相互之间存在
着双向的因果关系,但主要是交易所价格领先于银行间价格,交易所价格对银行间价格具有较强的
解释能力。
关键词:国债;银行间市场;交易所市场;协整;误差修正
中图分类号:%&’!(# 文献标识码:) 文章编号:$...
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
性的 !""! 年 $#
期国债为例,运用协整检验和误差修正模型,
了两个市场价格之间的关系,发现其相互之间存在
着双向的因果关系,但主要是交易所价格领先于银行间价格,交易所价格对银行间价格具有较强的
解释能力。
关键词:国债;银行间市场;交易所市场;协整;误差修正
中图分类号:%&’!(# 文献标识码:) 文章编号:$""!*+,&-.!""#/"$*""&!*"!
! 研究方法
从理论上推断,银行间和交易所两个市场的国债价格序
列应该存在着相关性,可以进行相应的计量分析。但是,现代
计量经济学研究表明,传统的回归模型在对时间序列进行分
析时,在变量之间并不存在相应的相互关系的情况下,0 检验
和 % 检验都很容易表现为显著,这就是“伪回归”的现象
(12345627、869:;<=,$>-,)。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 =9>:59>/3(6-=)值和 ?@2>@5 -39A2:>/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:
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=/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’)]
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(责任编辑 a李友平)
银行间
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滞后期数
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表 $ 国债价格序列的单位根检验结果
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滞后期数
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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
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最大特征
值统计量
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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 #+($+)的水平拒绝零假设。
常数项
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R
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L7A
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N统计量
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表 # 误差修正模型估计结果
%(%%)表示在 #+($+)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
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