引论：我们为您整理了13篇国债利率论文范文，供您借鉴以丰富您的创作。它们是您写作时的宝贵资源，期望它们能够激发您的创作灵感，让您的文章更具深度。
篇1
一、我国国债期限结构存在的问题
1.国债期限结构较为单一
由于我国短期和长期国债的发行规模较小，15年期以上的国债品种较少，5年～15年期国债在可流通国债中占绝对比重。从资金供求情况来看，市场上的长期资金供大于求
2.投资行为短期化
证券投资行为短期化。我国的资本市场是一个新兴市场，也是一个转轨的市场。
由于比较复杂的原因，使得证券市场的投资行为的主体是投机而不是投资，这在中外股市换手率的巨大差异上表现得很明显。20世纪90年代美国纽约交易所年平均换手率在20%年～50%之间，而2000年我国深沪股市流通股的平均换手率分别是499.1%和503.85%，即上市流通的每一张股票平均每年要换手5次左右。我国股票换手率持续居高不下，一方面反映了我国的证券市场缺乏长期投资价值，也反映了我国的投资者长期以来都缺乏长期的投资观念。
其次实体投资行为短期化。我国企业投资短期化倾向非常明显。由于银行信贷资金有着明确的还本付息期限，受此制约，一方面企业难以用短期信贷资金进行长期项目投资，而自有资金数额又极为有限，因此，难以有效地展开技改、更新及其他类型的投资；另一方面，为了能够按时偿还到期债务本息，相当多企业只得选择一些短期见效的投资项目，由此，企业投资的短期化演化为经济运行的短期化。
实体经济行为的短期化意味着在经济行为主体的观念当中，是没有期限或者没有长期的概念的。实体经济行为的短期化反映在金融领域就是金融行为的短期化，在国债市场上就表现为对于期限的无差异化。在国债市场上，由于缺乏实体经济的长期行为的参照，因此长期国债的定价就缺乏相应的基准。在这种情况下，就只有依据短期的收益率水平，来确定长期债券的收益率。所以“长债短炒”现象在金融行为短期化的影响下就是必然的。
3.物价变化走低趋势
由于技术进步日益提高，且技术的重要性进一步增强，因此，物价的下跌成为一种常态。在经过20年改革之后，1998年我国出现了通货紧缩的趋势。短缺经济得到了基本消除，大量的工业品出现了一定程度的过剩。总需求的不足，影响到物价的走低。而物价的走低趋势又制约了利率走高的可能性。因此，至少从中期来看，我国的利率是难以上升的。这反映在国债利率上，就是长期利率趋于平缓甚至下降的趋势。
二、健全我国国债市场利率期限结构的建议
针对我国国债市场利率期限结构存在的上述问题，对健全我国国债市场利率期限结构提出如下建议。1.完善国债品种
增加不同期限的国债品种，满足不同投资者的需求：除充分考虑偿债周期和偿债能力外，更需要对应债主体的投资行为模式进行分析，以确定长、中、短期相互搭配、相互弥补的期限结构。发行原则是在条件具备的情况下发行短期国债，适度发展中期国债，增加发行长期国债，建立债券种类多样化、期限分布均衡化的国债期限结构。不仅有国债，还要有企业债券；不仅有短期债券，还要有中长期债券，具有足够的规模与流动性。现在财政部国债发行是按年度发行额管理的，这是制约短期国债发行的一个非常重要的因素。国债发行如果实行额度管理，在长期内统一规划国债的品种与数量将有利于国债期限结构的改善，改变目前偏重于中期国债，长期和短期国债不足甚至空缺的状况。今后应增加短期国债，控制中期国债，发展长期国债。
2.实现国债利率的市场化
在西方国家，短期利率是由中央银行制定与调整的，而中长期利率则是由市场决定的。中央银行在实现利率市场化的进程中，应该采取先放开货币市场利率的办法，降低超额存款准备金利率，从而带动货币市场利率下限降低。与我国目前活期存款利率相比，货币市场的收益有很大的吸引力，这将带动大量的资金进入货币市场，使得货币市场利率大幅下降，也为中短期国债收益率下降打开了空间。1999年以来，我国加大了通过招标发行国债的规模，不仅增加了市场中可流通的现券量，而且提高了国债发行的市场化程度，这种方式今后要继续保持，并且在发行方式上应不断完善。
3.扩大国债市场的投资者种类，促进国债市场的流动性
1998年10月人民银行批准保险公司入市；1999年初325家城乡信用社成为银行间债券市场成员；1999年9月部分证券公司和全部的证券投资基金开始在银行间债券市场进行交易；2000年9月人民银行再度批准财务公司进入银行间债券市场。至此，代表中国批发债券市场的银行间债券市场，其组织成员基本覆盖了我国的金融体系。但是，目前的投资者数量还很少，一般的非金融企业无法进入银行间市场进行交易。
针对这种现象，我们应该：首先，适当引入外国投资者。目前为止，我国尚未允许国外投资人参与国内国债市场，而是利用境外借款或发行债券的方式举借外债。其次，鼓励基金参与国债的投标。虽然1998年新上市的5只基金(金泰、与世无争、兴华、裕阳、安信)中，有在未来的投资组合中其国债投资比例占其整个资产比例不少于20%的规定，但国债在基金资产结构图中占有的比重仍是微不足道的。再次，引入远期国债交易机制。远期交易具有价格发现与价格收敛的作用，即期市场上现货债券价格受远期市场交易的影响，会更趋于合理，使国债现货市场的利率形成机制更趋合理。
4.发展机构投资者，尤其是债券投资基金
由于债券投资基金具有专业投资和规模经济的优势，它们的投资风格更加稳健，有利于国债市场的健康平稳发展。但我国目前仍十分缺乏专业的债券投资基金。在发展机构投资者的同时，建立债券做市商制度。做市商的双向报价，有利于发现市场价格，形成市场基准利率。
篇2
二、中国国债期货核心功能发挥的实证检验
从2013年9月6日国债期货上市以来的交易情况来看，上市之初短暂的交易活跃之后即遭遇冷场，但是大跌之后逐渐反弹，交易日渐活跃，各合约的交易量和持仓量稳步增加。国债期货的平稳运行和功能发挥直接影响其对利率市场化的作用和影响，并且关系到国债期货自身的成败。本部分基于国债期货上市以来的数据对国债期货规避利率风险和价格发现的功能发挥进行实证分析。
（一）数据样本的选择及描述1.数据选择及说明本文采用中债国债5~7年全价指数的日收盘价作为现货数据，采用由国债期货各主力合约构造的连续日收盘价序列作为期货数据。现货和期货的样本区间为2013年9月6日到2014年8月14日。剔除其中非期现货共同交易日期的样本点，共有228个样本点。对于因节假日暂停交易导致的缺失数据，采用“等差数列填补法”进行处理来填补缺失的数据，从而在最大限度不影响数据趋势的情况下，使交易数据成为满足每周5个交易日的规则数据序列，处理后的数据扩充为245个样本点。数据均来源于Wind资讯，计量分析软件为Eviews6.0。国债期货和现货的日收盘价格分别用F、S表示，为消除时间序列可能存在的异方差，本文对国债期货和现货的收盘价取自然对数，以LF、LS分别表示期货和现货价格的对数值序列，即LF=lnF，LS=lnS。并分别对LF、LS取差分，即期货对数收益DLF=lnFt-lnFt-1，现货对数收益率DLS=lnSt-lnSt-1。2.数据序列的基本统计量描述首先对要研究的期货和现货的价格序列和收益率序列进行一个基本特征的统计（见表1）。从表1可以看出5年期国债期货收益率的均值小于对应的现货，但是收益率的标准差大于现货，即期货收益率的波动要大于现货收益率的波动，这可能是由于期货的交易费用比较低，对市场信息反应比较灵敏所致。另外，从J-B统计量可以看出期现货的价格序列和收益率序列均拒绝正态分布的原假设。3.数据序列的相关性分析现货和期货价格的相关程度越高，两者的引导关系就越显著，套期保值的效果也越好。本文所选期、现货的价格走势图如图1所示。从图1可以看出中债国债5~7年全价指数与5年期国债期货价格长期走势非常一致。其中，d軈为dt的算术平均值，TE越小说明两序列的走势越相似。经计算，样本区间内，中债国债5~7年全价指数和5年期国债期货的跟踪误差值仅为0.001608，说明二者有很高的相关度。另外，中债国债5~7年全价指数和5年期国债期货的价格序列相关系数为0.845054，收益率相关系数为0.642394。综上，走势图和两个相关性指标均表明所选择的现货数据和期货数据具有很高的相关性。
（二）国债期货价格发现功能的实证分析国债期货价格发现功能体现为在价格形成过程中国债期货是否领先国债现货，从而对国债现货市场未来价格形成起到预测和引导作用。本文采用Johansen协整检验、Granger因果检验以及向量误差修正（VEC）模型来实证分析中国国债期货价格与国债现货价格间的这种引导关系（华仁海，2005），在此基础上，进一步采用方差分解的方法分析出在价格引导的过程中国债期货和现货的贡献度。1.单位根检验和协整检验为了检验所选取数据序列的平稳性，首先采用ADF检验对数据序列进行单位根检验，结论如表2所示。从表2可以看出，国债期货和现货的对数价格序列在5%的显著水平接受有单位根的原假设，即对数化后的数据序列是非平稳的。而两个对数收益率序列都在1%的显著水平拒绝原假设，说明一阶差分后的两个数据序列都是平稳序列。单位根检验的结果表明，国债期货和现货价格的对数值序列都是一阶单整即Ι（1）的，符合协整关系检验的前提条件，因为协整的序列必须是同阶单整的。所以，接下来对国债期货和现货的对数价列做协整检验，本文采用基于回归系数的Jo-hansen协整检验法，结果如表3所示。协整检验的结果表明，国债期货和现货的对数价格序列在5%显著水平存在长期稳定的协整关系。可见在短时间内，国债期货和国债现货的价格之间可能偏离均衡状态，但从长期来看，自国债期货推出至今它们之间已经形成了长期的均衡关系。2.格兰杰因果检验格兰杰定理表明，存在协整关系的变量至少存在一个方向上的格兰杰因果关系。因为国债期货和现货价格序列存在一个协整关系，所以可以直接对期现货价格序列做格兰杰因果检验，检验结果如表4所示。格兰杰因果检验结果表明，在滞后1期时，在10%的显著水平都无法拒绝国债期货价格和现货价格互不为格兰杰原因的原假设。在滞后2、3、4期时，在1%的显著水平国债期货价格是国债现货价格的格兰杰原因。在滞后2期时，在10%的显著水平国债现货价格仍不是国债期货价格的格兰杰原因。在滞后3、4期时，在5%的显著水平国债现货价格也是国债期货价格的格兰杰原因。因此，国债期货价格和国债现货价格之间存在双向Granger引导关系，其中国债期货价格对现货价格的引导关系更加显著。3.向量误差修正模型因为协整检验说明了国债期货价格序列和现货价格序列之间存在长期均衡关系，所以可以进一步通过向量误差修正模型来研究国债期货价格与现货价格之间的相互引导关系，对二者之间由短期的偏离向长期均衡的调节过程进行分析，从而可以从长期和短期两个方面来刻画国债期货价格和现货价格之间的动态关系。由VECM模型估计结果可知，从长期来看，国债期货和现货的误差修正项调整系数均为负，符合负向调节机制。而且期货的调整系数在1%的显著性水平显著，另外期货的调整系数绝对值比现货的调整系数绝对值相对较大，这说明在系统偏离长期均衡状态时，期货市场对非均衡状态的反应更为灵敏，调整的速度更快。从短期来看，方程式（1）中D［LF（-1）］和D［LS（-2）］的系数都在1%的显著性水平显著，说明期货价格存在自相关性，也说明现货价格Granger引导期货价格。方程式（2）中D［LF（-1）］、D［LS（-1）］和D［LS（-2）］的系数均统计显著，说明现货价格存在很强的自相关，也说明期货价格Granger引导现货价格。图2国债期现货价格方差分解结果综上可得，在长期中国债期货市场比现货市场更快回到均衡状态，在短期中国债期货价格与现货价格之间存在双向的Granger因果关系。4.方差分解为了进一步分析国债期货和现货在价格形成过程中的相互作用过程和各自的贡献度，本文运用方差分解的方法进行分析（见图2）。由方差分解的结果可知，在国债期货的价格形成过程中，更多地受到自身的影响，虽然贡献率逐渐递减，但是在10个交易日时仍保持在98.34%，而国债现货对其的影响非常小，在第10个交易日时也只达到1.66%。在国债现货的价格形成过程中，开始时自身的贡献率为56.45%，稍占优势，但是国债期货对其贡献率逐渐增高，且很快超过现货对其自身的影响，在第10个交易日时达到66.7%，超过现货自身的影响。综上，虽然国债期货价格和现货价格存在双向Granger引导关系，但是在价格形成过程中，国债期货的价格发现能力更强，起主要引导作用。
（三）国债期货规避利率风险功能的实证分析国债期货作为利率期货其规避利率风险的功能体现在投资者利用国债期货为其持有的国债现货资产进行套期保值的效果。最优套期保值率记为h*，直接决定套保操作所买卖的期货合约数目，进而影响套期保值的效果。所以合理测算h*是不同套期保值模型的共同目的，也是套期保值成功的关键。由于传统的套期保值理论忽略了基差波动的风险，认为h*为1，这在现实中是不合适的，所以本文没有采用。本文先是采用普通最小二乘法（OLS）模型和向量自回归（VAR）模型这两种静态套期保值模型计算出最优套期保值比率h*（方世健、桂玲、吴博，2008），然后再基于风险最小化原则对套期保值的绩效做出评价。本部分设定2014年8月1日到2014年8月14日这10个交易日为样本外，之前的235个样本点为样本内。1.普通最小二乘法（OLS）模型OLS模型由Johnson（1960）提出，之后Ederington（1979）等研究者都将这一模型应用于套期保值的实证分析中。该模型认为一定时期内，现货收益率和期货收益率呈线性关系。式（3）中，ΔSt、ΔFt分别表示采用套期保值的现货和期货的对数收益率。通过将现货对数收益率对期货对数收益率进行普通最小二乘（OLS）回归估计线性模型的斜率β，该斜率即代表了最佳套期保值 率h*。本文以中债国债5~7年全价指数的对数收益率DLS为被解释变量，以5年期国债期货的对数收益率DLF为解释变量，建立基于OLS的线性回归模型，结果如表5所示。首先，根据信息准则AIC和SC确定VAR模型的滞后阶数为2。建立中债国债5~7年全价指数与国债期货数据序列的二元VAR（2）模型，参数估计结果如表6所示。由VAR（2）模型的残差序列的协方差矩阵可知，式（6）中的Cov（εst，εft）为1.70e-06，Va（rεft）为4.32e-06。由式（6）计算的最优套期保值率h*=1.70e-06/4.32e-06=0.393519。3.套期保值的绩效评价求解出最优套期保值率h*并按照其对现货资产进行套期保值后的资产组合是由套期保值工具（期货合约）和其所保护的资产（现货资产）所组成的一个新的资产组合，其对数收益率可表示为：套期保值前的资产组合即现货组合的对数收益率表示为：基于风险最小化原则的套期保值绩效评价，即根据Markowitz（1952）资产组合理论对跨期货、现货两市场的资产组合寻求固定收益下的最小风险。令σ2u=Va（rru）表示套期保值前现货组合对数收益率的方差，σ2h=Va（rrh）表示套期保值后资产组合对数收益率的方差。所以，风险最小化原则就是使rh的方差比套保前现货组合收益率ru的方差减少程度最大。套保绩效HE越大说明套期保值的效果越好。根据以上套保绩效评价方法计算出各套保模型的绩效，结果如表7所示。由表7的套保绩效可知，样本内数据利用OLS模型进行套期保值的效果略优于利用VAR模型进行套保的效果，规避资产组合所面临的利率率达到42%。但对于样本外数据，运用OLS模型套期保值失效，而VAR模型套保绩效也几乎为零。原因主要是在样本外时段即2014年8月1日到2014年8月14日期间，国债期货价格走势与国债现货明显背离，国债期货价格呈下降趋势，而此时国债现货价格为上升趋势，从而导致OLS套保失效，VAR套保绩效几乎为零。综上，国债期货已经发挥出了规避利率风险的功能。
篇3
（一）超任务发行风险
近年来随着国家屡次降息，居民投资方向开始发生变化，储蓄存款已不是居民闲置资金的首选，他们更热衷于收益较高的国债，造成储蓄存款分流，银行面临筹资困难，完成存款任务难度增大，影响其经营状况。商业银行资金紧缺时，便利用发行国债时违规超发“债券”，增大存款，以发行国债之名，行揽存款之实。这种行为一方面违反了国债发行的有关管理规定，扰乱了国家信用市场;另一方面，由于商业银行对超发债券的资金管理与正常发生的国债资金管理不同而出现了资金运行不规范的现象;同时，使承销机构在经营中面临筹资成本增大和利率上调带来的风险。超发债券使银行暂时筹集到部分资金，解决了眼前的资金紧张状况，但其兑付成本高于银行存款利息，增加了经营成本。
（二）预约发行风险
由于凭证式国债销售的异常火爆，出现了国债供应进度和数量与居民投资需求不匹配，供小于求，国债发行当日即争购一空的现象，各承销机构，为揽住储蓄存款大户，将国债发行事先预订，而忽视了窗口居民，致使国债集中到部分投资者手中，改变了国债面向广大居民发售的初衷。预约发行虽使承销机构留住了储户，也加快了任务完成进度，但在实践中却存在着一定风险。由于承销机构与储户的预约是非正式的书面协议，对双方不会形成有效的法律约束，一旦国债预约人有更好的投资方向或遇银行利率上调，预约人将毁约而拒购所约国债，承销机构无有效手段制约预约人，只有在国债发行期结束后，自购预约国债，并承担相应的风险和损失。
（三）利率风险
我国的国债发生利率一直是参照同档次银行储蓄存款利率确定的。这种确定方法本身就存在一些问题，不尽合理。首先，它只是盯住银行存款利率，而不是依据发债时的资金市场供求状况。其次，这种国债利率确定方法使资金的三性(收益性、流动性、风险性)关系出现了矛盾，即在期限相同的国债与银行存款两种金融形式之间，利率(收益)与风险应成正比关系，与流动性成反比关系，即风险越低，流动性越强，其利率越低，反之相反。但我国凭证式国债与银行存款相比，风险性小，流动性较强，而其利率却较高。第三，银行存款利率的调整是政策当局为实现某个经济目标或解决某个经济问题而进行的，在调整利率时并未充分考虑对国债利率的影响。当银行利率恢复上调，大量的低利率凭证式国债提前赎回，承销机构将面临巨大的挤兑压力，严重的还会造成承销机构在资金上的支付风险。
（四）其他风险
凭证式国债承销中除存在上述主要风险外，还存在着同业竞争、二次买卖、核算管理、公款私存购买国债等风险，这里就不一 一介绍。
二、采取有效措施的防范和规避凭证式国债在发售中给承销机构带来的风险
（一）规范承购包销行为，完善现行承购包销方式
我国国债承销以商业银行为主，承销团数量有限，垄断性强，不利于招标竞争、控制发行成本和分销国债。根据承购包销存在的弊端，我们应从自由竞价认购、规范中介机构行为、充分发挥市场机制作用等方面对发行方式进行改革。财政部应根据市场资金来源情况确定承销资格、承销程序和承销规则，由承销团充分进行投标竞价，此价格能比较准确地反映社会资金的供求状况，兼顾筹资者的利息负担和投资者的收益，使二者都能保持在大体合理的水平，从而使承销机构承销国债的风险性有所减小，以利于稳定国债发行市场。
（二）实现国债期限多样化，提高国债发行频率
我国国债发行市场品种逐步向多样化方向发展，但国债期限仍以三年期以上居多，两年及两年期以下的国债寥寥无几。国债多样化可为中央银行提供灵活的调控手段，即中央银行可在公开市场上吞吐国债，而不仅仅以信用扩张来调节基础货币的供应，从而能更有效地调节货币供求，进而能为财政信贷综合平衡开辟一个新渠道，一定程度上也能防范国债风险的产生。国家应在建立逐步完善的国债发行电子网络化的基础上，结合财政政策和货币政策适时地发行不同期限和不同品种的国债，改变国债市场品种单一的状况，实现国债期限多样化，。同时，为及时弥补财政赤字和解决基本建设投资需要，应提高国债发行频率，采取月度和季度均衡发行方式，随时满足投资者的需要，使国家及时足额筹集资金，使国债利率与市场利率保持协调，规避承销机构在承销中卖大户、超发、增发国债等不规范行为。
（三）实行灵活的国债利息政策，使国债发行实现利率市场化
为稳定国债发行市场，发展国债交易市场，政府应该实行灵活的国债利息政策，实现利率市场化。国债利率应以市场资金供求状况为主要依据，适当参照银行存款利率来确定。首先财政部和人民银行应在利率确定上进行深入研究。
既要考虑财政的筹资成本，又要有利于国债顺利发行，还要考虑市场资金供求状况。其次，在财政部发债期间，人民银行要设法稳定利率，在国债发行之后，人民银行调整利率时应充分考虑国债利率水平，财政部也要采取相应措施，最大限度地使国债利率与银行存款利率保持相同的走势。目前，我国国债发行采取浮动利率方式的技术条件还不够成熟，不宜采用，可根据市场利率溢价、折价、平价发行国债，消除国债固定利率的种种弊端。第三，可利用新旧债券结合的方式稳定发行市场，即发债人在利率上调时为避免旧债提前兑付风险，可发生新债券，允许旧债持有者兑换新券或给旧券持有者一定的补差，使承销机构有效避免由于利率波动带来的风险和损失。
篇4
目前,我国发行的央行票据大多是三个月期或一年期的短期票据,而影响经济实体的资本成本､进而影响资产投资和宏观经济的主要是长期利率,因此中央银行能否通过调节央行票据的发行利率来对经济实体产生影响,其关键在于央行票据利率作为货币当局可控制的短期利率,其与长期利率之间的关系如何｡只有长期利率与短期利率之间的关系稳定才能保证中央银行能够通过调节短期利率来影响长期利率､进而影响经济运行｡因此,研究我国央行票据利率对长期利率的影响,具有一定的理论意义和现实意义｡
一､文献综述
理论上,描述长期利率与短期利率关系的经典理论是预期理论｡其主要内容是:本期的长期利率是本期短期利率与未来预期短期利率的平均值｡用公式可简单表示为:
Rt(n)=1n(rt+Etrr+1+Etrr+2+…Etrr+n)公式(1)
其中,Rt(n)为t时点的长期利率,rt为t时点的短期利率,Etrr+1､Etrr+2､…Etrr+n为t时点对未来短期利率的预期值｡
货币政策可以控制短期利率,但进而如何对长期利率产生影响,取决于人们对未来货币政策的预期,即预期未来短期利率的变化方向和程度｡例如,货币当局针对通货膨胀,在t时点上调本期的短期利率,即rt增加时,如果市场预期未来短期利率不变或继续上调,则按公式(1)都会导致本期长期利率Rt(n)的上升,这种情况主要发生在通货膨胀期及货币紧缩期的开始｡而当经济处于通货膨胀期及货币紧缩期的末端时,市场预期在本期短期利率rt上调之后,通货膨胀会消除,甚至经济衰退,为此货币当局在未来将降低短期利率,即Etrr+1､Etrr+2､…Etrr+n下降｡根据公式(1),本期的长期利率Rt(n)将有可能下降｡因此,综合看来,短期利率的调整对长期利率的影响如何,取决于短期利率调节处于经济周期的哪一部分,进而人们对未来货币政策的预期如何｡
关于短期利率对长期利率影响的定量研究,传统方法是:将短期利率作为解释变量,将长期利率作为被解释变量,建立回归模型｡如Cook and Hahn(1989)用美国联邦基金利率对10年期国债和20年期国债利率进行回归,结果表明在1974至1979年间,联邦基金利率每上调1个百分点,将使得10年期国债和20年期国债利率上升0.13和0.10个百分点｡后来,一些学者和研究机构,如Miller and Russek(1991)､国际清算银行(1994)等,引入某些宏观变量,如GNP､政府赤字､未预期的通货膨胀率等,与短期利率变量一起,建立对长期利率的回归模型,并且还采用了一些新的计量方法,如协整､向量自回归､误差修正模型､Granger因果检验等等,得出的结论大部分仍然是短期利率与长期利率之间存在正向的影响关系,短期利率上调1%,长期利率平均会上升0.1%至0.3%左右｡近期的研究,则将短期利率对长期利率影响的研究,扩展到货币政策对整个利率期限结构的影响,如Peter Kugler(2002),Braun and Shioji(2006)等｡
关于我国的情况,卢遵华(2005)利用回归､协整及因果检验等方法研究了三月期央票和一年期央票发行利率与中期利率(银行间五年期国债利率)之间的关系;而牛玉锐(2006)则考察了央票发行数量与货币市场利率之间的关系｡本文的研究,不但检验央票利率对银行间国债长期利率的影响;还检验了央票利率对交易所国债利率的影响｡因为尽管中央银行票据是在银行间债券市场上发行,但交易所债券市场的流动性和活跃程度都要高于银行间债券市场,其对信息的反应状况要快于银行间市场(袁东,2004),因而考察央票利率对交易所国债利率的影响,有助于我们更深入地认识长期利率对短期利率的反应｡
二､数据和方法
中央银行发行的央行票据有三月期､六月期､一年期及三年期等品种｡其中三月期和一年期票据发行频率最高,目前基本上是每周二发行一年期央票､每周四发行三月期央票｡由于三月期央票的发行利率和一年期央票的发行利率高度相关(相关系数经计算达到0.93左右),且一年期央票在2003年8月至2004年2月之间暂停发行,而三月期央票自2003年4月底以来,基本上每周发行一次,因此为保持数据连续性和充分性,我们选择三月期中央银行票据为研究对象,研究周期从2003年5月6日开始,自2006年5月11日结束,共129期样本数据,依次收集各次的发行利率,作为模型的解释变量｡
关于作为被解释变量的的长期利率指标,我们分别选择银行间债券市场和上海证券交易所国债市场的10年期国债利率｡利率数据来自于业界常用的红顶债券分析系统,该系统采用样条插值法将附息债券利率数据转化为标准意义上的零息债券利率数据,被路透社及许多金融机构作为债券利率数据的提供商｡另外,我们还选择了银行间债券市场和上海证券交易所国债市场的5年期国债利率数据作为中期利率指标,研究央票发行利率对其的影响,以便与长期利率的反应进行比较｡
回归模型的形式为:R(n)t+1=α+β・rt+εt
其中,rt为三月期央票的发行利率,R(n)t+1为三月期央票发行日后下一个交易日的长期(10年期)利率或中期(5年期)利率数据｡
三､结果与分析
在样本期内,三月期央票利率和银行间五年期国债利率､银行间十年期国债利率的走势如图1所示｡三月期利率与交易所国债利率的走势也大致相同,不再另附图｡
图1各期限利率的走势由图1中可见,在样本期内的大部分时间里,三月期央票利率与银行间国债的中期利率和长期利率的运行方向相同,只是在2004年上半年期间,中长期国债利率与央票利率的走势明显背离,三月期央票利率下降,而五年期和十年期利率仍然上行｡考察当时的市场环境,正是经济过热､CPI上升,市场普遍判断会推出加息措施,预期未来短期利率上升,按照公式(1)所示的预期理论,导致长期利率走高｡
用央票利率对银行间国债和交易所国债的中长期利率进行回归,结果汇总见表1｡
表1央票利率对中长期利率的回归结果
表1显示出,总的看来,无论是银行间国债还是交易所国债,央票利率对五年期和十年期利率的回归系数β都显著为正,央票发行利率每上调1个百分点,银行间和交易所的五年期国债利率分别上升0.63和0.55个百分点;十年期国债利率则分别上升0.296和0.39个百分点｡央票利率对中期(五年期)国债利率的影响要大于对长期(十年期)国债利率的影响｡不同模型的R2表明,央票利率对中期国债利率变化的解释程度在0.17以上,而对长期国债利率变化的解释程度则最高只有0.09左右,说明长期利率的变化除了受央票利率的影响之外,具有更大的不确定性｡
参考文献:
[1]Vance Roley and Gordon Shellon,“Monetary Policy Actions and Long-Term Interest Rates”,Working Paper,Feder Rescue Bank of Kansas City,1995
[2]Cook Timothy and Thomas Hahn,“The Effects of Changes in the Feder Funds Rate Target on Market Interest Rates in the 1970s”,Journal of Monetary Economics,November,1989,331-335
[3]Peter Kugler,“The term premium,time varying interest rate volmility and central bank policy reaction”,Economics Letters(76),2002,31 -316
[4]Branun & Shioji,“Monetary Policy and the Term Structure of Interest Rates in Japan”,-Journal of Money,Credit and Banking.Feb 2006
篇5
我国利率市场化改革的经验表明，经由国债市场的发展来推进的利率市场化改革，是比较有效的改革路径之一。十多年来的中国国债的市场化改革对利率的市场化改革起到了重要的作用。国债二级市场及其收益率的形成、国债一级市场引入竞争性的招标机制、国债回购利率的市场化、国债期货交易的试验等改革举措，是我国利率市场化改革的重要内容，加快了改革的进程。近年来中央银行开展公开市场业务引导市场利率，以及各种利率市场化改革措施的出台，都为最后放开商业银行的存贷款利率准备了基础条件。但是，随着中国金融体制改革的深化，利率市场化的进程逐步加快，中央银行亟需确定一个市场基准利率来引导市场利率。
所谓市场基准利率，是在多种利率并存条件下起决定作用的利率，是金融市场上所有金融产品价格确定的重要参考依据，是人们公认的并普遍接受的具有重要参考价值的利率。目前，中国中央银行对商业银行的再贷款利率实际上起着基准利率的作用。但从现代市场经济发展要求看，真正能够成为基准利率的是国债市场的利率。
首先，从国际金融市场的一般规律来看，能够成为基准利率的必须是流动性好的金融商品的利率。国债利率具备这一特点。国债有“准货币”之称，变现力极强，它的价格形成与波动能够灵敏地反映资金市场供求的变化，因而可以成为其他金融工具定价的基础。诚然，国债利率也会受到通货膨胀和到期风险的影响，但由于国债到期还本付息是一个固定额，在通货膨胀率与利率变化可以预期的条件下，国债利率就自然成了基准利率的代表。实际上，美国、日本等市场经济发达国家的市场基准利率就是国债利率，国债利率处于整个利率体系的中心环节，它的变动决定其他金融工具利率的变动。
其次，作为基准利率，必须能够较好地反映不同期限的利率水平。国债利率也具备这一优点。在债券期限结构理论中，预期理论与市场分割理论从不同侧面解释了不同期限债券利率水平差异的原因。预期理论在债券具有完全替代性的前提下证明了债券利率差别的原因是期限的长短，即将长期利率等于债券到期之前未来短期利率预期的平均值。市场分割理论则在市场不完全性与不同期限债券不是替代品的前提下说明了各种期限债券利率取决于各种债券市场的供求状况。期限结构理论与流动性升水理论则综合了上述两种理论，将长期利率等于债券到期之前未来短期利率预期的平均值加上反映不同期限债券供求状况的期限升水，从而比较全面地解释了不同期限债券利率差别的原因。非国债（如企业债券）不同期限利率的决定虽然也可以用以上理论解释，但由于存在违约风险，因而无法用来决定利率的期限结构。而国债的发行主体是政府，一般不存在违约风险，其利率结构也就不受违约风险的干扰，因而可以较好地反映不同期限利率的差别，能够成为基准利率的最好选择。同业拆借利率虽然也是反映市场资金供求状况的利率，在市场交易规模、交易者数目和规范化程度上与国债市场也有可比性，但同业拆借市场毕竟只是一个短期拆借市场，同业拆借利率也只是对短期利率有参考作用。国债市场则是提供短、中、长期不同期限债券种类的市场，可以反映不同期限的利率水平。
一旦国债基准利率形成，国债市场的发展对其他金融市场将产生巨大的影响。它不仅改变金融市场规模格局，而且还影响其他市场利率水平的确定，出现明显的利率市场化的传递效应，其中影响最明显的是银行同业拆借市场和银行存款市场。因为国债市场发展后产生的大量资金需求，首先会冲击银行同业拆借市场和银行存款市场，结果必然是，在国债市场发展以及国债利率市场化的影响下，银行同业拆借市场的利率市场化机制将更加完善，银行存款市场也将逐步放松利率管制。
二、完善我国国债市场的建议与措施
完善我国国债市场，提高国债市场流动性，推进利率市场化是充分发挥我国货币政策效应的必要条件。目前，完善我国国债市场应从以下方面着手。
1、完善国债发行机制
（1）进一步规范滚动发行机制。扩大基准国债期限品种范围，进一步健全滚动发行机制，使一级市场国债发行形成更加持续的发行利率曲线，也使一级市场国债招标价格更好地发挥对国债定价与估值的参考作用。
（2）尝试推出国债预发行机制。为建立发行前债券价格揭示机制，规范一级市场债券分销行为，借鉴国际成熟债券市场预发行做法，在中国国债市场尝试进行国债的预发行操作。
2、优化国债期限结构和持有者结构
优化国债期限结构和持有者结构，增强国债市场的流动性，提高国债市场的调节功能。
（1）合理设计国债的期限结构。国债期限结构的形成往往是一个复杂的不断变化的过程。政府必须兼顾自身与应债主体这两方面的要求和愿望，同时考虑宏观经济条件和清偿能力等因素，对国债的期限结构做出选择。
（2）优化国债的持有者结构。国债持有者结构单一是我国国债市场的一大痼疾。这已在相当大程度上制约了我国国债市场的规范和发展。针对这种情况，提出以下几点建议：第一，中央银行持有的国债规模要加大，配合货币政策的运用，提高公开市场操作的传导效果。第二，取消对商业银行购买国债的某些限制，使国债成为商业银行资产结构的重要组成部分。第三，促进现有养老保险基金等机构的发展并培育国债投资基金。这将有效地提高国债市场的参与程度，促进国债市场发行效率的提升。第四，允许国外投资者购买一定比例的国债。这既有利于我国利用外资政策的实施，又有利于调节国债持有者的结构。
3、大力培育机构投资者
目前市场交易主体还比较单一，现在银行间债券市场的交易主体虽然己增加到900多家，但仍然主要是金融机构，非金融机构现在还很少进入这个市场，这样就限制了这个市场的覆盖面。在我国，商业银行目前却是债券市场的主要投资人。应大力发展非金融机构投资者进入国债市场，尤其是债券投资基金，由于债券投资基金具有专业投资和规模经济的优势，它们的投资风格更加稳健，有利于国债市场的健康平稳发展。
4、发展国债投资基金
国债基金有封闭式和开放式两种基本形式，同一般的证券投资基金相比，国债投资基金是国家信用和非国家信用相结合的表现形式，国家信用是其存在的前提和基础，国债基金的绝大部分资金是投向国债的，同其他类型的投资基金相比，国债投资基金具有信誉高、风险小、收益稳定的特点。
5、大力发展国债市场中介机构
（1）扩大一级自营商范围，完善做市商制度，活跃国债市场。第一，扩大一级自营商范围。我国中央银行应在严格要求的前提下，积极创造条件，进一步扩大一级自营商成员，尽早让一些业绩好、信誉高的证券公司和信托投资公司加入到一级自营商队伍中来。第二，完善做市商制度，扩大做市商队伍。我国虽已经建立做市商制度，但由于制度不完善，导致报价券种偏少，很多债券不能及时报价或没有报价，价格信息难以及时发现和披露。
（2）大力发展国债市场经纪人。一些国家的政府为了提高国债市场的流动性，非常重视经纪人业务。经纪人作为给交易商提供中介服务的机构，是连接交易商的重要媒介，经纪人本身不参与交易，只是将市场交易进行有效的配置，提供价格发现机制，提高交易的成功率。随着我国国债市场的不断发展和市场参与者的增多，直接交易不利于提高市场效率。目前我国同业经纪人只有一家，缺乏竞争和效率。因此，培养一大批活跃的经纪人队伍对发展我国场外债券市场显得尤为迫切。
6、建立统一、规范、分层次的国债市场体系
（1）一个竞争、有序、统一、高效的国债市场是央行公开市场政策利率传导机制发挥作用的前提，在国债市场的建设中，当前应集中精力建立以银行间债券市场为核心市场。继续拓展完善银行间债券市场，吸收各类金融机构投资者进入，以之作为批发债券市场。
（2）我国目前的国债流通市场呈现分割的状态，银行间国债市场和交易所国债市场各自存在。国债市场的两个子市场之间既独立运作又互相沟通。但市场交易具有连续性，人为地把不同交易主体分割到不同的市场，不利于扩大市场规模，完善市场机制。而且两个市场价格差的存在也不利于管理层更好地把握宏观经济情况。因此，应逐步将两个市场统一起来，促进国债交易在更广的范围内开展。健全国债交易的基础设施，构建统一的国债托管结算清算系统，是统一流通市场的关键。
7、积极发展国债期货市场
目前我国债券市场没有衍生金融工具，在现有的交易体系和交易手段下，投资者无法有效地解决利率波动带来的巨大风险，使得机构投资者难以进行避险与对冲操作，阻碍了其对债券市场的进一步参与。市场上投资者追涨杀跌，不利于债券市场的稳定。发展国债期货等衍生金融工具市场，可以为投资者提供规避风险的有效手段，促进市场价格发现，对于长期进行大量债券投资的商业银行、保险公司信用社、基金等机构投资者来说，十分重要。
篇6
一、引言
长期利率与短期利率之间的关系问题，一直受到货币政策制定者和金融经济学家的强烈关注。在市场利率体制下，中央银行可以较为直接和有效地控制短期利率；但影响经济实体的资本成本，从而影响投资需求和宏观经济的主要是长期利率。只有长期利率与短期利率之间的关系稳定，才能保证货币政策当局能够通过调节短期利率来影响长期利率、进而调节宏观经济运行。在现实中，短期利率与长期利率并不是同步变化的，有时甚至会出现走势背离的现象。例如，2004年6月至，2006年6月期间，美国联邦基金利率连续多次上调，而10年期国债利率却持续下降近一年之后才小幅回升，这一现象被时任联储主席格林斯潘称之为一个“谜”(Conundrum)。2008年以来，反映-欧元短期利率水平的2年周定期限互换(CMS)利率大幅度上升，而长期利率指标30年固定期限互换(CMS)利率则上升缓慢，使得长短期利率在2008年5月底首次出现了自欧元诞生10年以来的倒挂现象，并持续多日，由此导致挂钩于欧元长短期利差的金融衍生理财产品出现巨额亏损，引起市场广泛关注。
从我国的情况来看，随着我国金融业改革的推进和金融创新的加快，货币政策正在从数量型调控向价格型调控转变，以利率作为货币政策中介目标的要求越来越强烈，而顺畅的传导渠道是市场化调控手段得以有效实施的基本前提。理想的货币政策应该是中央银行“舞动”收益率曲线的短边，让收益率曲线的长边轻轻“飞扬”，从而通过利率期限结构的变化，对中长期利率乃至利率的风险结构产生影响。彭兴韵、施华强(2007)的实证研究表明，我国货币市场利率对货币政策操作具有一定的反应，但反应并不持久。而本篇论文的研究目的，则是进一步考察货币政策传导的后半部分，即货币市场短期利率对以长期国债利率为代表的资本市场利率的影响。尽管我国目前国债市场存在期限结构不够完备、市场流动性有待提高等缺陷，但随着国家大力发展债券市场步伐的推进，长期国债利率在市场利率体系中的地位越来越重要，对货币市场短期利率与长期国债利率之间的关系进行前瞻性的研究显然是十分必要的。
本文主要从以下两点扩展了对我国长短期利率之间关系的考察：第一，现有研究成果较多地以银行间同业拆借市场或者国债回购市场不同期限利率之间的关系为研究对象，而本文则重点考察中央银行票据发行利率(以下简称央票利率)对长期国债利率的影响；其次，本文将反映通货膨胀因素与债券市场资金面因素的指标引入到长短期利率关系的实证研究中，并且采用向量自回归(VAR)模型及脉冲响应函数等计量方法，从而有助于得出较为全面而稳健的结论。
二、长短期利率关系的国际表现
上个世纪90年代初，美国放弃了原来的以货币供应量为中介目标的货币政策操作框架，转而实行以联邦基金利率为中介目标。联邦基金利率主要是指商业银行之间隔夜拆借资金的利率，美联储瞄准并调节联邦基金利率，进而影响商业银行的资金成本并且传递给工商企业，进而影响消费、投资和国民经济。10年期国债利率是理论研究和市场分析中最常用的长期利率指标。两者在1990年1月至2009年6月期间的月度变化情况如图1所示：
对于欧洲的情况，我们选择一直为市场所关注的欧元2年期固定期限互换利率(Euro-CMS-2Y)与30年期固定期限互换利率(Euro-CMS-30Y)分别作为短期利率和长期利率的代表。自1999年1月开始至2009年6月期间的月收盘利率的变化情况如图2所示：
由上两图可见，无论是美国还是欧元区，短期利率指标和长期利率指标基本呈同步变化。而且，在大部分时间里，短期利率低于长期利率。这也符合经济学原理：长期投资者把资金锁定在相对更长的时间段内，因而往往要求较高的回报来弥补他们放弃投资资本的其他用途的权利。但也有一些阶段，短期利率与长期利率的走势出现非同步变化。例如，美国在2004年6月至2006年初，欧元区在2005年中期至2007年初、以及2008年上半年，都出现了短期利率持续上升，而长期利率反应迟缓、上升幅度远远小于短期利率的情况，并由此使得短期利率逐渐接近甚至超过长期利率、出现利率倒挂的现象。而自2008年中期以来，美国和欧元区短期利率下降幅度远远超过长期利率的下降幅度，长短期利差扩大。
三、长短期利率关系的实证研究综述
关于短期利率与长期利率关系的定量研究，主要有两大类方法：一类是将长期利率作为被解释变量，将短期利率及其它一些因素，如经济增长、未预期的通货膨胀率等作为解释变量，建立多因素的单方程回归模型。另一类是不再先验地、单方向地考察短期利率、宏观经济变量等对长期利率的影响，而是将短期利率、长期利率、实体经济指标、通货膨胀率指标、以及其它货币政策指标(如货币供应量)等作为一个向量，共同纳入到一个向量自回归(VAR)系统，进而利用方差分解、脉冲响应函数等计量技术，考察各宏观经济变量、短期利率、长期利率之间可能存在的双向的相互影响关系。这两类方法的研究结论大都表明短期利率与长期利率之间存在正向关系，但这种关系也受到经济增长、预期通货膨胀率等宏观因素的影响。如果从短期利率对长期利率的影响程度这一指标来看，表1给出了一些研究文献的结论。
由上表可见，采用VAR方法得到的短期利率对长期利率的影响程度要远远小于采用单方程模型得到的影响程度，一些文献，如Evans and Marshall(1998)，Berument and Froyen(2006)，Berument andFroyen(2009)等甚至认为，当引入一些宏观变量时，长期利率“实质上不受货币政策调节短期利率行动的影响”。
在国内关于长短期利率之间关系的实证研究中，有的选择货币市场上的长短期利率指标，如唐齐鸣和高翔(2002)，石柱鲜、孙皓和邓创(2008)，采用银行间拆借市场上的较短期限(1天或7天)利率作为短期利率指标，而将较长期限(120天)利率作为长期利率指标；李彪(2006)选择交易所国债回购市场上的7天和120天利率分别作为短期和长期利率指标；采用单方程协整检验的方法，结果均表明短期利率与长期利率之间的关系符合利率期限结构预期假说。显然，这些
文献的缺点是对长期利率指标的定义区间太短，不足以真正揭示长短期利率之间的关系。
有的文献选择来自于不同市场的长短期利率，如吴丹，谢赤(2005)分别以银行间国债市场1月期利率和5年期利率作为短期和长期利率指标；郭涛、宋德勇(2008)以官方确定的一年期贷款基准利率和上交所10年期国债利率作为短期和长期利率指标；则检验结果显示短期利率对长期利率的影响不显著或者影响程度相当低。这一现象对于采用央票利率作为短期利率指标，并且在模型中引入宏观变量时，是否仍将存在?造成这一现象的原因以及政策含义是什么?本文对此加以探讨。
四、我国长短期利率关系的实证分析
(一)数据描述与表现
尽管SHIBOR(上海银行间同业拆放利率)是央行公开强调要大力培育的市场基准利率，但由于Shibor是于2007年1月4日才正式向外公布，样本期较短；而且经常因大盘新股发行等原因而出现大幅度波动，因此本文只以央行票据发行利率作为体现央行货币政策调控意图的短期利率指标。自2003年4月以来，央行票据有三月期、六月期、一年期及三年期等品种。其中=三月期和一年期票据在大部分时间里保持每周发行一次的频率。为此，我们收集2003年4月至2009年6月期间，所有3月期和12月期中央银行票据的发行利率数据。
由于近些年来交易所国债市场的规模已经远远小于银行间国债市场，因此我们选择银行间国债市场10年期国债利率作为长期利率指标。利率数据来自于业界常用的红顶债券分析系统，该系统采用样条插值法将附息债券利率数据转化为标准意义上的零息债券利率数据，被路透社及许多金融机构作为债券利率数据的提供商。
图3给出了在样本期内，我国3月期央票利率、12月期央票利率以及10年期国债利率月度均值的变化情况。
由图3可见，在样本期内的大部分时间里。以3月期和12月期央票利率为代表的短期利率与10年期国债利率的运行方向相同；但也有一些阶段，短期央票利率与长期国债利率之间的走势出现非同步变化。例如，在2004年上半年，三月期央票利率下降，而十年期国债利率仍然上行。考察当时的市场环境，正是经济过热、CPI上升，市场普遍判断会推出加息措施，预期未来短期利率上调，导致长期利率走高。自2005年中期以来，随着2004年宏观调控政策效果的逐步显现，经济实现了平稳着陆。投资者对经济过热和升息的预期逐步减弱。与此同时，人民币升值预期引起的外汇占款大幅增加，M2过快增长，市场资金充裕，流动性过剩的问题逐步显现，在股票和基金市场火爆到对债券市场资金产生分流作用的情况下，宽裕的市场资金量压制了长期利率的上行，使其在央票利率持续走高的情况下，升势缓慢。2008年11月以来，央行宣布暂停1年期央票发行，并大量释放流动性，同时“4万亿元经济刺激计划”，的大量长期基础设施建设也暗示未来长期债券将大量发行。在未来长债将巨量供给、短期的大量货币投放导致长期存在较大通胀压力的情况下，长期债券利率的下降幅度远远小于3月期央票利率的下调幅度。
综合上述分析，为了对长短期利率之间的关系进行更全面、稳健的检验，有必要在研究模型中，引入通货膨胀率、资金面等宏观因素。为此，我们采用CPI作为通货膨胀率指标。另外，由于商业银行一直是长期债券市场主要的投资机构，因此我们用金融机构人民币存贷差指标(CDC)来反映长期债券市场上的资金面松紧程度，并且对存贷差数据求自然对数，以消除可能存在的异方差现象。所有的数据均为月度数据。理论上讲，通货膨胀率的攀升将会推动长期利率上涨：而存贷差的增大，意味着长期债券市场的资金充裕度提高，对长期债券需求的增大将压低长期利率。
(二)VAR模型及估计结果
为了防止伪回归问题的产生，在进行实证分析之前，我们采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法对变量的平稳性进行单位根检验。根据各组数据的时序图，以及单位根检验方程中截距项和时间趋势的系数显著性来判断ADF检验模型形式设定的合理性。滞后阶P的确定是基于最小信息准则(SC)由E－views5.0软件自动确定。检验结果表明，所有变量在水平层面上都是非平稳的，而在一阶差分层面上是平稳的。由此，我们可以认定这些变量都是一阶单整的，即I(1)过程。
由于各变量均为一阶单整序列，因此，我们采用向量自回归模型来对长期利率、短期利率及宏观变量之间的关系进行检验。Sims(1980)提出的向量自回归技术为解决分析系统中变量之间的同时性问题、分离各变量对自己和其他变量冲击的动态反应提供了比较好的方法，被广泛应用于诸如货币政策效应的估计以及冲击一反应模拟等。彭兴韵、施华强(2007)利用向量自回归模型考察了货币政策操作对货币市场利率的影响；本文采用类似方法，进一步研究货币市场利率与长期国债利率之间的关系。
VAR模型的一般形式为：
其中，根据短期利率所选指标的不同，向量分别为[LRate,YP3,CPI，CDC和[LRate,YPI2,CPI，CDC，、、是待估的系数矩阵，p为滞后阶数，为误差向量。VAR模型中，每个方程可以用OLS估计，无需随机扰动项序列不相关的假定，任何序列相关都可以通过加入的滞后项解决。
为了恰当地估计VAR模型，需要正确的确定模型的滞后期。我们根据研究中通用的AIC准则和SC准则，并考虑模型的自由度来确定无约束VAR模型的滞后阶数为1期。为节约篇幅，我们只列出对本文最重要的向量自回归模型的参数。
由表2可以看出，无论是采用3月期央票利率、还是12月期央票利率作为短期利率指标建立向量自回归模型，其在短期内(滞后一期值)对长期利率的影响极为微弱，未通过显著性检验(t值只分别为0.0041和0.053)；而且，除了长期利率自身的滞后一期值对其变化的解释效果较好(t值比较大)之外；通货膨胀率(CPI)滞后1期值的回归系数显著为正(t值分别为2.242和2.299)，表明前期通货膨胀率的升高，将导致本期长期利率的上涨；而金融机构存贷差变量前的系数显著为负(t值分别为－2.809和-2.459)，这也证实资金面的充裕程度与长期利率之间存在显著的负向关系，资金面越充裕(金融机构存贷差越大)，对长期债券的需求将压低长期利率。后面的判定指标表明模型整体拟合效果良好。
进一步，为了更清楚地描述通货膨胀因素、资金面因素、短期利率作用于长期利率的动态特征。我们引入脉冲响应函数图和方差分解表进行计量分析。脉冲响应函数(IRF，Impulse Response Function)刻画了一个变量的随机扰动项的冲击对每个内生变量当期及以后各期的影响。图4和图5显示了短期利率指标分别采用3月期央票利率和12月期央票利率时，长期利率LRate对CPI、金融机构存贷差(CDC)及短期利率指标一个单位标准差冲击的响应轨迹。横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：月度)，纵轴表示脉冲响应函数值。
篇7
货币政策传导的利率渠道，是指央行对短期利率进行有效直接的控制并传导到长期利率，进而改变经济实体的资本成本，影响总支出。在这一过程中，货币政策是否有效很大程度上取决于短期利率与长期利率之间的传导是否稳定。早期的研究，如Mankiw和Summers（1984）、Cook和Hahn（1989）、Edelberg和Marshall（1996）等的研究显示，美国联邦基金利率与中长期国债利率之间呈现稳定的同向关系。但Thornton（2010，2014）的研究显示，早在20世纪80年代后期，美国联邦基金利率与中长期国债利率变化之间的联动性就已经有较大程度的减弱，美联储对利率变化的调控能力可能被夸大，进而指出货币政策不应该过分倚重于利率传导渠道。C?mert（2012）的实证检验表明，美国联邦基金利率与长期利率自2001开始即呈逐渐脱钩的迹象，美联储对长期利率的控制能力减弱。Demiralp和Y?lmaz（2012）发现短期利率变动向长期利率的传导效应具有非对称现象，在货币紧缩期时长期利率对短期利率的反应更加强烈；Papadamou（2013）采用非Τ莆蟛钚拚模型进行的实证检验显示，中央银行货币政策的透明程度对于短期利率向长期利率的传导效果有很大影响。
近些年来，国内学者对我国短长期利率传导关系的稳定性也进行了一些有益的探索。张雪莹等（2010）的研究显示，与CPI及市场资金面因素对长期利率的影响程度相比，短期央票利率对长期国债利率缺乏有效的影响。董睿琳（2011）的研究也表明，我国短期利率对长期利率的影响微弱，利率间缺乏有效的传导机制。周学东等（2015）运用DCC-GARCH模型研究我国短长期利率联动关系及其稳定性，结果表明，我国短长期利率联动性比美国弱、但比美国稳定，说明我国短期利率到长期利率的传导阻滞较大，但可控性尚好。王海慧和李伟（2015）以银行间市场1年期和10年期国债利率为对象研究利率的传导效应，在构建了能够反映国债利率期限传导效率的变量基础上，从货币政策预期、国债流动性、国债规模和平均期限等方面，对近年来国债利率期限传导效率有所减弱的原因进行了分析。马骏等人（2015）以隔夜SHIBOR和7天加权拆借回购利率为短期利率的代表，用简单线性回归方法，研究其对各期限国债收益率的影响，结果显示与其他国家（美国、韩国、英国和印度）相比，我国短期利率变化对中长期收益率的影响程度相对较弱，与其他四国的平均值相比，我国各期限国债收益率对短期利率的敏感性约低30%。
上述文献只考察了一段时间内短长期利率间的传导关系，本文将采取滚动回归等方法揭示短长期利率传导关系的动态变化特征，并通过DSGE模型分析短长期利率关系变化对货币政策反应和货币政策效果的影响。
短长期利率关系的动态变化特征
本文首先借鉴马骏等人（2015）的做法，通过简单的回归分析，初步考察短期利率与长期利率之间的传导关系：
其中，表示隔夜Shibor数据；示长期利率1；β系数值反映了短长期利率的传导效率，即短期利率上升1个百分点，长期利率上升的幅度为β个百分点。β值较低时，说明短期利率和长期利率之间存在传导阻滞。为了全面反映短长期利率关系，本文分别用1年、5年和10年期的国债到期收益率代表长期利率。受隔夜Shibor数据的限制，数据样本为2007年1月至2016年11月的日度数据2。回归结果见表1和图1。
传统理论认为，当短期利率上升时，市场参与者预期未来短期利率会上升，从而由短期利率所决定的长期利率也会上升，但同时短期利率的上升会使参与者预期未来通货膨胀率降低，在以上两方面的作用下，长期利率上升幅度会小于短期利率。因此在大部分时期内，短期利率对长期利率的影响小于1。表1结果显示，在不考虑其他因素的情况下，除2016年外，我国短期利率（隔夜Shibor）变化会对各期限国债收益率产生显著影响，这种影响程度随着国债期限的延长而逐渐减弱。2007―2016年间全样本回归的结果显示，Shibor每上升1个百分点，1年期国债收益率上升0.69个百分点，5年期国债收益率上升0.366个百分点，而10年期国债收益率受到的影响最小，仅上升0.230个百分点。值得注意的是，隔夜Shibor对于各期限国债收益率的影响还具有时变特征。图1显示，Shibor对各期限国债收益率的影响效果走势大致相同；在2007―2009年间，短期利率Shibor对各期限国债收益率的影响呈现上升趋势；2009年以后，各期限国债收益率对于Shibor的敏感性都明显下降，短期利率向长期利率传导的效率明显降低。2007到2009年间，隔夜Shibor对1年、5年和10年期国债收益率的影响系数均值分别为0.784、0.81和0.614，而2010年至2016年期间则下降到0.275、0.097和0.059。
为了更准确地描述短长期利率关系的动态变化特征，本文在上述简单回归模型的基础上引入银行间市场国债流通总额（VOL）、金融机构人民币贷款余额与存款余额比例（DCB）以及通货膨胀率（CPI）这三个宏观变量作为控制变量。根据Fan et.al（2013）的研究，金融机构人民币贷存比变量反映国债需求因素；银行间市场国债流通总额则代表国债供给因素。而收益率曲线的斜率主要由实际利率变化和预期通货膨胀率变化两方面组成，进而引入CPI作为控制变量。构建多元回归模型如下：存比越高，可用于购买债券的资金数量即债券的市场需求越低，各期限国债利率越高。国债流通总量（VOL）对5年和10年期国债收益率的影响显著为负，这也印证了国债供给增加会降低国债价格，使国债收益率上升。以上结果说明，即使在引入宏观经济因素和国债市场供求变量的情况下，短期利率仍然是长期利率变化的重要影响因素。
本文借鉴Thorn（2010）的做法，采用滚动回归（Rolling Rregression）的方法进一步考察短长期利率关系的时变特征。滚动回归是指在整个时间序列样本中多次选取出连续一系列的小样本分别回归，具体做法是固定每次抽取样本观察值的个数，允许小样本的起始时间值（或终点值）向前推移，使得每次抽取的样本和回归结果都随时间而变化。具体而言，本文将1年、5年和10年期国债利率分别作为长期利率指标，仍然采取模型（2）中的变量，从2007年1月开始进行滚动回归，每次抽取的样本个数为36个，即第一次回归样本是2007年1月至2009年12月，第二次为2007年2月至2010年1月……以此类推，受数据所限，最后一次样本为2013年12月至2016年11月，总共进行3组、每组84次多元回归，得到引入控制变量情况下，Shibor隔夜利率对1年、5年和10年期国债利率影响系数及显著性检验统计量（t值）的月度变化情况，分别如图2所示。
滚动回归的图示结果进一步表明，我国短长期利率关系具有明显的时变特征。随着样本期的改变，Shibor变量前的系数有明显变化，2011年前后1年、5年和10年期国债收益率对Shibor的敏感性都明显下降，且影响系数在统计意义上不显著，这也说明我国短长期利率的传导效果稳定性较低。尤其是近年来，Shibor对5年、10年期国债利率的影响系数都在0附近徘徊，多数样本期内的影响系数甚至变为负值，短长期利率变动方向出现背离。这种现象可能与债券发行期限结构不合理、债券市场的流动性不足、衍生工具市场不发达、某些金融机构的市场准入受限等因素有关（马骏，2015）。
短长期利率关系变化对货币政策的影响
本文进一步通过动态随机一般均衡（DSGE）模型，分析短长期利率传导关系的时变特征对于货币政策的制定和效果有何影响。根据Schorfheide（2008）、Bhattarai et al.（2014）和Galí（2015）等的做法，一个基本的新凯恩斯主义DSGE模型的对数线性化形式可表示如下：
其中，（3）式为家庭部门行为最优化及商品市场出清条件下得到的IS曲线方程，表示本期产出缺口受未来产出缺口和未来真实利率水平的影响3，和分别表示名义利率和未来预期通货膨胀率，为需求冲击。（4）式为菲利普斯曲线方程，表示本期通货膨胀率的变化取决于本期产出缺口及未来预期通货膨胀率的变化，为产出缺口对通货膨胀率的影响系数，为贴现因子，为Calvo价格粘性系数，为成本推动（cost-push）冲击。（5）式为货币政策规则，和分别为货币政策利率对产出缺口和通货膨胀率的反应系数。为货币政策冲击。
如Boivin等（2010）、Kiley（2014）指出，上述形式的理论框架存在的问题是没有对短期利率和长期利率进行区分。（3）式描述家庭部门总需求的IS方程中所采用的利率与（5）式货币政策规则中的利率相同。但显然如前文所述，在货币政策规则中，中央行直接调控的是短期利率，而直接对总需求有较大影响的应该是长期利率4。为此，本文借鉴Genberg（2008）的做法，将IS方程和货币政策规则所用的利率分别用和加以区分，对应为长期利率和货币政策短期利率，并引入短期利率与长期利率的传导方程；由此修订后的模型框架表示如下：
IS方程：
菲利普斯曲线方程：
货币政策规则：
描述短长期利率关系的传导方程：
另外，按照大部分文献的处理方法，假设模型的三个冲击来源：总需求冲击、成本推动冲击和货币政策冲击均服从外生的一阶自回归过程，即、和 ，其中、和为自回归系数，干扰项、和服从均值为0，方差为、和的独立同分布过程。由于本文的主要目的是用数值模拟反映短长期利率传导系数对货币政策的影响，因此不进一步讨论模型参数设定的拟合，而直接借鉴Schorfheide（2008）、Galí（2015）等大多数经典文献的做法，将模型中的各参数分别设定为：，，Calvo价格粘性系=0.75，，，=表示中等程度的持久性冲击。为考察短长期利率关系对货币政策效果的影响，本文采用比较静态方法，分别将短长期利率关系方程（9）中短期利率的系数β设定为0.1、0.3和0.6，在此基础上模拟产出和通货膨胀率对货币政策冲击的脉冲响应结果。图3分别显示了货币政策利率上升1%的情况下，产出和通货膨胀率偏离各自稳态值的百分数。
由图3可见，与大多数研究文献一致，在货币政策短期利率上升的冲击下，家庭消费和企业投资的机会成本上升，经济主体因而减少消费和投资，产出和通货膨胀率均在短期内迅速下滑；但需求不足导致物价水平下降，实际成本的下降会促使企业扩大生产、居民消费回升，由此带动产出和通货膨胀率逐渐回升并恢复到稳态水平。显然，对比不同参数下的调整过程可知，短长期利率关系方程中，短期利率对于长期利率的影响系数β越高，货币政策利率上升对于产出和通货膨胀率所带来的影响越大，货币政策调整的效果就越有效。而从另一个角度看，面对总需求冲击或者成本推动冲击，短长期利率的影响系数β不同，货币政策利率需要做出调整和反应的幅度也应有所不同。图4分别模拟了成本推动和总需求出现一个单位的正向冲击时，货币政策短期利率在不同β情况下的反应。由图中可见，当短期利率和长期利率之间存在一定的粘性和传导阻滞（β较小）时，为应对通货膨胀上升和需求扩张，货币政策短期利率需要有更大幅度的上升。
总结和启示
本文利用中国市场2007年1月至2016年12月的数据，研究Shibor隔夜利率与1年、5年和10年期国债收益率之间的关系，以考察短长期利率的传导效果，并进一步在DSGE模型的框架下，分析短长期利率关系变化对货币政策的影响。单变量回归以及加入控制变量的滚动回归结果表明，我国短期利率变化会对各期限国债收益率产生显著影响，且不同期限国债收益率对Shibor变动的敏感性不同，期限越长，Shibor对于其收益率的影响力度越弱；另外，Shibor对于各期限国债收益率的影响还具有时变特征，具体表现为其影响系数随着样本时间点的推移有明显的变化，2009年以来后短长期利率的传导效果明显下降。DSGE模型分析结果表明，短长期利率传导效率的下降，一方面会造成产出缺口和通货膨胀对货币政策冲击的响应程度下降；另一方面，短长期利率传导效率较低时，在面临总需求冲击或者成本推动冲击的情况下，货币政策利率需要做出更大幅度的调整。
本文的研究结果对于我国中央银行制定和实施货币政策具有一定启示意义。首先，中央银行应当重视短长期利率的调整变化关系。现阶段我国短长期利率的联动性较弱，利率期限结构不够完善，中央银行应密切关注短长期利率的联动性，确保中央银行政策利率顺畅传至长期利率，从而确保政策利率功能的发挥。为实现利率的顺畅传导，需要加快发展债券市场，提高市场的深度和广度，扩大债市规模，丰富债券品种，进一步增强债券市场的流动性。活跃的债券市场将提高市场有效性，确保货币政策传导机制的通畅。其次，未来应考虑能否将中长期利率纳入货币政策工具。当短期利率已经没有下调空间或者短期利率向长期利率传导发生阻滞时，可以考虑使用中长期利率进行调控。[本研究得到国家自然科学基金“政府债务对货币政策的影响――基于利率传导渠道的研究”（71573155）的资助]
注：
1.我们也采用7天回购利率的加权平均作为短期利率指标，进行了单变量、多变量及滚动多变量回归，结果显示与Shibor的回归结果无明显差异，因此后文不再赘述。本文所使用的长期利率指标1年、5年和10年期国债收益率数据取自中央结算公司的中债国债收益率曲线。
2.数据来源于Wind资讯，由于部分日期的Shibor是异常值，本文剔除了这样的数据。
3.本文用表示变量的对数线性化形式；表示其稳态值。由数学知识可知，近似地等于变量X相对于其稳态值的偏离。
4. Mishkin（2007），Mohanty and Rishabh（2016）指出家庭住宅需求主要受长期融资成本的影响。
参考文献
[1]Bhattarai S， Lee J W， Park W Y. Inflation dynamics： The role of public debt and policy regimes[J]. Journal of Monetary Economics， 2014， 67： 93-108.
[2]Boivin J， Kiley M T， Mishkin F S. How has the monetary transmission mechanism evolved over time？[R]. National Bureau of Economic Research， 2010.
[3]Galí J. Monetary policy， inflation， and the business cycle： an introduction to the new Keynesian framework and its applications[M]. Princeton University Press， 2015.
[4]Genberg H. The changing nature of financial intermediation and its implications for monetary policy[J]. Press & Communications CH 4002 Basel， Switzerland， 2008： 100.
[5]Kiley M T. The Aggregate Demand Effects of Short-and Long-Term Interest Rates[J]. International Journal of Central Banking， 2014， 10（4）： 69-104.
[6]Mishkin F S. Housing and the monetary transmission mechanism[R]. National Bureau of Economic Research， 2007.
[7]Mohanty M， Rishabh K. Financial intermediation and monetary policy transmission in EMEs： What has changed post-2008 crisis？[R]. Bank for International Settlements， 2016.
[8]Schorfheide F. DSGE model-based estimation of the New Keynesian Phillips curve[J]. FRB Richmond Economic Quarterly， 2008， 94（4）： 397-433.
篇8
作为财政政策与货币政策的有效“结合点”，国债发行为货币政策有效实施创造了条件，也对现行的货币政策产生较大影响。然而，它是怎样影响区域内货币政策执行的，如何进一步完善国债发行，充分发挥其货币政策功效？带着这些问题，我们对湖南岳阳国债发行及其对货币政策的影响情况进行了调研。
一、岳阳市辖内国债发行的主要特征
（一）从国债发行方式看：凭证式国债占比较高，记账式国债占比较低。通过辖内有承销资格的四家国有商业银行、交行及邮政储蓄网点向社会投资者发行的，具有安全可靠、操作方便和个人储蓄性质等特点的凭证式国债，一直为个人投资者所青睐，今年6月末该国债余额占全辖国债余额的68%.而通过下列途径发行的记账式国债仅占辖内国债余额的32%.一是通过证券公司向社会投资者发行的记账式国债占国债余额的1.4%.由于投资者认为证交所发行的国债与股票一样存在较大风险，表现出较淡的市场需求。二是通过刚刚起步的银行柜台交易系统向社会投资者发行的记账式国债占全辖国债余额的0.01%.三是通过银行间债券市场向有资格的法人金融机构发行的记账式国债占全辖国债余额的30.59%.岳阳辖内只有岳阳市商业银行和岳阳市农村信用联社经营此业务。由此可见，岳阳市国债发行主要以不可上市流通的凭证式国债为主，记账式国债对个人投资者而言还比较陌生，整个国债发行市场流动性较弱。
（二）从国债认购偏好看：凭证式国债出现滞销，商业银行被动持有；记账式国债被金融机构看好，而难被个人投资者认可。近年来，在银行柜台，有储蓄存款、保险、基金等金融产品供个人投资者选择。据调查，银行“鸿泰”等投资型保险业务手续费高达2.5%，比国债手续费高，个人投资者投资这种保险除不交利息税和拥有固定收益外，每年还参与分红，整个收益比储蓄存款利息高；基金发行手续费一般为1%，收益率最高时可达10%，加上受去年以来市场升息预期的影响，凭证式国债发行遇到了一些困难，银行被动持有国债比例呈上升趋势。2001年至今年6月，辖内金融机构被动持有凭证式国债占当期销售任务的比例分别为1.27%、7.45%、7.1%和8.33%.而记账式国债以其较强的变现能力和收益投机被金融机构看好，但个人投资者因心理障碍、交易手续繁琐、宣传不到位等多种原因，对记账式国债需求不足。由此可见，岳阳市国债认购主体参与不充分，认购偏好明显。
（三）从国债发行期限结构看：中期限国债占比高，短、长期限国债占比低。辖内3-5年期国债占国债余额的96%，而短期（如3、6、9个月等）和长期（如10、20年等）国债几乎为空白。这种期限结构，一方面容易造成偿债高峰，另一方面又难以满足国债持有者对金融资产多样化需要。
（四）从国债发行利率水平看：利率相对固定，一般高于同期储蓄存款利率。凭证式国债发行利率是比照银行存款利率设立，除免征利息税外，还高出同期储蓄存款利率1-2个百分点，记账式国债利率一般采取竞价发行，但利率水平一般高于普通存款利率。由此可见，作为“金边债券”的国债利率水平不符合收益与风险对等原则。
（五）从国债持有者结构看：个人持有者占比较高，机构持有者占比较低。2004年6月末，辖内国债个人持有与机构持有比为69：31.
基本结论：国债发行至今，明显地表现为过多的财政筹资功能，国债市场具有初级的、不完备的、缺乏货币政策操作影响力的特征。
二、国债发行对货币政策的正负效应
目前的国债发行状况对货币政策的影响已初露端倪：
从积极效应看，主要体现在：
（一）国债发行为法人金融机构加强资金管理提供了契机，为货币政策执行创造了条件。在经济不很发达的岳阳区域内，由于有效信贷需求不足、贷款终生责任制、高比例的不良资产、社会信用低下等约束，辖内法人金融机构普遍出现存差，国债便成为其相对富余资金的投资对象。2000年以来，辖内法人金融机构持有国债量以年均12%速度递增，今年6月末，其拥有国债占总资产比重为3.2%，国债已成为法人金融机构二级储备的重要资产，当其在经营过程中出现临时性资金缺口，产生流动性需求时，则通过国债回购融通资金，达到资金流动性管理目的。据调查，岳阳市商业银行从1998年参与银行间市场以来，平均每2天进行一次市场操作，平均交易金额2500万元，备付率比1998年下降了3个百分点。此外，国债投资收益率虽然不是很高，但没有坏账风险，所需人力和设备成本低于贷款，因此，其实际收益还是丰厚的。2003年辖内法人金融机构实现国债收益1008万元，国债平均收益率3.88%，比同期超额存款准备金利率1.89%多1.99个百分点。与此同时，随着金融机构持有和交易国债量的增加，中央银行通过公开市场操作国债的量也相应增加，意味着央行能够更多地影响市场资金流量和流向，达到调节市场利率和货币供应量的目的。
（二）国债建设项目所需配套资金，拓宽了货币政策传导的信贷渠道。国债建设项目往往需要银行配套资金，对银行而言，这也在一定程度上拓宽了资金投放的渠道，从而使自身资产质量得到优化。1998年以来，岳阳市全辖区累计发放国债项目贷款6.9亿元，今年6月末贷款余额为4.9亿元。其中，岳阳中行于2000年对洞庭湖大桥项目发放贷款3.65亿元，占项目总投资的42.44%，该笔贷款占该行当年新增贷款的35%，利息占该行当年利息收入总额的18%.
（三）国债资金投放增加了区域内货币供应量，有利于央行对区域经济的宏观监控。1998年以来，岳阳辖内共使用国债资金35.3亿元，其中2001-2003年，中央财政通过国债项目向辖内投放资金分别为42401万元、71052万元和21395万元，分别比同期国债发行净额多35056万元、56367万元和4605万元，体现为辖内货币供应量的增加。国债的金融机构认购者一般使用超额准备金或中央银行再贷款认购国债，当这部分国债资金通过财政向社会投放时，形成了财政投资的乘数效应，派生存款增加，货币供应量也随之增加。加之，购买国债的群体大部分为高收入人群，他们用不准备即时消费的储蓄存款购买国债，意味着M2的减少，当这些资金用于国债项目，相应增加了居民手持现金或企业活期存款，意味着M1的增加，这时市场货币流动指标M1/M2上升，货币总额中用于交易的部分相对增加，基层央行通过货币政策“窗口”指导作用，对区域性信用总量及其结构进行引导和监控，从而有效拉动投资需求，促进地方经济的发展。
从负面效应看，主要体现在：
（一）国债筹集资金的来源大部分来自银行存款，导致货币政策所能影响的资金减少。据调查，岳阳市国债发行资金约有80%来源于金融机构存款，直接导致的是银行存款下降，从这个角度讲，国债发行量迅速增大的同时，货币政策所能影响的资金减少。
（二）现行的国债发行利率制度在一定程度上削弱了央行利率政策效果。现行国债发行制度导致一级市场只赚不赔，居高不下的收益率替代了市场利率，这种缺乏弹性的国债利率机制，既不利于反映社会资金供求状况，也不利于运用国债利率政策灵活地调节货币流通与经济运行。
（三）国债项目建设工期长，收益性较差，地方配套资金不到位，给银行配套贷款带来了一定风险，一定程度上降低了货币政策执行效率。突出反映在：一是地方配套资金到位不足，影响了国债项目配套贷款综合效益的提高。从调查情况看，由于地方财力制约，配套资金基本不能到位，给银行贷款增加了压力。二是国债项目投资规模大、建设周期长，潜伏着一定的信贷风险。在国债项目银行配套贷款中，5年以上的长期贷款占到80%，影响信贷资产安全的不确定因素和各种变量增多，隐含着贷款风险。三是信息传导机制不完善，制约了银行配套贷款的发放和管理。由于国债项目缺乏系统化管理，国债项目单位和贷款银行之间缺乏有效的沟通和配合，影响到配套贷款的发放和管理。四是国债项目大部分是基础设施建设，虽然社会效益明显，但经济效益短期内难以见效，银行对这些项目贷款兴趣不大。据调查，岳阳辖内金融机构只对全辖32个国债项目中的9个发放了信贷配套贷款，投放信贷资金占全部国债资金的19.55%，其中40.13%的国债项目配套贷款为关注类以下贷款，一定程度上降低了货币政策执行效率。
（四）由于国债的特殊性和国债市场的不完善，难以满足金融机构流动性管理需要。一是凭证式国债不能上市流通，只能提前兑付，增加了商业银行的流动性风险。今年以来，辖内投资者向银行提前兑付凭证式国债1466万元，占银行被动持有国债的37.5%.二是国债发行时间过于集中，缺乏均衡性，往往导致社会现金流量的突变，使国债发行与投资者的闲置资金在时间、数量上不相适应，给银行的流动性管理带来冲击。三是国债市场的分割，制约了国债的跨市场流通，增加了商业银行流动性管理的压力。由于政策“壁垒”，目前国债不能在银行间债券市场与交易所债券市场之间自由流通，只有法人金融机构能进入银行间债券市场，使商业银行资产的流动性和支付能力受到较大影响。
（五）国债发行结构不合理，削弱了央行货币政策的传导效能。一是国债期限结构不合理。现有国债期限结构特征是“中间多，二头少”，即3—5年期的中期国债多，10年以上、1年以下长、短期国债少，这样无法形成一个连续不断的剩余年限结构，不便于央行选择不同期限国债的公开市场操作，影响了货币政策效率；二是国债持有者结构不合理。央行的公开市场操作应建立在较多的机构投资者参与国债市场的基础上。然而，辖内国债持有者大多是个人投资者，不便于国债集中托管进行交易，难以形成有规模的二级市场，也在很大程度上限制了中央银行公开市场业务功能的发挥。三是国债品种结构不合理。可上市国债少，不可上市国债多，可供央行市场操作的品种规模十分有限。
三、进一步发挥国债货币政策功效的应对措施
随着金融市场的建立和发展，尤其是国债发行方式市场化的探索以及国债流通市场规模与影响的扩展，国债既是货币市场的工具，又是资本市场的工具，其作为金融资产发挥着越来越大的作用。但由于我国国债市场起步较晚，发展还很不健全。要进一步发挥国债的货币政策功效，可以从以下几个方面着手：
（一）国债市场发展目标必须重新定位，应逐步强化其货币政策功效。国债具有财政政策和货币政策的双重功效，这就存在一定时期内国债功能究竟是以财政功能为主还是以货币功能为主的选择问题。目前，我国中央银行较少参与国债制度制定和国债市场管理，国债市场运行脱离了货币政策目标，表现为较为明显的财政筹集资金功能。随着金融体制改革的不断深入，货币政策宏观调控对经济发展将会越来越重要。在货币政策工具由直接向间接的转换过程中势必要加强中央银行公开市场操作力度和规模。因此，国债市场发展应当适应货币政策的需要，逐步强化其货币政策的调控作用。
（二）逐步实现国债利率的市场化，建立国债利率在货币政策中的传导机制。在向利率市场化迈进的过程中，可先考虑实行浮动利率制，以提高利率传导机制的灵敏度，使公开市场操作能有效地调控利率水平和利率结构，实现调控资金市场供求关系的目的。然后，就是使国债利率市场化。只有实行了国债利率的市场化，国债一级市场的承购包销和招标兑价才有实际意义，同时作为金融宏观调控手段之一的公开市场业务才能顺利实施。
篇9
一、引言
自从2007年发行公司债以来，随着公司债发行规模和投资者的不断增加，公司债券市场已经成为中国债券市场的重要组成部分。截至2013年末，公司债占中国全部债券发行量的3%左右，达到了7000多亿元。公司债的快速发展，为上市公司提供了大量直接融资，有利于企业充分发挥财务杠杆效应，增加股东的权益。
作为一种投资工具，公司债券越来越受到投资者的关注，尤其是债券的收益率问题。而收益率可通过信用利差体现出来。信用利差是指具有较高信用风险的债券收益率与无信用风险债券收益率之差，以此来补偿投资者承担的额外风险。由于公司债券的信用利差消除了利率期限结构的影响，所以债券信用利差比债券价格更能反映投资债券的收益率。
影响公司债券信用利差的因素诸多，如税收、流动性、市场风险等。然而，目前学术界并未对公司债信用利差给出一个完美解释，为此人们称其为“信用利差之谜”。为此，本文在已有研究的基础上，进一步探讨公司债信用利差的影响因素。在分析Merton结构化模型的基础上，考虑无风险利率、收益率曲线的斜率、到期收益率的波动、剩余期限和流动性对公司债信用利差的影响。就我们所知，人们尚未探讨这些影响因素对中国公司债信用利差的影响。这项研究不仅有助于更好地理解公司债券的信用风险，而且有助于公司债券的合理定价，以期推动我国公司债券市场健康快速发展。
本文剩余的研究内容安排为，第二部分评述了公司债信用利差的相关研究现状，第三部分是理论模型分析，第四部分分析了公司债信用利差及其影响因素的基本统计特征以及相关实证检验，第五部分归纳总结。
二、文献评述
长期以来，学术界从理论和实证两方面对公司债信用利差开展了广泛深入研究，取得的丰硕成果。其不仅包括公司债券定价的理论模型，而且利用不同国家公司债券的数据进行了相关的实证分析，这为本论文的研究提供了宝贵的借鉴之处。
在理论方面，主要围绕公司债定价模型开展相关工作。最经典的公司债定价模型是由Merton（1974）利用公司资本结构的特征，提出的结构化模型。他认为公司债券相当于看跌期权，并且借助于B-S期权定价公式得到了公司债价格的封闭解。该模型成了公司债定价乃至信用风险管理的奠基性工作，受到了学者和业界的广泛研究和应用。如Black和Cox（1976）从公司债务违约发生时间的视角对结构化模型进行了推广。当然，在实际应用中结构化模型也引起了诸多疑问，如这类模型是否在其他国家公司债市场具有普遍性。解文增等（2014）采用中国公司债的季度数据，实证研究了结构化模型的定价能力，研究表明结构化模型整体上高估中国公司债价格。
在实证方面，许多学者利用结构化模型研究公司债信用利差的决定因素。Jones等（1984）首次系统性的实证研究了Merton模型，发现其严重低估信用利差。Coliin-Dufresne等（200l）首次基于结构化模型理论对公司债信用利差的决定因素进行了分析，他们将这些理论因素作为解释变量对信用利差的差分进行线性回归，发现理论因素对信用利差的解释力有限，且回归残差受系统性因素的显著影响。Campbell等（2003）在Collin等（200l）的研究基础上，研究表明公司股票波动率是决定公司债利差的重要因素。Ericsson等（2009）发现系统性因素能够解释公司债信用利差。Huang（2012）等系统研究了不同的结构化模型，采用校准方法发现，信用风险不能全部解释公司债利差。赵静和方兆本（20ll）基于结构化模型对中国公司债信用利差的决定因素进行了实证研究，研究发现无风险利率的期限结构、发债公司股票波动率、宏观行业、金融市场以及债券流动性对中国公司债利差具有显著的解释力。王安兴等（2012）对中国公司债利差的构成及影响进行了实证分析，研究发现税后利差在公司债市场初始阶段和金融危机时期为负。
总体上，对公司债信用利差的研究主要从违约风险的视角考虑公司债信用利差的决定因素。然而，无风险利率、国债收益率曲线斜率、流动性、到期收益率的波动是否影响公司债信用利差，也是值得深入研究的问题。本文将仔细探讨这个问题。
三、理论模型分析
本部分简要回顾Merton（1974）提出的公司债券定价的结构化模型，为下文开展公司债信用利差的实证研究提供理论支撑。
假设企业，通过股权和零息债券进行融资。债券的到期时间为T、面值为D。在某时刻t时该公司资产价值V1为
其中St为t时刻的股权价值，Bt为t时刻的债券价值。
按照Merton（1974）模型的假设，公司资产价值V1服从几何布朗运动
其中，μ和σ分别表示公司资产收益率的期望值和标准差， ，ε服从均值为0、方差为1的标准正态分布。于是
假设P1为t时刻的欧式卖出期权的价值，则在f时刻的无风险债券的价值为
由Black-Scholes的期权定价公式，可以求出欧式卖出期权的价值为其中 是标准正态分布，
由零息债券 ，可得公司债的到期收益率为
因此，公司债信用价差定义为
其中V0表示初始资产价值。
进一步分析式（9）可知，在理论方面，公司债信用价差受公司资产收益波动率、债券剩余期限、无风险利率、面值、公司的初始资产价值的影响。这些影响因素是否符合实际情况，有待于实证检验。
四、实证分析
本部分分析影响公司债信用利差的经济因素，及其对应的变量和数据来源，进而构建多元线性回归模型进行实证检验分析。
（一）变量选择
信用利差变量。投资者购买公司债券，承担了公司债券将来可能违约的风险，为了补偿这种风险，投资者必然会要求公司债券的收益高于剩余期限相同的国债收益，高出来的这部分收益就称为信用利差。因此，本文以公司债到期收益率与国债到期收益之差为公司债信用利差变量。
无风险利率。无风险利率本身是结构化模型中的输入变量之一，当无风险利率上升时公司债价格下降，公司债利差减小。因此，本文选取10年期国债的到期收益率作为无风险利率变量。
国债收益率曲线斜率。国债收益率曲线的变化是宏观经济的基本反映。一个下降的收益率曲线的斜率可能是经济即将步人衰弱的标志，而一个正的收益率曲线的斜率则表明经济状况良好，后者将引致公司价值的增长和降低违约概率，从而信用利差和收益率曲线的斜率之间存在着较强的关系。因此，本文选取剩余期限为120个月的到期收益率与剩余期限为3个月的到期收益率之差作为收益率曲线的斜率变量。
剩余期限。在Merton模型中，在准财务杠杆和资产波动率给定时，公司债券的剩余期限越长，未来的不确定性越大，债券收益率的波动也会越大。出于对这种不确定性的弥补，公司债券的信用利差将会更高。公司在到期本息支付日的全部预期价值不足以偿还债券本息，因此公司债券的违约在正常经营情况下将不可避免。此时如果债券的剩余期限越长，公司就越有可能改善经营状况，使得违约的可能性降低。
流动性。公司债市场的流动性水平高低也可能是影响公司债券信用利差的因素之一。一般来说，债券发行年限越久，持有者作为长期投资的可能性越大，债券的流动性越低，从而债券的流动性溢价越高，利差越高。流动性越差，投资者要求的流动性补偿就越高，债券价格就越低，利差越大，反之，利差就越小。本文以中国公司债券的交易量作为流动性因素变量，其理由是交易量越大，说明公司债券的流动性越好。
公司债到期收益率波动。公司债到期收益率越高反映了市场对公司良好状况的肯定，正面影响了投资者对公司未来盈利能力和偿债能力的判断，增加了债券的需求，价格有所提高，因此信用利差降低。本文以公司债到期收益率的标准差作为公司价值波动率的变量，其理由是到期收益率的标准差越大，说明公司债到期收益率的波动越大。
结合上述的影响机理分析，表1给出了回归模型中各变量的描述和单位，以及在回归中对公司债信用利差影响的预期符号。
（二）数据来源与基本统计描述
为了分析上述影响因素对公司债信用利差的影响，本文采用中国公司债的交易价格、交易量、剩余期限、10年期国债交易价格为基础数据，时间期限从2008年3月到2013年3月，采用月度数据，来源于WIND咨询统计数据库。
据Wind咨询统计数据，截至2013年3月，发行公司债券的公司数量为331个，包括330家沪深上市公司和1家H股上市公司（复地集团，2009年在港股退市）。表2统计了不同信用评级的公司债发行情况。
表2显示大部分公司债的评级不低于AA-级，尤其是AA级的公司债最多，达到了196个，因此，我们讨论信用评级不低于AA-级的公司债的信用利差的影响因素。同时，公司债发行期限绝大部分在1-3年、3-5年、5-7年、7-10年，为此按照这四类期限分析公司债信用利差。
公司债信用利差需要计算公司债的到期收益率和国债的到期收益率。我们利用Diebold和Li（2006）提出的动态Nelson-Siegel模型分别计算中国国债到期收益率和公司债到期收益率，并且对不同信用评级与剩余期限的公司债信用利差进行描述统计性，其结果如下表3所示。
分析表2可知：其一，随着信用评级的降低，公司债信用利差的均值增大。如，AAA级公司债信用利差的均值为1.675，AA-级公司债信用利差的均值2.529，这说明公司信用评级的降低，增加了公司违约的可能，从而导致信用利差的增大。其二，剩余期限越长，公司债信用利差的均值越小。如：剩余期限为1-3年的公司债信用利差的均值为2.495，剩余期限为7-13年的公司债信用利差的均值为2.026。在理论上，剩余期限越长、信用利差越大，这是因为剩余期限越长，企业的信用状况越差，发现违约的概率增大，进而信用利差加大。
然而，如果债券的剩余期限越长，企业就越有可能采取措施改善经营状况，使得违约的可能性降低。
（三）多元回归分析
以公司债信用利差为因变量，10年期无风险利率的变化、收益率曲线斜率的变化、公司债到期收益率波动的变化、债券交易量的变化、剩余期限的变化为自变量，结合表1中这些变量的符号，构建如下多元线性回归模型：
经过回归分析后，得到了不同信用评级和剩余期限的回归结果，见表4和表5。
分析表4发现：其一，在AAA级、AA级和AA-级三类公司债券中， 的回归系数在0.05置信水平上显著为负数，分别为-1.543、-0.766、-1.005，这意味着无风险利率与这三类公司债的信用利差负相关。而对于AA+级公司债而言，其无风险利率的回归系数在0.05置信水平上显著为正数（即0.914），这说明无风险利率与这类公司债的信用利差正相关。进而说明，在中国公司债市场上，无风险利率对公司债信用利差的影响随债券信用评级而不同，而且对绝大多数公司债信用利差产生显著负影响。
其二，在AAA级、AA+级和AA级三类公司债券中，slopet的回归系数在0.1置信水平上显著，分别为-0.026、0.124、0.011，这意味着国债收益率曲线斜率显著影响这三类公司债的信用利差，而且具有不同的影响程度和效应，对AAA级和AA级公司债信用利差产生负影响，而对AA+级公司债信用利差产生正影响。然而，在AA-级公司债中，slopet的回归系数不显著，这说明国债收益率曲线斜率显著不影响这类公司债的信用利差。
其三，在四类公司债中，liquidt的回归系数不显著，这表明公司债的流动性显著不影响公司债的信用利差。在AAA级、AA+级、AA级三类公司债中，maturity的回归系数分别为0.07、0.02、-0.046、-0.28，这意味着公司债的剩余期限对公司债信用利差产生影响的方向不确定。σ1的回归系数分别为0.724、0.962、1.318、0.657，这意味着公司债到期收益的波动率对公司债信用利差产生正的影响。
分析表5发现：其一，对于这四类不同期限公司债， 的回归系数在0.05置信水平上显著为负，即分别为-0.735、-0.257、-0.091、-0.251，这表明无风险利率和公司债信用利差负相关。特别地，发行期限在1-3年的公司债信用利差变化受无风险利率变化影响较大，回归系数为-0.735。
其二，对于期限为1-3年、3-5年的公司债，Aslopet的回归系数在0.1置信水平上显著为负，分别为-0.366和-0.117，这表明国债收益率曲线的斜率与公司债信用利差呈现负相关关系。然而，对于期限为5-7年、7-10年的公司债，国债收益率曲线的斜率对公司债信用利差影响不显著。
其三，在表5的第三行中，liquid，的回归系数都不显著，这说明公司债的流动性不显著影响公司债信用利差。这个回归结果表明，中国公司债流动性不足，对信用利差的解释能力较弱。进一步，对于期限为1-3年、3-5年、5-7年的公司债，maturity的回归系数在0.05置信水平上显著为正，分别为0.395、0.846和0.772，这表明剩余期限显著影响这三类公司债的信用利差变化，尤其是对于期限为3-5年的公司债信用利差的解释能力达到了84.6%，但是不影响期限为7-10年的公司债信用利差。同时，公司债到期收益率波动的变化只显著影响期限为1-3年的公司债的信用利差，即σt的回归系数在0.1置信水平上显著为正，为0.735，而不影响其余三类公司债的信用利差。
另外，模型对不同信用评级和剩余期限的公司债信用利差拟合效果比较显著，即各自的Adj.R2比较大，这表明构建的多元线性回归模型（9）显著拟合了四个解释变量和被解释变量的关系。随着剩余期限的延长，模型对利差变化的解释能力越弱。
篇10
房地产估价是一项复杂的经济活动，要想使评估活动高效、准确、公正，必须注重活动过程的严谨性与科学性。房地产估价收益法，是目前国际上流行的资产评估方法之一，该法是利用资金时间价值原理,将房地产未来收益折现求其现在市值的一种评估方法。但在实际操作中，收益法有一定的难度，集中难点是未来纯收益和资本化率的确定，特别是资本化率的准确与否，将极大地影响到采用该方法所得出评估结论的真实性和客观性。因此在运用收益还原法评估房地产的价值时，还原率确定的准确与否对估价结果的准确性具有重要影响。
还原率实质
由于房地产具有位置固定性、不可再生性、个别性、永续性等特性，且具有投资和消费的双重属性，使得使用者在占有某房地产时，房地产不仅能为其提供现时的纯收益，而且还能期待在未来年间源源不断的继续取得。因此可以把购买房地产作为一种投资，房地产价格作为购买若干年房地产收益而投入的资本，房地产价格高低取决于可以获取的预期收益高低，由此产生了房地产估价收益法。收益还原法的基本公式为：
收益价格=年纯收益/还原率(年纯收益相等，且为无限年期的情形)
还原率是一种资本投资收益率，或被称为获利率、报酬率、利润率、盈利率和利率等，是用以将房地产纯收益还原成为房地产价格的比率。还原利率的实质体现为以下几方面：
还原率会随着所投资房地产的地段、用途的不同而不同，随时间的变化而发生变化。
还原利率其值必须为正值。如果还原利率小于零，则表示该宗房地产投资收益亏损，不能取得年纯收益，那么收益还原法的应用将丧失其基础，计算是无意义的。
还原利率其最小值必须高于银行同期定期储蓄利率或国债利率，否则投资收益将不高于将资金存入银行或购买国债，因此不合算。
还原率与投资风险的大小成正比。若预期未来会产生高通货膨胀率，或该收益性房地产未来的年收入存在较大风险，且更具有投机性时，则资本化率就较高，房价就低。反之亦然，即房地产未来收入更具有确定性，或没有明显的通货膨胀率，则资本化率就较低，房价就高。
在采用收益还原法评估房地产价格时估价结果的准确性，取决于估价师对纯收益和还原率的确定，尤其是还原率，它的微小变化都将产生很大的影响。选择一个适当的还原率对估价人员来说更为重要。确定合理的还原率是准确计算房地产价格的关键问题。
还原率求取的常用方法
对确定还原利率有许多观点，例如：市场提取、平均银行利息率、借贷利率、资本投资在有息证券上的利息率、安全利率加风险调整率、资本增值率（机会成本率）、抵押与自由资金组合法得到的利率地方的一般利率、租售比率，等等。以上观点各有其特点，其利率的求取各有所侧重。从理论上看，房地产估价人员根据不同的估价项目合理选择，即可以得到满意的结果，但在实际运用中它是建立在估价人员对市场的充分了解基础之上，因此真正做到这一点并不容易。
在还原率的确定过程中，影响因素颇多，主要有自有资本所占比率、外来资本利息、因折旧或功能下降等产生的贬值和收益降低、因通货膨胀带来的房地产增值和收益增加、还贷后自有资金的增加。另外，风险的补偿、免税政策以及房地产类型、位置、年代、租约、结构等也影响还原率，因此房地产还原率的影响因素是很复杂且难以确定的，不能简单的用银行利率代替，这就更加要求估价人员充分运用自己的专业知识和智慧确定一个与房地产市场价格最接近的还原率。
本文将对实践中常用的几种还原率的求取方法及其比较进行系统阐述。
（一）市场提取法
此法适用于房地产市场发育成熟且交易比较活跃、市场租金和交易价格比较容易收集的情况下，该法直观容易理解和被人接受，准确度比较高，一般计算分为有限年期还原率和无限年限还原率。有限年期还原率计算较为复杂，可用逐渐趋近迭代法求取。值得注意的是，运用市场租金（收益）／价格比法求取还原利率时，所选取的市场实例必须是要与待估房地产相类似的实例，即要求是同一供需圈近期发生的，在用途、结构、功能、权益等方面是相同或相似的实例。另外，为了避免偶然性所带来的误差，需要抽取多宗类似的房地产，并求其纯收益与价格之比的算术平均值或加权平均值作为待估房地产的还原率。
这种方法的缺陷是要求市场资料丰富，可比实例众多，并且还需要估价人员对某些特殊交易情况等做出修正后才能应用，计算比较繁琐。而且每个可比实例的建筑条件、经营时期都可能不同。此外，市场上出售的房地产的未来收益年限不可能完全一致，而还原利率又和未来收益年限相关。假如估价对象和可比实例的未来收益年限不相同，则所得到的还原利率实用性不大。而且对于该法，我国许多估价师都认为，既然有市场可比实例，倒不如用市场比较法，毋需用收益法。
（二）累加法
累加法又称安全利率加风险调整值法，是评估实务中采用较多的一种方法。其理论基础是投资者为了投资，须获得相应的补偿；其出发点是选择一种近于无风险的投资的收益率，称为安全利率。如国外认为美国国债的利率是接近无风险的，我国则经常使用一年定期银行的存款利率为安全利率。在安全利率之上加各种劣于产生安全利率的调整额，一般加总的因素有额外投资风险、缺乏流动性、管理负担三项，求得投资者要求的回报率再减去预期的收益增长率，便可得出房地产的还原率。
安全利率加风险调整值法的不足之处是：其一，安全利率的选择缺乏一定的准则；其二，在我国存、贷款的利率经常发生变化，这给房地产的价格带来一定的影响；其三，影响投资因素的加数大小的确定带有一定的主观成分，并且房地产市场的实际风险水平大小通常是很难确定的，加上不同地区、不同类型、同一个房地产的不同权益，实际得到的风险利率是有所不同的，因而结果也就存在着差别。
（三）投资收益率排序插入法
投资收益率排序插入法即找出相关投资类型及其收益率，按风险程度进行比较、判断，依据经验判断风险性的高低将各种利率排序分析后获取收益率。如银行一年期存款利率为2.52%，一年期国债的利率为2.72%，企业债券收益为5%，一年期贷款利率为5.85%，投资股票的收益率为12%，考虑投资房地产的风险大于银行一年期贷款而低于投资股票，其收益率应高于一年期贷款利率而低于投资股票的收益率，故可以确定还原率在5.85%－12%之间。
该法从宏观层面来把握房地产与其他投资资产（银行存款、贷款、政府债券、保险、企业债券、股票及有关领域的投资收益率）的收益与风险关系，其前提须确定其他投资资产的收益率，笔者将其归结到各种投资资产的收益与风险问题。在竞争有序的投资市场环境下，投资收益率排序插入法是种可取的方法，但当房地产投机因素增加，出现房地产泡沫的时候应该谨慎地把握还原利率在各类投资收益率中的排序。另外，如上所述，5.85%－12%之间数据的范围还是比较宽的，对估价结果的影响很大，所以此法对估价人员的经验依赖性较大，对于估价人员的素质要求较高，并且对其最终取值也难以作出科学的解释。
（四）收益风险倍数法
收益风险倍数法是在参照投资收益率排序插入法的基础上，对安全利率加调整值法加以改进的方法，即把安全利率加风险调整值法中要求取的风险调整值改变为确定房地产投资与安全投资年回收额的多出倍数。因房地产投资的风险高于国债，在投资收益率排序上，房地产投资收益率应高于同期国债年利率。其的具体思路是：假设以房地产投资方式购买收益性房地产的总价额为V，尚可使用年限为n，资本化率为r，年纯收益为a。同时以安全投资方式（购买国债）投资金额为P，期限也为n，年利率为i，连本带息年回收额为A，则有：
V=a/r×[1-1/(1+r)n]
P=A×(1+i)n-1/i×(1+i)n
由于房地产投资的风险、收益均要比国债投资大，如果两种投资额相等，收益期相同，那么房地产投资的年回报额（纯收益）要比国债投资的本息回收额要大。假定房地产投资的年回收额比国债投资的本息回收额高出的倍数为b，则有：
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]
该公式就是收益风险倍数法确定资本化率的基本公式，式中的b称为收益风险倍数。利用此公式，只要事先知道i、n，就可根据收益风险倍数，确定资本化率r。此法的关键是要确定一个合理的倍数，而倍数的确定则取决于估价人员的经验判断。
（五）复合投资收益率法
此方法是将购买不动产的抵押贷款收益率与自有资本收益率的加权平均数作为还原率，按以下公式计算：
R＝M•RM＋（1－M）RE
式中：R—还原率（％）；M—贷款价值比率（％），抵押贷款额占不动产价值的比率；RM—抵押贷款还原率（％），第一年还本息额与抵押贷款额的比率；RE—自有资本要求的正常收益率。
其使用的前提是需要确定房地产融资的抵押贷款利率、自有资金投资收益率以及它们所占总价值的比例。要使投资收益最大化，抵押贷款占总价值的比例有一个合理值，我国一般在60%～70%之间。这个值不是越高越好，太高会带来债务风险。一旦各个参数都能合理确定，便得到一个客观合理的资本化率。但正如难以确定风险补偿一样，自有资金投资（产权投资）收益率是较难确定的。另外，按此公式若假想贷款价值比例为0，则还原利率将等于自有资本的要求收益率，而这显然不符合实际。
（六）行业基准收益率加物价指数调整法
以这种方法确定房地产的资本化率前提是把房地产作为一种投资来看待。假设以P价格（资金净流出量）投资一房地产，每年可得纯收益（年资金净流入量）为a，并假设每年a不变，可收益年限为n则：
FNPV=a/（1+R）[1-1/(1+R)n]-P
式中，FNPV为财务净现值，R为折现率。
令FNPV=0，则：
R=FIRR（财务内部收益率）
当FIRR>RC(行业基准收益率)时，FNPV>0，投资房地产可获得超额利润；当FIRRC时，FNPV<0，投资房地产会出现亏本；当FIRR=RC时，FNPV=0，这是市场竞争最可能的结果，这时房地产的价格P=a/（1+RC）[1-1/(1+RC)n]，由此可看出RC即是房地产的资本化率，然后再对RC作物价指数的调整，得出经过物价指数调整后的资本化率R=(1+RC)/(1+f)-1（f：物价指数变动率）。
此方法简单易行，且有一定的理论依据，比较准确，目前被较多地采用。但该法的缺点是仅求出房地产的一般还原利率，将这种一般的还原利率调整为待估房地产的具体还原利率还需要借助其他的方法。
还原率求取方法的优化
以上六种还原利率的确定方法均是目前较为通行的方法，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还原利率的实质，有些则过分依赖于估价人员的经验。笔者总结还原率在实践的确定过程，依据对于还原利率实质的分析，将几种对还原利率有较大影响的因素综合起来，彼此进行必要的复合与修正得出所需要的还原率。具体如下：
（一）第一步，确定基准还原率
选取一年期国债利率作为还原利率的基准，以明确还原利率的收益性；选取行业的平均利润率作为还原利率的一个修正值,体现房地产的投资属性；把国债利率和行业平均利润率两者相加后取其平均值，确定出某一时点(基准点)的还原利率，并将其作为基准还原利率确定下来，公式如下：
基准还原率=（一年期国债利率+行业平均利润率）/2
例：一年期国债利率为2.72%，房地产行业的利润率为12.2%，则基准还原率=（2.72%+12.2%）/2=7.46%
由于这两项都有官方认可或行业统计的现成数据支持，所以估价人员一般比较容易确定基准还原率的值。
（二）第二步，进行价格指数修正
查询该房产所在地估价时点的房地产价格指数，与基准点的价格指数相比较，得到估价时点与基准点之间的物价变动情况(以百分数表示)，以其值作为价格调整系数，得到估价时点的还原利率修正值。
例：基准点与估价时点的房地产价格指数分别为，103.6和126.7，则由第一步结果可得估价时点还原率修正值=7.36%×（116.7/103.6）=8.29%
这项数据也不依赖于估价人员的经验，可根据权威的房屋销售价格指数与土地交易价格指数的计算获得。
（三）第三步，进行风险调整
估价人员依据土地风险较小、房产风险较大，住宅风险较小、商业用房较大的原则对于待估对象房地产的风险作出判断，从而得出其风险调整值，并确定最终的还原利率。
篇11
我国沪市即上海股票市场以1990年12月19日的上海证券交易所开业为标志,经过了22年的发展后,达到了一定的规模。过去的一些经济学家的一些理论也解决了一些问题，比如由美国经济学者马科维茨（Markowitz）教授创立的证券组合理论从理论上解决了如何构造投资组合来规避市场风险同时获得投资收益的问题，但是这一过程，需要大量的计算，和一系列严格的假设条件。这样就使得该理论在实际操作方面具有一定的难度，投资者需要一种更为简单的方式来解决投资事宜，于是资本资产定价模型就应运产生了。
一、文献综述
1964年,威廉·夏普(William Sharp)发表了他的博士论文Capital Asset Prices:A Theory of Market Equilibrium under Conditions of Risk,正式提出了资本资产定价模型(CAPM)。Black、Jensen 和Scholes 在1972 年对纽约证券交易所1926 年至1965 年期间的所有股票数据进行了实证检验，他们的计算结果和零β资本资产定价模型相一致。该模型的β值几乎可以解释所有投资组合的平均收益率的差异。然而后来，特别80 年代以来，负面的验证结果也相继产生。比如Roll（1977）曾经对当时的实证检验提出了怀疑，他认为：由于市场指数组合是有效市场组合是无法证明的，所以也无法对CAPM模型进行检验。由于按照CAPM 理论，市场组合是包含几乎所有不确定资产的组合，而市场指数却不是有效组合，所以，他认为以前的实证检验并不一定能证明该理论是成立的。对于这一质疑，有研究表明，只要市场指数与无法观察到的真实市场的相关系数的大小决定使用市场指数来代替真实市场进行研究的可行性。
本文选取2008年1月至2009年12月最新沪市股指进行CAPM模型的实证研究,以期对上海股票市场的研究做一个新的扩充，并从资本资产定价模型出发来检验CAPM模型在我国上海股票市场上的实用性。
二、CAPM理论模型
（一）CAPM 模型的假设条件
1．在投资收益率既定的条件下，投资者总是追求风险最小化。在投资风险既定的条件下，投资者总是追求收益率最大化。
2.投资者以投资组合在某段时间内标准差和预期收益率来衡量该资产组合(对于某项资产或资产组合，风险由预期收益率的标准差来衡量，而预期收益率=(期末价值一期初价值)／期初价值)。
3．资产无限可分，保证投资者以任何比例分配其投资，比如假设投资者可以购买股票的一部分。
4．资本市场不存在资本与信息的流通障碍，即不存在信息不对称，没有任何一个投资者的行为能达到影响整个证券市场，不存在交易成本和所得税，所有投资者所有信息来源均不需要成本。
（二）资本资产定价模型简介
三、实证分析
（一）股票的选取
数据的选取从2008 年1月开始至2009年12月止的最新数据，同时为了科学地体现随机性，并且为了更加全面地验证CAPM模型，又不使得验证过于烦琐，我们选取的是上海股票市场各个行业中比较具有代表性的企业来验证（具体数据见附录），如：钢铁行业的武钢股份(600005)，交通运输业的皖通高速(600012)，金融行业的民生银行(600016)等五十支股票。这里还遇到的一个问题是个别股票在个别交易日内停牌，为了处理的方便，本文中将这些天该股票的当日收盘价视作与前一天的收盘价相同。
（二）无风险利率的确定
无风险利率的确定在国外研究中，常以一年期的短期国债利率或银行同业拆借利率来代替无风险利率。但由于我国目前利率尚未市场化，且国债以中长期品种为主，无法用国债利率来代表无风险利率。在本研究中，凡需利用无风险收益率的场合，都以最近的银行三个月定期存款利率(1.71％)代表之，这是百分比形式的收益率。
（三）收益率和β的计算
（四）CAPM模型的横截面检验
通过F检验得出结果4.331606，概率为0.005550，所以相关系数检验可以看出模型的拟合优度还算可以，但是模型中回归系数T值检验均不显著能说明CAPM模型在这个阶段中的上海股市的不适用性。
四、分析与建议
本文得出的结果是CAPM模型还不适应目前上海股票市场。对于CAPM 模型在当前中国上海股票市场仍不适用的原因，我认为主要有以下两点：
1.市场的有效性。推导出CAPM 的假设前提是证券市场完全有效。正是由于信息披露制度的不完善、不规范，使得我国证券市场存在严重的信息不对称，从而使某些少数垄断信息者获得了超额利润，极大地影响市场的有效性。
2.市场指数的确定。根据标准的CAPM，市场指数应该是“市场组合”的收益率。CAPM 假设指出，当市场达到均衡时，每一位投资者都持有一个具有完全相同的预期收益的马柯维茨有效组合，即为市场组合。市场组合由市场上所有资产按照其各自的价值为权重来组成，该组合与市场上其他任何一种资产组合应保持最高的相关性。 目前在我国普遍使用的是深圳证券交易所成分指数与上海证券交易所综合指数，上交所综合指数体现了“资产权重加权平均”的原则。但这也存在一些问题，股票发行量中有部分股票不能上市流通，所编制的指数却将他们计入权数范围内，从而不能反映流通股现实市场股价的真实状况。
参考文献：
1.Sharp William. Cap ital asset p rices: a theory of market equilibrium under conditions of risk [J]. Journal of Finance,1964, (9) : 425-442
2.L intner. the valuation of risky assets and the selection of risky investments in stock portfolios and cap ital budgets [J]. Reviews of economic and statistics,1965, (47) : 13-37
3.李博、吴世农．CAPM有效性和适用性的实证研究——对上海股票市场的检验[J] ．中国经济问题，2003，(02)．
4.陈浪南、屈文洲．资本资产定价模型的实证研究[J].经济研究，2000，（04)．
篇12
【关键词】工程施工;投标报价;报价策略
【本页关键词】省级国家级期刊快速发表 学术期刊论文投稿欢迎来稿 欢迎论文投稿
【正文】
一、工程施工项目投标策略(一) 市场导向下的歧义报价策略这是要让投标过程变为一个与发标方讨价还价的过程。在制作标书和报价时，要对技术规范、招标说明和图纸进行详细分析，对一些技术难点、高风险项目、说明书中不清楚和易产生歧义的项目，不计入总价，只报单价且单价偏低，但要在单价别注明，疑点留待以后讨论。这样报价中的总价部分大幅度降低，即使发包方自己通过单价重新计算总价，也是非常低，使对手无法竞争。利用这种最低标价来吸引业主，从而取得与业主谈判的机会，再逐步增加歧义项目的报价即使业主发现总价在谈判中逐步提高，也不会产生意外，因为歧义是客观存在的，其他承包商接标后也会产生同样的问题。(二) 市场导向下的竞争报价策略当承包商投标报价以开拓市场、拓宽业务为目标时，在充分了解各竞争对手的报价策略的基础上，应以适当微利配合其他辅助手段来报价。这就是竞争报价策略。当投标人出现经营状况不景气、短期内接到的投标邀请较少、竞争对手有一定威胁、计划进入新的地区、拓展新的工程施工类型、附近有自己正在施工的其他项目、目标项目风险小、施工工艺简单、工程量大、社会效益好等情形时可采用这种策略。大多数投标企业都会采用这种策略。这种策略的关键点是分析竞争对手，制定适合自身的报价，不必求最低价，但要求报价策略的最佳组合。通常竞争η= 1 - α fg- (1 - α)wg由此得到，第j 年的复杂劳动对企业价值增量的贡献率ηj= 1 -αjfjgj- (1 -αj)wjgj其中，αj =α0Πj1 + fj1 + gj，α0 为本年年初的固定资产投入与产出比，其值是已知的。
四、无形资产价值评估模型构建以上是无形资产对于企业价值创造份额的推导，下面我们采用当前资产评估中最常用的方法———收益法将无形资产未来各年的价值创造份额折算到评估时点。设第j 年由于无形资产对企业净产值增长的贡献而产生的收益为ηj dGj 。结合收益法，将第j 年的收益以利率作为折现率进行折现，然后求各年收益的总和得到无形资产的价值。具体评估模型如下:P = 6njηjdGj(1 + r) j其中， P ———企业无形资产评估时点的价值;ηj———第j 年无形资产在企业增加值增长中的贡献率;r ———折现率;dGj ———第j 年的GDP 增量;n ———企业获得超额利润期。在这个模型中，首先是要确定无形资产对经济增长的贡献率，主要确定4 个参数，即第一年的投入产出比，GDP 增长率，劳动增长率和固定资本增长率。第一年的投入产出比可以根据企业第一年的报表得到。因此需要测算后3 个参数。其次，计算企业无形资产价值时，还需知道折现率，第j 年的企业价值增量以及企业获得超额利润期。而这三个参数中，折现率可以采用行业无风险国债利率，企业净产值增量可由企业净值增长率计算得到，企业获得超额期需要具体测算。这样，该模型最终只需测算企业净产值增长率、劳动增长率、固定资本增长率和企业超额利润持续时间4 个参数，这4 个参数相对传统的收益法参数而言比较容易测算，尤其是对于一个成熟企业更是这样。以上对于企业无形资产的价值做出了评估值，再加上企业有形资产的评估值，即为企业的整体价值评估值。对于有形资产的评估，中国资产评估协会的《资产评估操作规范意见(试行) 》中已有详细规定，在此不再多述。
【文章来源】/article/66/4384.Html
【本站说明】中国期刊投稿热线:专业致力于期刊论文写作和发表服务。提供毕业论文、学术论文的写作发表服务；省级、国家级、核心期刊以及写作辅导。 “以信誉求生存 以效率求发展”。愿本站真诚、快捷、优质的服务，为您的学习、工作提供便利条件！自05年建立以来已经为上千客户提供了、论文写作方面的服务，同时建立了自己的网络信誉体系，我们将会继续把信誉、效率、发展放在首位，为您提供更完善的服务。
联系电话: 13081601539
客服编辑QQ：860280178
论文投稿电子邮件: 1630158@163.com
投稿邮件标题格式：投稿刊物名 论文题目
如：《现代商业》 论我国金融改革及其未来发展
声明：
本站期刊绝对正规合法
篇13
一、国债的概念及特征
1.概念
国债，也就是国家或政府举借的债，即国家或政府以债务人的身份，获得信用的方式，向国内外获取的债务，它是调节经济的一种重要手段，是国家财政收入的特殊形式之一。国债产生需要的三个条件：(1)公共收入不抵公共支出；(2)社会上存在可供借贷的闲置资本；(3)发达的信用制度。只有在各条件皆备时，国债才有它存在的可能性。
2.国债的特征
(1)有偿性
其指的是，政府必须按期偿还，发行国债筹集到的财政资金，同时，依据既定约定的利息率，也就是向认购者付出利息。而另外形式的财政收入指政府依它的权力无偿取得，不需要偿还的。
(2)自愿性
其指的是，国债认购构建于认购者自愿的基础上，不能有勉强因素。国债的自愿性特征，也即是将国债以及其他财政收入形式进行有效的区别了。
(3)灵活性
这是国债的突出特征。其指的是，国债发不发行、发行数量为多少、发行方式如何，全部是根据政府财政资金情况进行灵活的应用。
3.国债的作用
(1)从经济的观点来说，国债是国家经济政策的一个重要组成部分，是国家调控经济的有力杠杆。国债的作用通常体现在以下三个方面：
①调节积累与消费，增进两者关系比例合理性；②调节金融市场，保持稳定经济；③调节投资结构，增进产业结构合理配置。
(2)对财政的观点来说，国债指财政收入的补充形式，为平衡预算、弥补财政赤字以及解决财政困难的最迅速、可靠的手段。这通常是和税收相对而说的。
二、国债对我国经济的影响
1.国债对投资的影响
在国债增发支撑的扩张性财政政策里，其一，对政府公共投资扩张具有投资乘数效应以及经济增长具有促进作用，其二，财政赤字支出对民间投资的挤出效应将造成经济增长抑制。因此，财政赤字的所具有的效果，不但会影响到整个社会的资本形成的阶段，而且将会对评价财政政策效果具有十分关键的问题。
国债的发行，将会对社会财富就通过民间部门向政府部门掌握使用进行转移，进而降低民间部门的资金使用量与占有程度。政府借款不但会提取很大部分的民间资金以及物质资源，从而让民间投资退却。
假如处于经济萧条时期，将有很多物资资源的空置，因民间资本的使用效率低下，对资金的需求并不多，货币资金也将具有闲置的现况。
总而言之，国债对投资需求的增进，有着显著效果的直接作用，投资的增长同时也成为了拉动总需求增长的重要动力之一。另外，国债投资对启动民间投资具有十分积极的作用，让民间投资拥有相对快速的增进速度。
2.国债对消费的影响
国债量的增添，会增加民间的资产，这将让人们感受比先前更富裕，也可能帮助增添消费支出；其次，伴随民间的劳动意愿降低，使得储蓄率也随之降低，并且，因空闲增加，所造成的消费的增长又将降低储蓄。因此，国债的增添并非无限量的，它本身就具有一种自动抑制机制。假如国债增添降低储蓄意愿，将会使得民间部门持有国债的意愿降低，国债的发行也就停止了。
国债对消费的影响，不但经国债的资产效应体现出来，还经固定的国债利息进行体现。经济不景气时期，税收收入将减少，此时，为了保障国家的信誉，国债的利息支付还处于在原先的水平，此时消费需求必定会有维持作用。另外，在经济繁荣时期，税收收入将会比国民收入增长更快些。另外，因国债的利息支付为既定，能产生抑制通货膨胀的作用。
3.国债对货币供给的影响
政府发行国债，如若中央银行承购国债，将增加政府的存款。而该存款拨给社会上的部门企业和个人时，将用作政府各项支出，它的账户所在的商业银行的存款将有所增加，那么结果将为货币供给量增加。如若处于这种状态，社会正处于货币供给比货币需求大的状况，那么将非常容易形成非常严重的通货膨胀，在现代银行制度中，这将成为中央银行创造货币的机制。因此，中国上世纪八十年代中期即明确，中国人民银行不能直接承购政府债券。中央银行在承购国债期间，扩大的货币供给不但是国债自身，而将会是扩大的很多倍。根据存款准备金制度，如财政向社会实现拨款后，商业银行的社会存款会增多。其中的一部分将成为准备金缴存中央银行，其余的可用作存款发放。存款的结果又会增添社会存款，这也就是所谓的“派生存款”。
三、我国国债的宏观经济运行的问题以及建议
1.我国国债的宏观经济运行存在的问题
(1)农村基础设施投入不够充分。通常，习惯上始终把农林水利建设投资看作是国家对农业的投入，可是从农林水利建设里得到利益的，并不只是农村地区以及农村人口，所以，城市基础设施投资和农村基础设施投资相对比，只能是对农村电网进行改造。而国债投资部分中，城市基础设施投资所占的比例，比农村高了大概有十个百分点。截止当今，村集体收入以及农民集资仍是乡村公路建设的资金来源，财政投入约为零。所以实际上，农村基础设施投资欠账也非常多。
(2)我国国债发行的结构不丰富，短期品种比较少，这使得经济上出现集中的偿债高峰，还增加了我国的财政压力，同时，这让中央银行公开市场业务的操作并没有充足的对象，使得国债市场流动性大大降低，让货币政策的宏观金融调控机制无法有效运行并充分的发挥作用。
(3)因国债投资可以促进当地经济增长，也可以提升当地的财政收入。部分地方为了取得项目，都无法寻思严格审查项目构建的合理性以及可行性，依据需要进行的基础设施建设，结果具有重复性建设以及完全超过当前和以后很长时间经济发展实际需要的基础设施。而根据长期来看，基础设施投资能超前，可在经济发展对某些基础设施的需求仍然很低，而对另外基础设施项目需求十分需要的时候，部分地区的基础设施规模很大程度的超前于经济发展的现实需要，这一定会出现比较大程度的闲置以及资源浪费。
2.我国国债的宏观经济运行建议
国债项目如发挥其效益，不仅能增强综合国力，促进经济发展，并且人民的生活质量也会持续提高，如若用不好，不但积极财政政策的实施无法达到预期效果，会使国家财政陷于恶性循环，还会让各级政府背上沉重的债务包袱。因此，加强国债资金管理，提升国债资金使用效益的重要意义是非常重要的。
(1)发挥国债投资在引导消费需求增长、产业结构调整等方面的作用。伴随经济发展以及消费者收入水平的不断提升，普通家庭对一般工业消费品的消费已经达到饱和，正面临着消费方式以及模式往更高一阶段进行变革，也就是说，消费喜好已经向高技术含量转变、智能化的产品以及家庭轿车、住房等大件消费品上，国债投资需支撑供给结构的合理转换以及技术产业的开发，这样不但带动了民间投资的提升，还通过创造有效供给，使得消费需求加速增长。
