我國債券市場與股票市場關聯(lián)性研究

【摘要】通過協(xié)整檢驗、誤差修正模型分析以及格蘭杰因果檢驗發(fā)現，我國債券市場和股票市場的成交量間存在協(xié)整關系，但不存在格蘭杰因果關系，成交量間不存在此消彼長關系。總體來看，我國債券市場和股票市場的聯(lián)通程度比較低，聯(lián)系不是特別緊密，信息反應不是特別迅速，不同市場處于分割狀態(tài)。本文在實證研究的基礎上針對上述結論提出相關建議。

【關鍵詞】債券市場 股票市場 實證研究

一、引言及相關文獻綜述

金融市場按照金融產品期限長短劃分為貨幣市場和資本市場，債券市場和股票市場則分別是貨幣市場和資本市場的核心組成部分。有關貨幣市場與資本市場的關系問題，國內外學者從不同角度進行了一系列的研究。Cramer(1986)［1］研究了美國貨幣供應量與股票價格之間的關系認為，美國貨幣供應量和股票價格之間具有聯(lián)動關系。Roberto(2001)［2］研究了美國貨幣政策與貨幣市場間的關系，結果表明，貨幣政策對貨幣市場的影響作用巨大。近年來，隨著我國市場經濟地位的確立以及金融改革的不斷深化，貨幣市場和資本市場取得巨大發(fā)展。國內學者對我國的貨幣市場和資本市場的相互關系也進行了深入研究，取得了豐碩成果。姚小義、王學坤（2003）［3］實證分析了我國貨幣市場和資本市場的關聯(lián)性，認為要加快我國金融市場規(guī)范化建設必須理順貨幣市場和資本市場的聯(lián)動關系。何先應、何國華（2003）［4］研究了我國貨幣市場和資本市場發(fā)展狀況認為，我國貨幣市場和資本市場發(fā)展嚴重失衡，資本市場得到優(yōu)先發(fā)展而貨幣市場發(fā)展相對滯后，其原因在于過分強調金融市場的融資功能而忽視了其政策調節(jié)功能，人為地將貨幣市場和資本市場隔離開，造成兩個市場收益率的明顯差異，使得大量貨幣市場資金或明或暗違規(guī)進入資本市場。因此，為提高整個金融市場運作效率，必須疏通貨幣市場和資本市場渠道，使貨幣市場和資本市場協(xié)調發(fā)展。汪小亞（2003）［5］通過研究我國資本市場和貨幣市場資金融通問題認為，我國貨幣市場和資本市場的資金不是充分互動而更多的是單向流動，即貨幣市場的資金大多流向資本市場，為改變這一局面，必須從金融創(chuàng)新著手，建立資金雙向流動機制。岳意定、李伯政（2005）［6］認為貨幣市場資金飽和和資本市場資金短缺困擾著我國金融市場的發(fā)展，因此必須從組織機構、資金融通、金融工具、監(jiān)管四個方面建立聯(lián)通機制，才能使貨幣市場和資本市場協(xié)調發(fā)展。王一萱、屈文洲（2005）［7］通過對我國貨幣市場和資本市場連通程度進行動態(tài)分析后認為，我國貨幣市場和資本市場之間不存在緊密聯(lián)系，一個市場資金變動無法影響另一個市場上的資金變動。楊新松、龍革生（2006）［8］分析了我國分業(yè)經營下資本市場和貨幣市場之間的鏈接關系認為，在分業(yè)管理體制下，資本市場和貨幣市場之間的明道和暗道鏈接是通暢的，居民資產選擇行為決定了信貸資金在貨幣市場和資本市場之間實現對流，其中，銀行存款決定股票價格而不是股票價格決定銀行存款，企業(yè)根據資本市場壟斷收益率的變化將短期貸款資金投入或者撤出股票市場，短期貸款與股票價格是相互影響的；同業(yè)拆借市場與資本市場之間的資金流動主要由同業(yè)拆借利率而不是股票價格決定，價格信號無法從資本市場傳遞到貨幣市場，而反向的傳遞是迅速的，同業(yè)拆借利率作為價格信號是扭曲的。白欽先、汪洋（2007）［9］研究了我國貨幣市場和資本市場的聯(lián)通與協(xié)調機理后認為，貨幣市場和資本市場作為金融市場的核心組成部分，它們之間是一種相互影響、相輔相成的互動關系。這種關系通過資金聯(lián)結、價格聯(lián)結、工具聯(lián)結以及這些聯(lián)結下的資金流動關系體現出來。從資金聯(lián)結來看，資金渠道是貨幣市場和資本市場直接溝通的渠道，也是一種最為基礎的渠道。銀行作為金融中介，具有貨幣創(chuàng)造功能，貨幣市場資金流入資本市場會活躍資本市場，但貨幣市場縮減同樣會對資本市場具有縮減效應。當兩個市場收益率發(fā)生變化時，投資者會將資金從一個市場搬到另一個市場，形成貨幣市場和資本市場的資金聯(lián)結。從社會資金總量上看，兩個市場資金存在此消彼長的關系。在追求利潤的動機下，貨幣市場資金通過各種渠道流入資本市場，資本市場資金也會通過上市公司在銀行的存款以及證券公司在銀行的保證金存款形成信貸資金來源，那個市場收益率高，資金就會流入那個市場。貨幣市場和資本市場這種互動和競爭關系，最終達到資源的有效配置。

以上有關貨幣市場和資本市場關系的研究，大多是從宏觀角度研究貨幣市場和資本市場的相互關系，而從微觀角度，特別是通過實證研究來研究貨幣市場和資本市場的核心組成部分的債券市場和股票市場的相互關系的比較少。因此，本文擬在前人研究的基礎上，通過實證研究的方法分析我國債券市場與股票市場的相互關系，以揭示我國債券市場和股票市場之間內在聯(lián)系，并就實證研究結果提出相關建議。

二、我國債券市場和股票市場介紹

（一）債券市場

我國的債券市場其實在新中國建立初期就開始建立。新中國剛成立時，百廢待興，經濟極度困難，為籌集建設資金和彌補財政赤字，于1950年11月發(fā)行了為期5年、總額3億元的“人民勝利折實公債”。1954年到1958年，為籌集建設資金，連續(xù)發(fā)行了5次共計35.54億元的“國家經濟建設公債”，這些債券的發(fā)行，有力地促進了國民經濟的恢復和發(fā)展。但隨后由于“左”的思想的影響，國家停止了國內外的舉債活動，這一停就是二十多年，直到1981年7月我國才恢復國債發(fā)行，國債恢復發(fā)行后，企業(yè)債券也開始出現。1985年，沈陽房地產公司通過公募的方式向社會發(fā)行了5年期企業(yè)債券，拉開了企業(yè)債券發(fā)行帷幕。隨后隨著銀行體系的改革，工商銀行、建設銀行等相繼發(fā)行金融債券，1994年，三大政策性銀行成立，發(fā)行政策性金融債券成為它們籌集資金的主渠道。經過60余年的發(fā)展，我國的債券市場基本形成了國債、地方政府債、中央銀行票據、企業(yè)債、公司債、短期融資券、可轉債、可分離交易債、中期票據、資產支持債券、金融債等十多個品種。但作為債券的流通市場，起步卻相對較晚。1986年8月5日，沈陽信托投資公司首先開辦企業(yè)債券的柜臺轉讓業(yè)務，開始了真正意義上的債券流通轉讓。在滬深交易所成立后，債券集中在交易所交易，形成交易所債券市場。但是債券的交易發(fā)生了一些違規(guī)事件，比如“3.27”國債期貨風波以及后來證券公司、信托投資公司等機構投資者通過“回購交易”等方式導致大量銀行資金違規(guī)進入股市，造成股市泡沫。中國人民銀行意識到這一問題的嚴重性，于是要求商業(yè)銀行退出滬深交易所市場，轉而進入全國銀行間同業(yè)拆借中心提供的交易系統(tǒng)進行回購交易和現券交易，由此形成銀行間債券市場。經過十多年的發(fā)展，全國銀行間債券市場形成了交易品種最齊全、交易量最大的市場，其交易量占整個債券市場交易量的95%以上，其交易主體主要以機構投資者為主。截止2010年末，銀行間債券市場參與的機構有10235家，這些機構主要包括銀行、基金、保險公司、證券公司、信用社以及其他金融機構和非金融機構投資者。

（二）股票市場

我國的股票市場是改革開放后出現的新生事物。最早的北京天橋百貨公司的股份制改造拉開了我國企業(yè)股份制改造的序幕，1990年和1991年滬深交易所的相繼成立，2004年中小板市場以及2010年創(chuàng)業(yè)板市場的成立標志著我國多層次資本市場建設取得初步成果。但從股票市場交易的產品結構來看，我國股票市場上交易的產品主要是上市公司的普通股、少量的B股以及股指期貨，相對來說，交易品種顯得過于單一，單一的交易品種不利于分散風險，也不利于活躍市場。從投資主體來看，雖然隨著市場的發(fā)展，證監(jiān)會在不斷放寬股票市場的投資主體進入股票市場，在不斷培育機構投資者，但總體來說個人投資者仍然是股票市場的主力軍。從市場規(guī)模來看，截止2010年末，我國境內上市公司共有2063家，股票總市值達26萬億，流通市值19萬億，日均成交2千多億，與交易所剛成立時簡直不可同日而語。

從我國債券市場與股票市場的發(fā)展歷程看，經歷了一個“在發(fā)展中規(guī)范，在規(guī)范中發(fā)展”的過程。由于法制不健全，債券市場和股票市場間資金的相互融通一直困擾著這兩個市場的健康發(fā)展，影響到金融資源的有效配置。

三、實證研究

（一）樣本選取及數據處理

本文選取滬深交易所國債交易金額之和以及全國銀行間債券市場質押式債券回購交易金額作為自變量，分別用X1和X2表示，選取滬深交易所股票交易金額之和作為因變量，用Y表示。樣本選取2008年1月到2011年4月共計40組月度數據，數據來源于中國人民銀行官方網站公布的數據。在實證分析前，對自變量X1和X2以及因變量Y分別取對數，用LnX1、Ln X2和LnY表示。

本文采用E-G兩步法建立協(xié)整方程和誤差修正模型考察因變量和自變量之間的長期穩(wěn)定關系和短期波動的相互影響。不失一般性，在建立協(xié)整方程前，先對變量進行單位根檢驗，只有變量之間是同階單整序列，變量之間才能夠進行回歸分析，否則存在偽回歸問題。

（二）單位根檢驗

一般地，平穩(wěn)性檢驗的方法有圖示法、單位根檢驗法（DF檢驗、ADF檢驗以及PP檢驗）等，其中最常用的方法是單位根檢驗法中的ADF檢驗法。ADF檢驗又基本分為三種模式，即是否包含常數項、趨勢項。在檢驗中，滯后階數的選擇以AIC信息和SC信息最小為準則選擇滯后階數。只要其中有一個模型的檢驗結果拒絕了零假設（即檢驗出來的ADF統(tǒng)計量小于給定的某一顯著性水平的臨界值），就可以認為該時間系列是平穩(wěn)的。否則認為該時間系列是非平穩(wěn)的，此時應進一步檢驗該序列的差分形式的平穩(wěn)性。一般情況下，如果一個時間序列經過d階差分后為平穩(wěn)序列，稱原序列為d階單整序列，記I（d）。本文采用ADF檢驗進行單位根檢驗。

表1時間序列的ADF單位根檢驗結果

注：（1）“檢驗形式”中的c，t表示檢驗模式帶有常數項和趨勢項，k表示滯后階數；（2）ADF檢驗的臨界值來自于軟件EVIEWS5.0；（3）D表示一階差分。

從單位根檢驗結果看出，水平時間系列LnX1的ADF統(tǒng)計量為-0.957487，大于10%臨界值-2.607932，所以水平時間系列LnX1是非平穩(wěn)系列，而其一階差分后其ADF統(tǒng)計量為-8.236951，小于1%臨界值-3.615888，說明其一階差分后為平穩(wěn)時間系列。同理可分析LnX2、LnY水平系列是非平穩(wěn)系列，但它們的一階差分為平穩(wěn)時間系列。

（三）協(xié)整檢驗

由于因變量和自變量序列為一階單整序列，可以檢驗它們之間是否存在協(xié)整關系。首先建立變量間的協(xié)整方程（1），并對協(xié)整方程（1）用OLS方法進行估計，估計方程為（2）。

LnYt=C0+C1LnYt-1+C2LnXt-m+C3LnX2t-i+εt(1)

式（1）中，C0表示其他影響因素，C1表示滬深交易所股票交易量滯后項對自身影響系數，C2和C3分別表示滬深交易所國債交易量和全國銀行間債券市場債券質押式回購交易量對滬深交易所股票交易量的彈性，n、m及i表示滯后階數，εt為模型中的隨機擾動項。

LnYt=0.60LnYt-1+0.42LnX1t-0.35LnX1t-1+0.45LnX2t-1-

0.13LnX2t-2(2)

(4.5714）（1.4820）（-1.1634）（1.4333）（10.3953）

式（2）可決系數和調整可決系數較大，分別為0.5936和0.5457，t值不是特別顯著，DW值為1.9998，不存在自相關問題，但模型總體擬合得不是特別好。分析式（2），可以得出結論，我國貨幣市場的核心市場——國債市場與我國股票市場不存在緊密關系，股票市場的交易量在很大程度上是由股票市場的存量資金和來自于其他市場的資金運作的結果。無論交易所國債市場還是全國銀行間債券市場質押式回購交易的交易量在當期與股票市場的交易量并不存在此消彼長的關系，債券市場滯后一期的交易量與股票市場的交易量存在著反向關系，說明我國金融市場對消息的反應不是特別敏感，反應相對滯后。另外，雖然協(xié)整模型擬合得不是特別好，但不能就此說明變量間不存在協(xié)整關系，這要對回歸方程（2）的殘差εt進行平穩(wěn)性檢驗才知道。

表2殘差系列ε的ADF檢驗值

從殘差系列ε的ADF檢驗結果看，ε的ADF檢驗統(tǒng)計量為-6.271213，小于1%臨界值-3.615588。因此拒絕殘差系列ε存在單位根的假設，即殘差系列ε是平穩(wěn)的，這證明時間系列LnYt、LnX1t以及LnX2t之間存在協(xié)整關系。

（四）誤差修正模型分析

在得到時間系列的協(xié)整方程后，利用協(xié)整方程的殘差項作為誤差修正項ECM，將誤差修正項看作一個解釋變量，聯(lián)同交易所國債交易量和全國銀行間債券市場質押式債券回購交易量的差分項作為解釋變量，建立誤差修正模型，考察它們對滬深股市交易量的短期影響，以及滬深股市交易量對其自身長期均衡趨勢偏離的糾正速度，建立誤差修正模型（3）：

式（3）中，n、i表示滯后階數，誤差修正系數θ表示滬深交易量對其自身偏離的糾正速度。在模型（3）中滯后項的最優(yōu)取值是根據該模型的殘差系列εt是否自相關來判斷。如果殘差系列自相關，則添加變量滯后項進行不斷檢驗，直至消除自相關，最終得到誤差修正方程（4）。

從式（4）也可以看出，我國債券市場與股票市場不存在緊密關系，債券市場與股票市場相對割裂，不同市場資金被分割在不同市場，股票交易量自身有修正功能。

（五）Granger因果檢驗

上述協(xié)整檢驗說明，變量間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系，但變量間的變化是否存在因果關系，這要通過Granger因果檢驗才知道。表3為時間系列LnY、LnX1和LnX2的Granger因果檢驗結果。

表3Granger因果檢驗值

根據Granger因果檢驗結果，原假設交易所國債交易量不是滬深股市交易量的格蘭杰原因的概率是0.23503，大于臨界值P值0.05，因此，接受原假設，即交易所國債交易量不是股票交易量的格蘭杰原因；原假設全國銀行間債券市場質押式債券回購交易量不是滬深股市交易量的格蘭杰原因的概率值是0.41757，大于臨界值P值0.05，因此，不能拒絕原假設，即全國銀行間債券市場質押式債券回購交易量不是滬深股市交易量的格蘭杰原因，同理可分析滬深股市交易量均不是交易所債券交易量和全國銀行間債券市場質押式債券回購交易量的格蘭杰原因。①

四、結論及建議

通過對債券市場和股票市場資金聯(lián)通的實證分析發(fā)現：我國債券市場和股票市場的成交量間存在協(xié)整關系，但不存在格蘭杰因果關系，成交量間不存在此消彼長關系?？傮w來看，我國債券市場和股票市場的聯(lián)通程度比較低，聯(lián)系不是特別緊密，信息反應不是特別迅速，不同市場處于分割狀態(tài)。就其原因，我們認為這與我國貨幣市場與資本市場發(fā)展時間較短，各項規(guī)章制度尚不健全，金融工具比較單一，缺乏金融創(chuàng)新，交易主體在投資理念、投資行為等方面趨同有很大關系。為此，提出以下建議：

（一）進一步健全和完善相關法律法規(guī)，提高法制化監(jiān)管水平

法制化建設的目的在于保證投資主體以及監(jiān)管部門“有法可依，有法必依”，以提高市場透明度，及時反應市場運行信息，降低信息不對稱引發(fā)的逆向選擇和道德風險，提高金融市場運行效率。

（二）構建四方聯(lián)合監(jiān)管體系，促進貨幣市場與資本市場協(xié)調發(fā)展

我國金融業(yè)長期以來實行的是“分業(yè)經營，分業(yè)監(jiān)管”的措施，為因對金融業(yè)的發(fā)展，2004年6月又出臺了銀監(jiān)會、證監(jiān)會和保監(jiān)會在重大監(jiān)管事項以及跨行業(yè)、跨境監(jiān)管等復雜問題進行信息交流和磋商機制，但即使如此，對我國金融市場的監(jiān)管仍然存在分工不盡合理，監(jiān)管協(xié)調機制還很不健全等問題。筆者在此建議由央行來統(tǒng)領各個監(jiān)管方，以達到信息共享，監(jiān)管協(xié)調的目標，將債券市場和股票市場聯(lián)結起來，以期央行的意志能夠迅速、準確反映到金融市場。

（三）推動金融創(chuàng)新，促進債券市場和股票市場資金相互融通

現階段除了大力發(fā)展貨幣市場基金，銀證合作計劃外，在相關法律法規(guī)框架下，要鼓勵金融創(chuàng)新，發(fā)展跨市場金融產品，將貨幣市場和資本市場聯(lián)結起來，降低交易成本，促進資金在兩個市場間自由流動。

（四）加快利率市場化改革步伐，建立起能作用兩大市場的調控機制

從理論上講，由于資本的趨利性，利率的變化能夠促使資金在債券市場和股票市場間流動，但在我國，由于長期實行管制利率，利率的調控作用相對減弱。通過分析投資者投資債券市場的行為發(fā)現，投資者投資債券以配置為主，交易為輔，對利率不是特別敏感。因此要加快利率市場化步伐，證券公司、投資基金等投機型、套利型市場參與者的作用和功能才能得到有效和充分體現，才能使市場充滿活力，才能提高市場流動性以及金融資源的合理配置。

參考文獻

［1］Cramer.A.Changing Financial Enviroment and the Implications of Monetary Policy［R］.OECD Working Paper，NO.243.1986:45-59.

［2］Roberto，Rigobon and Brain Sack.Measuring the Reaction of Monetary Policy to the Stock Market［R］.Fed Working Paper，2001:1-14.

［3］姚小義，王學坤.論我國貨幣市場與資本市場的關聯(lián)性［J］.財經理論與實踐，2003，（1）.

［4］何先應，何國華.論中國貨幣市場與資本市場的協(xié)調發(fā)展［J］.經濟評論，2003，（6）.

［5］汪小亞.貨幣市場與資本市場資金融通問題研究［J］.金融縱橫，2003，（5）.

［6］岳意定，李伯政.我國貨幣市場與資本市場聯(lián)通機制問題研究［J］.財經理論與實踐，2005，（3）.

［7］王一萱，屈文洲.我國貨幣市場和資本市場聯(lián)通程度的動態(tài)分析［J］.金融研究，2005，（8）

［8］楊新松，龍革生.分業(yè)經營下資本市場與貨幣市場之間的鏈接分析［J］.財經論叢，2006，（2）.

［9］白欽先，汪洋.貨幣市場與資本市場的聯(lián)通與協(xié)調機理研究［J］.當代財經，2007，（11）.

作者簡介：吳永興（1969-），男，云南宣威人，云南財經大學金融學院講師，主要研究貨幣金融理論；袁天昂（1960-）， 男，云南昆明人，人民銀行昆明中心支行經濟師，主要研究貨幣金融理論及區(qū)域經濟問題。

注釋

①臨界值P值0.05是衡量變量是否顯著的一個標準，當格蘭杰檢驗的概率大于0.05時，表示變量之間不存在格蘭杰因果關系，當概率小于0.05時，表示變量之間存在格蘭杰因果關系。邁克爾.J.塞《勒金融研究方法論大全必備》，北京：清華大學出版社，2005:281。