我國證交所股票與國債的投資替代效應

摘 要：利用2003～2012年上海證券交易所的股票、國債交易額和價格指數以及我國M2的月度數據，對股票和國債投資的替代效應進行的實證研究表明，股票和國債二者的投資替代效應并不顯著。其主要原因，一是金融產品創新給投資者提供了較大的選擇余地，二是交易所和銀行間的國債交易市場發展失衡。

關 鍵 詞：投資替代效應；股票市場；國債市場

中圖分類號：F830.9 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2013）02-0058-05

一、文獻綜述

在研究股票與債券價格的文獻中，國外研究者傾向于認為兩者價格存在關聯性，但其關系并非一成不變， 會受其他各種因素影響。Campbell和Ammer（1998）通過分析美國戰后數據發現，股價與債券價格關聯性具有時效性。Fleming 等（1998）用GMM模型分析美國1983～1998年的數據發現，股票、債券、貨幣市場間價格關聯性很強， 且與市場間信息流溢出效應有關。Scruggs等（2003）檢驗了Merton的ICPAM模型，發現該模型無法全面解釋股票與債券收益率的跨期關聯性。Lingfeng Li（2002）通過分析G7國家的相關數據， 在模型中加入宏觀經濟因素，發現實際利率、預期的和非預期的通貨膨脹會影響兩者的價格關聯性。

但不少學者研究中國數據后發現，股票與債券價格的關聯性并不明顯。例如，王璐等（2008）利用VAR模型分析2002年1月4日至2007年6月30日間上證指數與中國債券總指數的日收盤價格數據，發現兩者間存在微弱的雙向價格溢出效應。汪冬華等（2012）利用VAR—BVGJR—GARCH—BEKK模型分析2005年6月6日至2008年10月28日間上證綜合指數和中債總指數的日數據后發現， 不管在牛市還是在熊市， 中國股票市場和債券市場均不存在均值溢出效應， 不存在價格信息傳導。 何宜慶（2012）將債券市場分為國債市場與企債市場， 利用VAR—BEKK—MGARCH及DCC—MGARCH模型分析2006年1月4日至2011年3月11日間國債、 企債及股票價格指數的日數據后發現， 股市對債市存在單向的波動溢出效應， 而且溢出效應先作用于企債市場，后作用于國債市場；國債和股票價格的相關性很弱， 且相關性的正負向性不穩定， 企債和股市價格的相關性較穩定，但亦很弱。

目前研究者主要將債券作為一個整體， 分析其與股價的關聯現象， 而對兩者成交量的關聯性研究較少。 其實價格關聯性背后的原因是資金流向問題， 因此本文并不著重分析兩者價格關聯性， 而是關注市場資金在這兩種金融工具間的分配規律。通常情況下，對于投資者而言，股票是風險資產，國債是非風險資產，行情分析師也經常強調股票與國債之間存在投資“蹺蹺板”現象——即當股市行情好時， 市場將減少對國債的投資， 而增加股票投資；當股市行情不好時，市場將減少股票投資，增加國債投資。那么，市場資金對此兩種資產的分配替代效應是否真的存在？ 該替代效應的理論依據及作用機制是什么呢？能否獲得統計數據上的支持？本文根據中國的市場數據對以上問題加以探討。

二、理論分析

（一）基于DPV模型的股票、國債風險差異

（二）基于資產組合理論的投資替代效應分析

假設個體初始財富為W0， 在此不考慮消費，該財富只用于投資， 并假設經濟中僅存在兩種資產——股票與國債，其中，股票被視為風險資產，收益率為RS，國債被視為非風險資產，收益率為Rb。個體投資在股票中的資產額度為？琢s，那么投資于國債的資產額度？琢b=W0-？琢s。根據資產組合理論，該投資組合的收益WP可表示為：

三、實證分析

（一）數據選擇與處理

理論研究表明，股票、國債的投資金額，受各自收益以及投資者收入水平的影響，本文采用相關數據，利用VEC模型對此結論進行檢驗。其中，用上證A、B股成交金額SHSC代表市場對股票的投資金額， 用上證國債交易金額SHBC代表市場對國債的投資金額， 用上證綜合指數SHSPI代表股票收益，用上證國債指數SHBPI代表國債收益， 用M2代表投資者收入水平。選取2003年1月至2012年12月的月度數據，共132個樣本。數據來自錢龍股票交易軟件及中國人民銀行數據庫。

由于數據的自然對數變換能不改變原來的協整關系，故本文對以上變量的數據均取對數形式，以消除變量數量級不同和數據異方差性的影響， 分別表示為LNSHSC、LNSHBC、LNSHSPI、LNSHBPI、LNM2，并用X12法消除數據的季節波動影響。

（二）數據平穩性檢驗

數據平穩性會影響模型穩定性和回歸參數有效性，故先用ADF方法檢驗數據單位根以分析其平穩性，檢驗結果如表1所示。

從表1可見，在5%的顯著水平上，以上變量數據均為1階單整序列，同階單整數據可構建VEC模型，進行協整檢驗。

（三）協整關系檢驗

經典回歸分析是以數據平穩為前提條件的，對于非平穩數據，要找到其內在關聯性，可采用Engle和Granger1987年所提出的協整理論與方法， 若非平穩數據之間存在平穩線性組合， 則該線性組合為協整方程，其代表變量之間存在長期均衡關系。求解協整方程可用兩種方法： 一是Enger-Granger兩步法，二是Johansen法。前種方法僅適用于雙變量協整關系檢驗， 由于本文涉及多個變量， 故采用Johansen法。Johansen協整檢驗模型實質是在無約束VAR模型基礎上加上協整約束后的VAR模型，其滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期。因此，為求協整模型最優滯后期，須先確定無約束VAR模型最優滯后期數， 根據LR、FPE、AIC原則，可確認其最優滯后期為4， 故協整模型最優滯后期為3。協整方程的形式可有5種：（1）序列沒有確定性趨勢且協整方程無截距；（2）序列沒有確定性趨勢且協整方程有截距；（3）序列有線性趨勢但協整方程只有截距；（4）序列和協整方程都有線性趨勢；（5）序列有二次趨勢且協整方程有線性趨勢。根據AIC原則， 本文選擇第1種形式。 經跡統計量檢驗結果可知，對于協整向量為0的原假設， 統計值大于5%顯著水平的臨界值，拒絕原假設，也就是至少存在1個協整向量；對于協整向量最多為1的原假設， 統計量均小于臨界值，也就是接受原假設，說明變量之間最多存在1個協整關系。因此可以得出：變量間有且只有一個協整關系，見表2。

方程（7）描述了變量之間的長期均衡關系，ecmt是變量LNSHSC、LNM2、LNSHSPI、LNSHBC、LNSHBPI的線性組合序列，也是方程（7）的均衡殘差項，用ADF法檢驗其平穩性，見表3。

表3顯示，ecm在ADF檢驗中，檢測值-5.447281小于1%顯著水平的臨界值-4.037668， 說明在該序列在99%的置信度下是平穩的，亦即方程（7）所顯示的協整關系是顯著、穩定的。

協整方程（7）給出了在樣本區間內變量之間的長期均衡關系表達式。由于協整方程的變量都是對數形式，所以方程（7）的系數實際含義就是變量間的彈性系數。可見，在其他變量保持不變時，M2增加1%，上證股票交易額會增加0.87%；上證指數上漲1%，上證股票交易額會增加1.05%；上證國債交易額增加1%，上證股票交易額會減少1.23%；上證國債指數上漲1%，上證股票交易額會減少1.28%。從長期看，股票交易額的變動與M2、股票收益水平成正比，與國債交易額、國債收益水平成反比。

股票交易額、 國債交易額與M2均成正比是投資財富效應的體現：M2上升意味著投資者資金充足，并容易造成通貨膨脹的環境，出于增值保值的目的，投資者將增加對金融產品的投資，股票、國債交易額因此上升；M2下降意味著投資者資金緊張，迫使他們出售金融資產，減少對股票、國債的交易額。

股票交易額與股票收益水平呈正向相關，與國債交易額、國債收益水平呈反向相關是對式（6）原理的證明，是兩種產品投資替代效應的體現。但是，協整方程只是告訴我們模型中變量之間的數量關系，并不能說明變量之間是否存在“影響”與“被影響”的因果關系。 為回答此問題， 需要對模型變量進行Granger因果關系檢驗。

（四）Granger因果關系檢驗

Granger因果檢驗用于檢驗變量之間是否存在統計意義上的因果關系，若變量均為平穩數據，則可以基于VAR模型進行因果檢驗，若變量為非平穩數據，則需要先證明這組數據之間存在協整關系，再基于VEC模型進行因果檢驗， 才能確保檢驗結果有效。上文已證明了變量之間協整關系的存在，在此我們將基于VEC模型對變量進行Granger因果關系檢驗，出于本文研究目的，以下著重考察其他因素是否能構成股票交易額、國債交易額的Granger原因。

由表4可知，在95%的置信水平下，上證股票交易額與上證國債交易額互不為Granger因果關系，在模型變量中，只有上證股票收益水平才是上證股票交易額變動的Granger原因，只有M2才是上證國債交易額變動的Granger原因?？梢?，在中國目前股票交易額的變動主要受股票價格波動的牽引，而不受國債市場收益水平或成交金額變動的影響。反之， 市場對國債的投資金額波動也不是受股票收益或成交金額變動的影響，而是受社會流動性、市場可投資的總財富影響。

所以， 雖然股票和國債兩種產品的交易額在統計上是呈反向相關的， 但市場對其中一種產品的交易額增減并不必然引起市場對另一種產品交易額的反向變動。亦即當股市行情好時，市場確實會增加股票投資，但卻不必然造成國債投資額的減少；相反，當股市行情不好時，市場確實會減少股票投資，但也不意味著國債投資因此增加。

目前我國股票和國債的投資替代效應不顯著，其主要原因是：第一，由于金融創新持續發展，市場投資工具在數量、種類上都得以不斷豐富，風險性金融資產除股票外，還有股票型基金、期貨、期權、外匯、黃金等，非風險性金融資產除國債外，還有存款、保本型銀行理財產品、貨幣基金等，投資者選擇余地增大， 選擇范圍早已不像理論假設中那樣狹窄。第二，我國國債交易市場歷經發展，形成了以銀行間國債交易市場為主導，上海、深圳兩大交易所市場和銀行柜臺市場并存的局面，在發行量、交易規模、投資者種類與數量方面，銀行間國債市場發展迅速，而交易所國債市場日益萎縮。以2011年為例，據中央國債登記結算公司統計， 國債在銀行間市場僅發行量就達1.44萬億元，2011年參與銀行間國債市場的投資者達11 390家，其中金融類機構投資者（含商業銀行、信用社、基金、證券公司、保險機構、非銀行金融機構）達4879家，與1999年相比，增長了37倍；非金融類投資者達6437家，與2002年相比，增長了207倍。相比之下，交易所國債在2011年交易總額僅為1243億元，而且從走勢來看，交易額從2003年以來持續下降，相較銀行間市場的熱火朝天，可謂慘淡經營。

四、結論及政策建議

實證結果表明，在我國交易所市場上股票與國債間的投資替代效應不顯著。其主要原因，一是金融產品創新使市場的投資品種日益增加， 投資者具有很大的選擇余地； 二是交易所國債市場與銀行間國債市場發展失衡，交易所國債市場冷清。

交易所國債市場是國債市場的重要組成部分，在促進國債轉讓流通、完善金融市場方面意義重大，而且其競價公平、透明、充分，可即時成交，并大大節約交易成本，在國債發行、上市交易方面均具優勢。1997年之前交易所市場一直是國債二級市場的主體，但在1997年監管者為防止銀行資金違規進入股市而設立銀行間債券市場之后，兩個市場發展日益失衡。 此格局讓國債投資資金被限制在各自獨立的市場，彼此難以自由流動，相互脫節。更重要的是，銀行間市場雖交投活躍，流動性強，但門檻高，普通投資者根本無法參與，而交易所國債交投日益冷清，流動性持續下降，不利于投資者進行資金轉換，分散風險，不利于市場資金有效配置及股票、國債的合理定價，不利于提高金融效率及利率市場化進程。

因此，促進交易所國債市場健康發展，第一要實現其與銀行間國債市場的統一， 在加強對金融機構交易資金管理監督， 防止銀行資金違規進入股市的前提下，取消銀行在交易所交易國債的資格限制。同時設計統一的托管結算體系，為資金自由進出兩個市場創造制度條件。第二可加大金融創新，及時推出國債期貨，讓投資者可通過套期保值規避國債投資的價格風險， 能提高投資者對國債現貨的交易積極性。

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（責任編輯、校對：李丹）