可轉換債券收益率與基礎股票收益率的動態(tài)關系研究

耿文博 劉曉明

（中央財經(jīng)大學，北京 100081）

一、我國可轉債市場發(fā)展情況

可轉換債券市場是金融市場的一部分，對于整個金融市場具有重要意義。我國的可轉債市場起步于1992 年底，深交所上市公司深寶安在A 股發(fā)行了5 億元人民幣的可轉債債券，之后一些重點改制的國企相繼發(fā)行可轉債，并取得成功，之后，我國可轉債市場進入了發(fā)展的初期。2001 年4 月28 日，中國證監(jiān)會發(fā)布了《上市公司發(fā)行可轉債實施辦法》，這正式拉開了我國可轉債發(fā)行的序幕。據(jù)wind統(tǒng)計，2001 年共有17 家上市公司提出了發(fā)行可轉債的申請，到2003 年，上市公司通過發(fā)行可轉債募集了180.6 億元資金，接近了當年A 股市場配股和增發(fā)的總規(guī)模。至此，我國我轉賬市場進入了快速發(fā)展期。截止2013 年7 月，包括中國銀行、工商銀行、民生銀行、中國石化等17 家公司的可轉債在上海證券交易所流通，為可轉債市場注入了新的活力。另外還有多只分離交易可轉債上市流通，因此，可以認為我國發(fā)行的可轉債已經(jīng)初步形成了一個小市場，而且對股票市場及現(xiàn)實經(jīng)濟產(chǎn)生了一定影響。

二、文獻綜述

通過文獻梳理，可以發(fā)現(xiàn)，目前國內(nèi)學者對于可轉債研究主要集中于定價、兩個市場之間價格的波動性，以及宏觀經(jīng)濟因素等對波動性的影響，對于可轉債收益率與基礎股票收益率之間的動態(tài)關系研究較少。本文將在前人研究在基礎上，分轉股期前和進入轉股期后兩個階段，對比分析可轉債收益率與基礎股票收益率之間的動態(tài)關系，并以中國銀行可轉債與工商銀行可轉債為例，進行實證檢驗，分析可轉債收益率與基礎股票收益率之間的長期均衡關系。

三、研究內(nèi)容及數(shù)據(jù)選擇

本文從收益率的角度著手，分轉股前和轉股后兩階段，對比研究我國可轉債市場與股票市場的傳導機制。將采用協(xié)整檢驗、Granger 因果檢驗、誤差修正模型等方法進行實證研究。

目前我國上證市場上有17 只可轉債，除了雙良轉債和重工轉債處于停牌外，其余的15 只可轉債均處于流通狀態(tài)。由于民生轉債的轉股期從2013 年9 月16 日開始，目前還未進入轉股期。因此，本文的樣本包含了上證市場上除了雙良轉債、重工轉債和民生轉債以外的14 只可轉債。每只可轉債選取了其自發(fā)行日至2013 年7 月5日的收盤價，基礎股票對應日期的收盤價，并計算了可轉債和股票的收益率，分轉股期前和轉股期后兩個階段，對可轉債收益率與基礎股票收益率進行全面對比分析。

四、實證分析

（一）可轉債收益率與基礎股票收益率的基本統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析

1.相關性分析。從表1 中可以看出，可轉債收益率與基礎股票收益率在轉股期前后兩個階段都存在顯著的正相關關系。其中轉股期開始前，國電轉債的收益率與其基礎股票收益率的相關性水平最高，達到了75.18%，川投轉債的收益率與基礎股票收益類的相關性最低，只有36.75%。進入轉股期后，南山轉債的收益率與基礎股票的收益率水平最高，達到了73.47%，川投轉債的收益率與基礎股票收益率的相關性最低，只有23.61%。

此外，從兩個階段的變化來看，除南山轉債和新鋼轉債之外，其他12 只轉債，可轉債與基礎股票收益率的相關性在進入轉股期后均有所下降，降幅最大的是國投轉債，相關性水平從轉股期前的61.65%，驟降至轉股期后的36.24%。這是因為，可轉債在進入轉股期后，可以根據(jù)市場行情，自由選擇轉股或不轉股，因此可轉債的收益率與基礎股票的收益率相關性相對會有所下降。

2.收益率水平分析。首先，進入轉股期之前，博匯轉債、工行轉債、國電轉債、海運轉債、同仁轉債這5 只可轉債的收益率小于基礎股票的收益率，但進入轉股期后，只有同仁轉債的收益率小于基礎股票收益率，其余的13 只可轉債的收益率均大于基礎股票收益率。

其次，與轉股期前對比，進入轉股期后，博匯轉債、川投轉債、歌華轉債、國投轉債、石化轉債、中海轉債這6 只可轉債的收益率上升，其余的8 只可轉債的收益率有所下降。

此外，進入轉股期后，博匯轉債、工行轉債、國電轉債、國投轉債、海運轉債、恒豐轉債、南山轉債、同仁轉債、新鋼轉債、中海轉債這10 只可轉債基礎股票收益率有所下降，與可轉債的轉股的稀釋作用有一定的關系。

3.波動性分析。波動性方面，進入轉股期后，歌華轉債、國電轉債、國投轉債、海運轉債、石化轉債、同仁轉債、新鋼轉債這7 只可轉債的收益率的波動性升高；川投轉債、歌華轉債、國投轉債、海運轉債、恒豐轉債、南山轉債、石化轉債、同仁轉債這8 只可轉債基礎股票收益率的波動性上升。

表1 14只可轉債兩個階段的基本統(tǒng)計指標

為了進一步分析可轉債收益率與基礎股票收益率之間的長期動態(tài)關系，本文后面將以金融業(yè)為例進行分析。目前上證市場上金融行業(yè)的可轉債有工行轉債、中行轉債和民生轉債，由于民生轉債還未進入轉股期，因此剔除民生轉債后，本文將以工行轉債和中行轉債為代表，分轉股期前和轉股期后兩階段，研究可轉債收益率與基礎股票收益率之間的動態(tài)關系。

（二）單位根檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸，首先對工行銀行、中國銀行的可轉債收益率與股票收益率進行ADF 檢驗，本文所有的數(shù)據(jù)分析采用軟件SAS 9.2。

實證結果顯示，工行、中行可轉債收益率與股票收益率的Tau對應的P 值均小于0.0001，拒絕了有單位根的原假設，因此，這兩只可轉債收益率與基礎股票收益率均是平穩(wěn)序列。

（三）協(xié)整檢驗

本文采用Johansen 的特征根跡檢驗方法，分別對工行、中行的可轉債收益率與基礎股票收益率之間進行協(xié)整檢驗，分轉股期前和轉股期后兩個階段。

根據(jù)實證結果，工行可轉債收益率與股票收益率無論在轉股期前，還是轉股期后，均存在協(xié)整關系；中行可轉債收益率與股票收益率，在轉股期前后也均存在協(xié)整關系。因此結果表明，中行、工行可轉債收益率與股票收益率之間存在長期均衡關系，這種長期均衡關系對可轉債收益率的波動有一定的約束機制。

（四）Granger因果檢驗

Granger 指出，如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰原因，而在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷都是無效的。本文首先用SAS 9.2 分別對工行、中行可轉債收益率DR 與基礎股票收益率SR 進行Granger 因果檢驗。

根據(jù)結果，工行轉債在轉股期前，DR 只受自身滯后值的影響，不受SR 影響，但SR 受DR 影響；但進入轉股期后，DR 與SR 之間在一定程度上互為因果，兩者之間相互影響。

中行可轉債在轉股期前，DR 受SR 影響，即股票的收益率領先于可轉債的收益率，股票收益率的變化對可轉債收益率變化有一定的預測作用；進入轉股期后，DR 與SR 在一定程度想互為因果，即可轉債收益率與基礎股票收益率之間相互影響。

（五）誤差修正模型（ECM）

變量之間具有協(xié)整關系，說明兩者之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系，但在短期內(nèi)也會出現(xiàn)失衡，可通過建立誤差修正模型（ECM）對短期失衡加以糾正。

1.工行轉債轉股期前的誤差修正模型。

從模型的各項似乎來看，估計得到參數(shù)均是顯著的，而且誤差修正項的系數(shù)為負，比較符合經(jīng)濟意義。根據(jù)模型，股票收益率當期變動的28.767%傳遞到了可轉債收益率，誤差修正項的系數(shù)為-0.77930，表明當可轉債收益率正偏離長期均衡水平時，誤差修正項為負值，可轉債收益率下降，進而使其對長期均衡水平的正偏離減少；當可轉債收益率負偏離長期均衡水平時，誤差修正項將以77.930%的比例反向影響下一期轉債收益率的變動，從而使其對長期均衡水平的負偏離減少。

2.工行轉債轉股期后的誤差修正模型。

從模型的各項似乎來看，估計得到參數(shù)均是顯著的，而且誤差修正項的系數(shù)為負，比較符合經(jīng)濟意義。根據(jù)模型，股票收益率當期變動的37.562%傳遞到了可轉債收益率，誤差修正項的系數(shù)為-0.97995，表明當可轉債收益率正偏離長期均衡水平時，誤差修正項為負值，可轉債收益率下降，進而使其對長期均衡水平的正偏離減少；當可轉債收益率負偏離長期均衡水平時，誤差修正項將以97.995%的比例反向影響下一期轉債收益率的變動，從而使其對長期均衡水平的負偏離減少。

3.中行轉債轉股期前的誤差修正模型。

從模型的各項似乎來看，估計得到參數(shù)均是顯著的，而且誤差修正項的系數(shù)為負，比較符合經(jīng)濟意義。根據(jù)模型，股票收益率當期變動的25.680%傳遞到了可轉債收益率，誤差修正項的系數(shù)為-0.98393，表明當可轉債收益率正偏離長期均衡水平時，誤差修正項為負值，可轉債收益率下降，進而使其對長期均衡水平的正偏離減少；當可轉債收益率負偏離長期均衡水平時，誤差修正項將以98.393%的比例反向影響下一期轉債收益率的變動，從而使其對長期均衡水平的負偏離減少。

4.中行轉債轉股期后的誤差修正模型。

從模型的各項似乎來看，估計得到參數(shù)均是顯著的，而且誤差修正項的系數(shù)為負，比較符合經(jīng)濟意義。根據(jù)模型，股票收益率當期變動的20.523%傳遞到了可轉債收益率，誤差修正項的系數(shù)為-0.93888，表明當可轉債收益率正偏離長期均衡水平時，誤差修正項為負值，可轉債收益率下降，進而使其對長期均衡水平的正偏離減少；當可轉債收益率負偏離長期均衡水平時，誤差修正項將以93.888%的比例反向影響下一期轉債收益率的變動，從而使其對長期均衡水平的負偏離減少。

根據(jù)上述四個誤差修正模型：首先，股票收益率的當期變動均能以一定比例傳遞到可轉債收益率，其中，工行可轉債在轉股期后，股票收益率當期變動的37.562%傳遞到可轉債收益率，大于轉股期前的28.767%。而中行在轉股期后，股票收益率當期變動僅有20.523%傳遞到可轉債收益率，小于轉股期前的25.680%。

其次，誤差修正項均能以較大幅度進行逆向調(diào)節(jié)，使得可轉債收益率對長期均衡水平的正負偏離減少，保持長期均衡。其中，工行可轉債在進入轉股期后，誤差修正逆向調(diào)節(jié)幅度為97.995%，明顯大于轉股期前的77.930%。而中行可轉債在進入轉股期后，誤差修正逆向調(diào)節(jié)幅度為93.888%，小于轉股期前的98.393%，然而，轉股期前后這一指標都大于90%，修正作用顯著。

五、結論

通過以上實證分析，得出以下結論：

第一，可轉債收益率與基礎股票收益率在轉股期前后，均存在顯著的正相關關系。除南山轉債和新鋼轉債以外，其余的12 只轉債在進入轉股期后，可轉債收益率與股票收益率的相關性均有所下降。其次，相比轉股期前，轉股期后可轉債收益率波動情況迥異，6 只可轉債收益率在轉股期后上升，另外8 只收益率下降。其中10 只可轉債的基礎股票收益率在轉股期后均有所下降。除同仁轉債外，其余13 只可轉債收益率在轉股期后均高于基礎股票收益率。此外，波動性方面，7 只可轉債收益率的波動性在轉股期后上升，8 只可轉債的基礎股票收益率的波動性在進入轉股期后上升。

第二，在轉股期前后，工行、中行可轉債收益率與股票收益率之間存在協(xié)整關系。其中，在進入轉股期后開始，工行、中行可轉債收益率與股票收益率之間在一定程度上互為因果關系，相互影響。

第三，通過誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，股票收益率的當期變動均能以一定比例傳遞到可轉債收益率，其中，工行可轉債在進入轉股期后，這一傳遞比例上升，中行可轉債有所下降。其次，兩只可轉債的誤差修正項的絕對值都較大，尤其是進入轉股期后，兩只可轉債的誤差修正逆向調(diào)節(jié)作用在90%以上，工行可轉債的修正作用上升，中行可轉債有所下降，但仍在90%以上。這使得可轉債的收益率保持在長期均衡水平。

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