2) ( X7年第 1 2期
(总第 3 30期 )小 奋 研 佑 N
o
.
1 2
,
2 0 0 7
侥 n e司 N o . 3 30
交易所和银行间市场债券交易价格
发现实证研究 ’
郭 私 杨之曙
(清华大学经济管理学院 , 北京 l以x〕84 )
摘 要 :本文选择同一支债券在交易所市场和银行间市场同时交易的 5 支债券 ,分别利
用 V A R模型与 H as bor cu k ( 199 5) 信息份额模型 ,实证研究了交易所债券市场和银行间债券市
场在价格发现中的作用 。 研究发现 , VAR 模型表明 ,交易所市场在债券价格发现中起领先作
用 ;信息份额模型表明 ,所有国债交易都是交易所市场的价格发现贡献大。 因此 ,交易所市场
在债券的价格发现中起着主要作用。
关健词 : 国债 ;交易所市场 ;银行间市场 ;价格发现
JE L分类号 : G 12 , G 14 文献标识码 : A 文章编号 : 1X() 2 一 7 24 6 《2 X() 7 ) 12 一 0 14 2 一 12
一 、 问题的提出
价格发现是证券市场最主要的功能 , Hasb or uc k( 199 5) 将价格发现定义为市场将新信息导人资产价
格 ,并发现均衡价格的过程 。 由于价格信息和价格发现具有公共品的特性 , 因此一直受到学术界和市
场管理者的关注 。 当同一资产同时在不同的市场交易 ,价格发现快的市场将领先其他的市场 ,价格发
现的快慢也就成为衡量一个市场效率高低的重要指标 。 因此 , 一个很自然的问题是 : 价格发现最先发
生在哪一个市场? 哪一个市场对资产的价格发现起主导作用 ?
已有文献对同一资产同时在不同市场进行交易的价格发现问题进行了大量的研究 ,重点探讨了以
下两方面问题 。 ( 1) 同一公司的股票在不同的市场上交易的价格发现问题 ,研究哪一个市场在价格发
现上具有主导地位 。 对在美国境内不同市场交易的股票研究发现 , 纽约证券交易所在价格发现方面起
着主导作用 ,相关的研究有 G盯肠d e an d is be r ( 1979 ) , H a8 b or uc k( 199 5 ) 。 而对在境内外都上市的股票而
言 ,对于境内股票市场 ,由于上市公司的主要业务和总部在国内市场 , 因此在价格发现上成为一个最主
要的市场 ( Hau , 200 1 ) , 另一方面 ,由于美国市场是迄今为止世界上最大的股票市场 ,在价格发现上有重
要的作用 。 相关的研究有 G
~
i飞 , M e lv in an d cS h l叱 ( 200 5 ) , H u p伴 er st an d M e吐 v e一d ( 2 00 2 ) , B ac i d o二
an d oS 6 an os (以刃2 ) , 和 Eun an d Sab he wr al ( 2X() 3 ) 。 ( 2) 将同一资产的概念扩展到对股票市场和股票指
数衍生品市场的研究 。 研究发现股指期货市场的价格发现领先股票市场 ,在价格发现功能上居于领先
地位 。 相关研究有 G的 ad e an d S i be r ( 19 83 ) , Chan ( 199 2 ) , Boo ht , 50 an d T s e ( 一9 99 ) , Ch u , H s i e h a n d T s e
收稿日期 :万刃 , 一 04 一 12
作者简介 :郭 赵 ( 197 0 一 ) ,男 ,博士生 ,清华大学经济管理学院 ;
杨之曙 ( 196 6 一 ) ,男 ,博士 ,副教授 ,清华大学经济管理学院。
* 本研究得到国家自然科学基金 ( 两个基地 ) ( 项目编号 : 7俐 404 2以90 )的资助 。 作者感谢匿名评
审人的建设性意见 ,当然文责自负。
14 2
2的 7年第1 2期 交易所和银行间市场债券交易价格发现实证研究 1 3 4
(1 999 )
,
50 an d sT
e
( 2 X( 抖 ) 。
我国的债券交易市场由交易所市场和银行间市场两个市场组成① ,其中交易所市场参与者主要有
证券公司 、保险公司 、基金管理公司 、 企业等机构投资者和普通个人投资者组成 ; 而银行间市场参与者
主要有商业银行 、政府批准的大型平台市场 。 尽管对同一支债券而言 ,交易所市场和银行间市场交易
的是同一种资产 ,只是交易地点不同 ,套利使得交易所价格与银行间价格维持基本均衡 ,但是两个市场
在交易方式 、市场参与人和交易规则上都有明显的不同 (李焰 ,曹晋文 ( 2X( 科 ) ) 。 因此 ,两个市场在价格
发现是否一致 ,两个市场的债券价格对新信息反应孰快孰慢 ,值得研究 。
目前 , 国内学术界对上述问题还缺少研究 ,对交易所和银行间债券市场之间的价格发现机制的研
究文献还非常少② 。 杨建明 ( 2以” )利用在上海证券交易所交易的国债日数据 ,采用事件分析法 ,考察
CPI 公布前后某一时期内仅仅在交易所市场交易的债券和同时在交易所和银行间市场交易的债券的超
额收益率的变化。 研究发现仅在交易所交易的债券对 C PI 的公布存在提前反应 ,而同时在交易所和银
行间市场交易的债券不存在提前反应 。 但是该研究还不能得出交易所和银行间市场价格发现谁快谁
慢的结论 。 童威 、林琳和张杨 ( 2X() 5 )实证研究了分割市场条件下交易所债券市场与银行间债券市场国
债定价的差异 ,发现交易所和银行间市场相同期限国债的收益率走势基本相同 ,但是收益率大小存在
差异 ,且交易所的收益率大于银行间的收益率 ,并从交易主体 、 流动性和交易机制等方面进行了分析 。
然而 ,该研究没有比较同时在交易所市场和银行间市场交易的债券的价格差异。
我们的研究将弥补国内关于市场分割条件下债券价格发现方面的研究空白。 本论文的 目标是研
究同时在交易所市场和银行间市场交易的债券的价格发现 ,进而增加我们对信息是如何在这两个市场
间传递的了解 。 对上述问题的回答 ,不论是学术上 ,还是实践中都具有重要的意义 。 通过对交易所市场
和银行间市场的价格发现机制研究 ,投资者可以根据价格发现起主导作用的市场提供的信息进行交易
决策 ,而政策制定者可以根据价格发现起主导作用的市场的债券收益率确定基础利率。
基于在交易所和银行间市场交易的债券交易数据 , 我们选取在两个市场同时交易的债券进行分
析 ,从而控制了因债券交易品种的不同而有可能产生的偏误。 我们首先利用 V A R (向量自回归 )模型对
在两个市场同时交易的债券价格的领先与滞后关系进行研究 ,分析两个市场之间是否存在领先和滞后
的关系。 在此基础上 ,我们进一步利用 H as b r o u c k ( 1995 )的信息份额模型进行稳健性检验 ,在协整分析
的基础上 ,考察各个市场对于债券价格发现的贡献 。
我们的研究对文献的贡献主要体现在以下两个方面 : ( l) 丰富了同一资产在不同市场交易的文献 ,
将研究领域扩展到债券市场的价格发现 。 ( 2) 实证研究了交易所市场和银行间市场谁在价格发现中处
于主导地位 ,并且从制度层面解释了其中的原因 。
本文的结构是这样安排的 : 第二部分是交易所市场和银行间市场制度介绍 ,第三部分是研究方法 ,
第四部分是数据来源和说明 ,第五部分是实证结果和分析 ,最后是全文结论 。
二 、 制度说明
(一 )交易所市场
上海证券交易所采用纯委托单驱动型的交易机制 ,没有做市商 ,投资者通过提交限价委托单对市
场提供流动性 。 交易所的债券市场和股票市场的交易时间一致 , 为每周一至周五 ,每天上午 9 : 30 至
① 除了上述两个市场以外 , 中国的国债二级市场还包括商业银行柜台市场 ,但是 , 国债柜台交易自200 2 年开办
以来 ,柜台市场的交易量始终非常清淡 (杨建明 , 2以抖 ) 。
② 一个可能的原因是在美 、英 、 加拿大等发达国家 , 政府债券只在 OT C 市场上交易 。 即便是存在交易所和 O TC
两个债券市场的国家 ,投资者可以自由的选择交易场所 , 资金可以自由地在不同的市场之间自由流动 (易钢 , 2X() 2 ) ;
而在中国 ,商业银行只能在银行间市场进行交易 ,大部分债券不能在交易所和银行间市场进行 自由的相互转托管 。
44 1小 扮 研 铂 总第 33。期
11 : 3 0
,下午 1 : oo 至 3 : oo 。 法定公众假期除外 。 其中上午 9 : 巧 一 9 : 25 为集合竞价阶段 ,进人正式交易
时间后为连续竞价阶段 。 交易遵循价格优先 、 时间优先的原则。 集合竞价产生债券的开盘价 , 不能产生
开盘价的 ,以连续竟价方式产生 。 债券的收盘价为当日该债券最后一笔交易前一分钟所有交易的成交
t 加权平均价 (含最后一笔交易 ) 。 当日无成交的 , 以前收盘价为当日收盘价 。
报价系统的行情报价同时显示国债全价 、 净价及应计利息额。 报价以张 (面值 100 元 )为单位 ,即
“ 每百元面值的价格 ” ,价格是指每 100 元面值国债的价格 。 国债申报价格的最小报价单位为 0 . 01 元人
民币。 交易以手为单位 ,每次交易最小数量是 l 手 , 以人民币 10 X[ ) 元为 1 手 ( 10 张 ) , 以 1 手或其整数
倍进行申报 。 单笔申报最大数量应当低于一万手 (含一万手 ) 。 正式实施国债净价交易后 ,实行净价申
报和净价撮合成交的方式 ,并以成交价格和应计利息额之和作为结算价格。
国债市场交易为 T + O方式 ,国债现货交易允许实行回转交易 。 即当天买进的国债当天可以卖出 ,
当天卖出的国债当天可以买进。 而国债结算则按 T + 1 方式进行 ,投资者与所指定的证券商在成交后的
第二个营业 日办理交割手续。
(二 )银行间市场
银行间市场成立于 199 7 年 。 2X() 1 年 7 月以前 ,交易双方主要通过协商的方式确定交易的价格和数
量 ,询价成交是主要的交易模式 。 2X() 1 年 7 月以后 ,中国人民银行批准中国工商银行等 9 家商业银行
为银行间债券市场双边报价商 ,即同时向市场报出买价和卖价的交易商 ,这意味着银行间市场在我国
金融市场中率先建立做市商制度。 2X() 2 年双边报价制度进一步完善 ,银行间市场上的交易商可以通过
中国货币网的电子交易平台进行点击成交 ,从而大大提高了成交速度 。
另外 ,交易商之间也可以采取询价的方式进行自主谈判逐笔成交 , 即交易双方通过电话 、传真或电
子邮件等媒介对交易要素进行谈判达成一致后逐笔签订成交合同。 因此 ,银行间债券市场实际上是多
种交易方式共存 。
由于银行间债券市场交易主要是机构投资者间的大宗非连续性交易 ,所以债券交易现券买卖价格
或回购利率由交易双方自行确定 ,与交易所大宗交易相同。 但大宗交易的成交价格是根据当日已成交
的最高和最低成交价格确定 ,银行间要通过询价方式进行 ,而且是逐笔成交 ,不像交易所可以进行连续
交易 。
2 00 2 年以来 ,同时在交易所市场和银行间市场交易的国债可以实现双向流动 , 即交易所国债可以
托管至银行间市场出售 ,银行间国债可以托管至交易所市场出售 ,这为国债跨市场双向套利提供了交
易机制的基础 。 ①
三 、研究方法
(一 ) V A R 模型
为了研究是交易所市场还是银行间债券市场在价格发现上起主导作用 ,我们采用 V A R 模型 ,研究
两个市场上债券收益率的领先和滞后关系。 如果两个市场交易的债券对新信息的反应是同时的 ,则两
个市场债券的价格运动应该存在同期相关关系 。 相反 ,如果存在某一个市场对信息的反应比另外一个
市场对信息的反应快 ,那么两个市场之间存在领先和滞后的关系。
为了能够将所有的债券集中起来进行估计 ,我们首先对每只债券的收益率进行标准化 。 假设所有
变盆的当期值都是由它们的前 尸期的值和误差项决定的 ,如果只考虑交易所市场收益率和银行间市场
① 根据财政部《国债跨市场转托管业务管理办法》规定 ,代理机构最迟于受理客户转托管委托申请的 T + l 个
工作日 14 : oo 前 , 向转出方托管机构提出申请 ;转人 、转出方托管机构最迟于 T 十 2 个工作 日完成转托管 ;可流通国债
最迟于转托管完成后的下一个工作日恢复交易。 因此 ,完成一次完整的转托管并实现流通 ,所需要的时间一般在 2 -
3 天 , 这表明跨市场交易有一定的时间风险或价格风险 (童威 、林琳和张杨 ( 2X(] 5 ) ) 。
2 j(X 7 年第 12 期 交易所和银行间市场债券交易价格发现实证研究 145
收益率两组变量 ,那么 V A R模型可以写为 :
凡 , : 二 a . ,。 + a : :凡 , 一 , + A + a pZ R户 , ; 一 , + 月: ,凡 , : 一 + A +月, ,凡 , , 一 , + u : ,
心 . ` 二 a Z ,。 + a Z:心 , 一 : + A + a pZ凡一 , +几 ,凡 . `一 , + A + 丙凡 . : 一 , + 吸 . ( l )
其中 ,凡 :指的是第 `期交易所债券市场的收益率 ,且 ` : 二 1。乒 ,探 :是第 : 期交易所债券市场~ ” `场 “ ` ’ “ ` ~ “ 一 ` “ ~ ~ M ” ” ” ’ ` ” ” ` ~ 一 r ’ 一 一几` 一 凡一 : ’ 一 “ 一 `一 ` ~ 一一 “ ” 一 ’ ` ”一 `
的收盘全价 ; Rhy, :指的是第 t期银行间债券市场的收益率 ,计算方法同交易所市场的收益率 。 p 为经 AI C
准则确定的适当滞后阶数 , al 。 , al , , … … , al , ,勒 ,伪 : ,一 , a 补 ,月, : , … … ,昌, ,几 , , … … ,人是估计参数。“ : : , 叭`是均值为零 ,序列不相关 ,协方差矩阵为 O 的白噪声。
对于交易所市场被解释变量凡 , : ,如果解释变量 R残 : 一 , , R r^, : 一 , , … … , R残` 一 ,前系数的值显著不为
零 ,说明银行间市场的前期收益率可以解释交易所市场的当期收益率 ,表明银行间市场的价格发现先
于交易所市场 ; 同理 ,对银行间市场被解释变量 R , , :而言 ,如果解释变量凡 ,一凡 ,一 2 , … … ,凡一 ,前系数
的值显著不为零 ,说明交易所市场的前期收益率可以解释银行间市场的当期收益率 ,表明交易所市场
的价格发现先于银行间市场 ;如果以上情况同时存在 ,则表明交易所市场与银行间市场互为价格引导
关系。
(二 )信息份额模型
当同一只债券在交易所和银行间两个市场上进行交易 ,为了研究这两个市场对债券价格发现的贡
献 ,一个重要的方法就是 H as b or cu k( 199 5) 建立的协整分析方法 。 分析方法如下 :
令凡 . `是第 `期交易所债券市场的收盘全价 ;几 `是第 ` 期银行间债券市场的收盘全价 ;尽管价格
凡 , .和气 , :为单整 (不平稳 ) ,但是其价格差可以为平稳 ,也即凡 , . 和心 . : 协整 , 则存在如下误差修正
模型 :
△只 = a + BtZ
一 : + 占,△p 卜 : + 氏乙p ` 一 2 + K + 占, 乙只一 , + e : ( 2 )
其中 尸: 二 〔凡 , : ,气 , : 」` , z `一 二 A ’只一 , , A ’ 二 〔1 , 一 1〕, e . 二 e[ t , : , e Z , : 〕` , e : 为均值为零 ,序列不相关 ,协
方差矩阵为 n 的白噪声 。
为了估计每一个市场对价格发现的贡献 ,将 ( 2) 重新改写为向量移动平均 ( V M A )形式 :
乙只 二 伞 ( )L e . = e : + 伞 ,气 _ , + 叭气一 : +. · · … ( 3)
其中 ,甲 ( )L 为矩阵多项式 , L 为滞后算子 。
由凡 , .和 p残 .协整 ,我们有 A `平 ( 1 ) 二 0 ,其中平 ( l ) 二 I + 平 , + 平 2 +. · · … ,也即 伞 ( l) 是移动平均系
数之和 ,或者称扰动项 e . 对市场价格的长期影响之和 , 因此可以衡量扰动项 e , 对价格的长期影响 。 如
果 平 ( l) 矩阵的每一个行都相同 ,那么扰动项 e : 对所有价格的长期影响都是相同的。
因此 ,伞 ( l) 是我们分析的核心 。 计量经济学中估计 平 ( l) 包括三个步骤 : 第一步 , 利用 sl C
( cs h~
info z’nT iat on C爪ier on )方法确定方程 ( 3) 中合适的滞后阶数 ; 第二步 , 根据第一版确定的滞后阶
数 ,估计 V EC 模型和矩阵伞 ( l) 的元素 ;第三步 ,采用 H as bor uc k ( 199 5) 方法 ,估计每个市场的信息份额 。 -
由 s cot k 和 w at so n’ s ( 19 88) 可知 ,扰动项 e . 对市场价格的长期影响为平 ( l )e . 。 在两个市场的情况
下可以表述为 :
侧 l )=et 喘知几: ( 4 )
令价 = (价: ,妙: ) 代表 平 ( l) 的行向量 ,妙 : 是 由于新的信息导致债券价格变化的部分 , 其方差为
哪神 ` 。 信息份额可以计算如下 :
1
. 当 n 为对角矩阵时 (市场间价格扰动项之间没有相关性 ) ,那么 哪神 `只包含对角线上两个元
素 :每一个元素代表了特定市场的冲击对共同因子的贡献。 每个市场的信息份额为 :
第 j 个市场 (j 为交易所市场或者银行间市场 )的信息份额 :
5
. 二《马 -
价工神 ’ ( 5 )
1 4 6小 扮 研 铂 总第3 3 0期
其中呜是 价的第 j个元素 。
2
.但当市场间价格的扰动项存在明显相关时 , n 就不是对角矩阵 ,前述的方法就不再合适。
Hasb our ck 建议对 n 采用 hc ol esk y 分解 ,然后再估计每个市场的信息份额。 令 F 是一个下三角矩阵 ,且
fl 二 FF
, ,则第 j 个市场的信息份额为 :
=s 丝鱼互工2三
价卿 , ( 6 )其中 , 〔价lF j 为行向量矩阵价F 的第 j 个元素 。
采用 Ch o l e s幼分解方法使得第一个变量的信息份额最大 ,最后一个变量的信息份额最小 。 因此 ,我
们通过改变模型中变量的循序可以得到变量信息份额的上下界 。 当市场 j 处于第一个变量时 ,得到的
信息份额为其上界 ;处于最后一个变量时 ,得到的信息份额为其下界 。 采用上述方法 ,我们可以分别估
计交易所和银行间市场信息份额的上界和下界 。
四 、 数据来源和说明
本研究采用的数据来自聚源金融数据 ( h tt p :刀~ j ld
a at
.
~ )
。 该数据包括同时在上海证券交
易所和银行间市场交易的国债日数据 ,包括国债代码 、最高价 、 最低价 、 总交易金额 、 收盘价 、 总发行金
额 、 票面利率 、起息 日 、 到期日 、付息方式。 我们选取了同时在交易所和银行间市场交易的债券作为研究
对象 ,这样符合我们研究要求的债券一共 5 支 。 表 1是关于所选的债券样本的基本信息 。
裹 1 同时在交昌所和银行间交昌的债券的基本信息
名称 取息日 到期 日
一 6 一 14
一 9 一 5
一 8 一 20
一 12 一 6
票面利息 (% ) 样本数据期间
% 国债 6( 附息 )
9 7 国债 4 (附息 )
99 国债 5( 附息 )
02 国债 巧
0 3 国债 0 1
199 6 一 6 一 14
199 7 一 9 一 5
199 9 一 8 一 20
2X() 2 一 12 一 6
2X() 3 一 2 一 19
11
.
83
9
.
78
3
.
28
2
.
93
2() l 0 一 2 一 19 2
.
66
2 (】X ) 一 l 一 4一 2X( 拓 一 6 一 9
2X( X) 一 l 一 4一 2X( 巧 一 12 一 15
2 X( X) 一 1 一 4一 2X( 拓 一 12 一 15
2 X() 2 一 12 一 16一 2 (X拓 一 12 一 15
2X() 3 一 2 一 2 6一2 (兀巧 一 12 一 15
20062007撇2009
表 2 是样本期内同时在交易所和银行间市场交易的债券每年交易的天数 。 我们发现 21拟 ) 年以前
发行的国债交易所交易活跃 ,但是银行间市场的交易非常不活跃 ; 2X( X) 年以后发行的债券银行间市场
交易变得活跃 。
衰 2 同时在交昌所和银行间市场交易的俊券每年交昌天数 (单位 : 天 )
债券名称 市场类型 2X( X) 2X() 1 2( X) 2 2 X() 3 2以抖 2 X() 5 2X( 巧
96 国债 6 银行间 62 14 88 111 3 1 46 12
交易所 2 38 239 2 36 240 24 2 24 2 10 1
97 国债 4 银行间 10 8 3 0 4 1 33 59 3 7
交易所 2 38 23 9 2 36 24() 24 2 24 2 2 30
99 国债 5 银行间 4 0 99 112 4 5 80 4 3
交易所 238 239 2 36 240 24 2 24 2 2 3 1
02 国债 15 银行间 12 23 8 155 l9() 118
交易所 12 . 240 24 2 24 2 2 30
03 国债 0 1 银行间 1 57 153 2 15 184
交易所 20 8 24 2 24 2 2 3 1
2)(X 7年第 12 期 交易所和银行间市疡债券交易价格发现实证研究 1 4 7
尽管由于市场分割 ,在某些交易 日某支债券只在交易所市场有交易而在银行间市场没有交易 ,或
者在银行间市场有交易 , 而在交易所市场没有交易 。 为此 ,我们对相邻两次交易的时间间隔进行统计 ,
见表 3 。 所有债券相邻两次交易的时间间隔均值的平均值为 12 天 ,中值的平均值为 3 天 。 针对这种数
据缺失 ,为了尽可能的利用数据信息 ,我们对 3 天以内缺乏交易的天数采用上一个有交易的交易日的价
格作为该 日交易价格进行数据补齐 ,超过 3 天以上没有交易的天数不补齐。 采用这样处理的理由是我
们认为超过 3 天以上的价格信息对当前的价格影响不大 。 这样在进行计算时 ,程序自动将没有交易的
数据剔出 。
表 3 债券交易间隔统计 (单位 :天 }
间隔 日期 (天 ) 市场类型 均值 中值 方差 最小 最大
9 6 国债 6 交易所 1 . 8 1 1 . 1 1 5
银行间 10 . 0 5 12 . 2 1 64
9 7 国债 4 交易所 1 . 8 1 1 . 1 1 5
银行间 27 . 8 10 4 3 . 0 1 2 12
9 9 国债 5 交易所 1 . 8 1 1 . 1 1 5
银行间 6 9 . 3 7 114 . 2 1 4 11
02 国债 15 交易所 1 . 9 1 1 . 3 1 5
银行间 1 . 8 1 1 . 1 1 7
3 国债 0 1 交易所 2 . 0 1 . 5 1 . 3 1 5
银行间 1 . 7 1 1 . 1 1 8
五 、 模型估计和分析
(一 )基本统计
表 4 是关于样本期内同时在交易所和银行间市场交易的债券交易量和成交价格的基本统计 。 价格
采用债券的全价收盘价格 。 我们发现 ,交易所市场的交易量要远远小于银行间市场的交易量 ,平均为
银行间市场交易量的 38 . 45 % 。 而交易所交易的债券价格也要稍微比银行间市场交易的债券价格低 , 5
支债券中有 4 支低于银行间市场交易的债券 。
衰 4 同时在交肠所和银行间市场交易的位券的价格和成交 , 【单位 : 元 )
市场类型 均值 中位数 方差 最小 最大
成交量
% 国债 6
9 7 国债 4
99 国债 5
交易所
银行间
交易所
银行间
交易所
银行间
23 895 8
.
9 429 10 47 76 77
.
7 9汉 ) 4 56 82X()
149 8 14 9
.
0 7《XX洲X) 24() 2X() 7 . 0 50 X[ ) 26 54侧 X旧
35 53 17
.
8 20 5 9() 7 332 50
.
5 40 7 566 230
1 (X巧 172 . 0 4X( 目为 158 45 1 1 . 0 2 0 X[ ) 1《X) 仪盯阅
79 1364
.
2 15 12X() 130 3 124
.
0 3 10 150 187X()
123 937 4
.
0 7《X) 仪 X) 163 13 59 . 0 65 X() 10 59粼 X旧
14 8 小 扮研 铂 总第 330 期
续表
市场类型
交易所
银行间
交易所
银行间
均值 方差 最小 最大
0 2国债巧 9 7 72 5 5. 0
中位数
1 9 7 665
2 ) ( ( X X X刃
印 2 50 2
1 5侧 XX旧
2 1 7 3 62 6
.
0 1 7 5以拓 0 3
4 58 112 7
.
0 5 61 1 6) ( X
.
0 1《 ) X D [
0 3国债 0 1 14 61 2 5 6. 0 28 24 684 . 0
2 619 2 51
.
0 9 3 644 2 3
.
0 10以 ) X1 5哭目 ) X K
1 10
.
80 2 1 54
.
540
10 8
.
0 5 51 54
.
8 0 2
10 7
.
70 2 14 6
.
180
10 2
.
50 714 6
.
l9 ) (
9 7
.
9 ) ( 6108
.
2 70
9 8
. 以0 108 . 880
9 1
.
30 2 10 5
.
6以 )
9 ) (
.
59 ) (10 5
.
0 55
8 8
.
4 0 1 704
.
1 20
88
.
5) ( 610 5
.
510
姗48 20 2 5肠19 7划拟89 210 349 71 3二10 or.... 22 334.. 3柳卿4800 2 300 78 2 38800000 2 3840 3 67 3332 6004 20111 7 55584 798 24 7 611 20482 34 30 2 3 60 2以 oo
收盘价
9 6国债 6
9 7国债 4
99 国债 5
0 2国债 1 5
0 3国债 0 1
交易所
银行间
交易所
银行间
交易所
银行间
交易所
银行间
交易所
银行间
1 ) ( X
.
7 70 10 2
9 8
.
2印 l) ( X
9 8
.
9 78 1 ) ( X
(二 ) V R A模型估计
在 V R A模型中 ,方程右边没有同期项 ,每个变量都是先决变量 。 在应用 SCI ( Sch ~ info mr at ion
icr et ior n) 确定滞后阶数 ,我们发现采用滞后 6 阶可以充分反映变量之间的相互关系。 对每个方程做
O比 估计 ,得到的 V AR 模型估计结果。 表 5 是交易所和银行间市场收益率残差方差 一 协方差矩阵。 根
据表 5 结果 ,我们基本可以认为收益率残差的方差 一 协方差矩阵为对角矩阵 ,估计结果可以用来进行
分析。
衰 5 V A R 残理序列方差 一协方差矩阵和相关系数
方差 一 协方差 相关系数
u 一` “ 2口 u 一: 气
u 一
1
.
0 12 0
.
0 89 1
. 《XX】 0 . 107
u Z: 0
.
08 9 0
.
63 2 0
.
107 1
. 以义】
表 6 是系数估计结果。 为了节省篇幅 ,我们只报出前 3 阶滞后的结果 。 表 6 的结果显示 , 交易所市
场的收益率存在一阶负的自相关 ,但是并不显著 。 银行间市场的收益率存在显著的一阶负的 自相关 。
这说明价格存在短期的回复 。
然而 ,最重要的是我们发现 ,在解释交易所市场收益率的方程中 ,银行间市场收益率的 1 一 3 阶滞后
项 ,滞后第一阶的系数为负 ,滞后第二和第三阶的系数为正 ,且都不显著 。 说明银行间市场的收益率不
能解释交易所市场的收益率 。 但是 ,在解释银行间市场收益率的方程中 ,交易所市场收益率的 1 一 3 阶
滞后项的系数都为正 ,且在 l% 的显著性水平下显著。 说明交易所市场的收益率可以解释银行间市场
的收益率 。 实证结果表明 ,交易所市场在债券价格发现中领先银行间市场 ,在债券的价格发现中起先
2)0( 7 年第 12 期 交易所和银行间市场债券交易价格发现实证研究 194
导作用 。
表 6 样本期全部五只债券 V A R 回归结果
凡 , . 心 , .
凡 , : 一 , 一 0 . 02 8 0 . 00 4 ~
(
一 1. 392 ) ( 4
.
796 )
凡 ,一 : 0 . 0 12 0 . 0 84 ” ’
( 0
.
6 26 ) ( 4
.
36 2 )
凡 ,卜 , 0 . 0 17 0 . 06 5 ` “
( 0
.
79 3 ) ( 3
.
4 86 )
凡 , : 一 , 一 0 . 0 27 一 a 5 92 ~
( 一 0
.
78 3 ) ( 一 27
.
120 )
R沙 ,一 2 0 . 0 19 一 0 . 42 3 一
( 0
.
827 ) (
一 17 . 79 8 )
R户 ,卜 3 0 . 0 17 一 0 . 35 3 ” ’
( 0
.
7 74 ) ( 一 16
.
22 9 )
Con
s tan t 0
. 《X) 3 一 0 . (城巧
( 0
.
14 1 ) ( 一 0
.
296 )
( )中的数值是 t 检验值 , . * * 表示在 1% 的水平下显著 。
在上面的 v A R 模型估计中 ,我们是将所有的债券数据集中在一起进行估计 , 而 2 0( x〕年以前发行的
债券和 2《X )K 年以后发行的债券交易活跃程度有较大的不同。 为此 ,我们分别对 2X( X) 年以前发行的债
券和 2以叉) 年以后发行的债券进行分析 ,结果见表 7 。
我们发现 ,不论是对 20( X) 年以前发行的债券还是对 20( X) 年以后发行的债券 ,交易所市场的收益率
可以显著解释银行间市场的当期收益率 ,而银行间市场的收益率都不能解释交易所当期的收益率 。 结
果与将所有债券集中在一起进行 V AR 估计的结果是一样的 。 交易所市场在债券的价格发现方面领先
银行间市场这一结论没有变化 。
表 7 20( X) 年以前和以后发行债券 V A R 结果
凡 . : R* :
20( X) 年以前发行债券
凡 , : 一 : 一 0 . 029 0 . 0 85 `二
(
一 1
.
208 ) ( 3
.
87 7 )
凡 . : 一: 0 . 0 26 0 . 0 7 8 `帕
( 1
.
0 87 ) ( 3
.
65 2 )
凡一 3 0 . 0 24 0 . 07 2 ’ ..
( 1
. 加 7 ) ( 3 . 327 )
R 协 .卜 l 一 0 . 036 一 0 . 6 34 . `
(
一 1
.
3 15 ) (
一 24
. 的4 )
yR^
. ` 一 : 0
.
02 7 一 0
.
4 53 `
( 0
.
889 ) (
一 15
.
034 )
凡 J 一 3 0 . 03 4 一 0 41 9 `
( 1
.
12 1 ) (
一 14
.
(义汤 )
5 10 小 扮 研 忆 总第 330 期
续表
凡 , ` R沟
C o n s t a l l t 0
. 加5 一 0 . 《X拓
(0
.
195 ) ( 一 0
.
2 75 )
2 (X 犯年以后发行债券
凡 , ` 一 ,
凡 . ` 一 2
凡 , : 一 3
R残一 l
R六一 2
心 . : 一 3
一 0
.
0 3 1
( 一 0
.
83 2 )
一 0
.
0 17
( 一 0
.
4 51 )
一 0 . 1洲拓
( 一 0
.
130 )
0
.
0 20
( 0
.
535 )
0
.
0 16
(0
.
4 30 )
0
. 加5
(0
.
135 )
0
.
0以)
( 一 0
.
0 10 )
0
.
15 1 ~
( 3
.
4() 3 )
0
.
1 15 ~
( 2
.
6 15 )
0
.
06 9
( 1
.
52 1 )
一 0 . 494 ~
(
一 13
.
13 1 )
一 0
.
376 ~
(
一 9 . 9 77 )
一 0 . 327 ~
( 一 8
.
6 25 )
一 0
.
(兀巧
( 一 0
.
164 )
注 : ( ) 中的数值是 `检验值 , . * 。 表示在 1% 的水平下显著 。
( 三 )信息份额模型
1
. 变量的协整检验
模型估计之前 ,首先需要对变量进行协整检验 ,检验变量之间是否存在长期均衡关系。 对于在交
易所和银行间市场交易的同一支债券价格之间协整关系的检验 ,我们采用 oJ hans en ( 19 88 )提出的迹统计量和最大特征值统计量两种检验方法 。 表 8 是迹统计量协整检验的结果 。
裹 8 变 t 迹统计协整检验结果
变盆 原假设 特征值 迹统计量 5 % 临界值 (迹统计 ) 1% 临界值 (迹统计 )
96 国债 6 N o n e 晰 0 . 1 1 193 . 77 15 . 4 1 20 . 04
A t m o旧 t l ~ 0
.
0 1 17
.
95 3
.
76 6
.
6 5
97 国债 4 N o n e 晰 0 . 10 2 10 . 86 15 . 4 1 20 . 以
A t m朋 t 1 . 0 . 0 2 27 . 20 3 . 76 6 . 6 5
99 国债 5 N o n e . 0 . 13 3 37 . 53 15 . 4 1 20 . 供
A t m o s t l ~ 0
. 肠 l的 . 价 3 . 76 6 . 6 5
0 2 国债 15 N o n e 晰 0 . 20 2 9() . 35 15 . 4 1 2 0 . 以
A t m
o旧 t l ~ 0
.
07 75
.
29 3
.
76 6
.
6 5
0 3 国债 0 1 N o n e . 0 . 17 233 . 02 15 . 4 1 20 . 以
A t m os t l ~ 0
. 伪 59 . 49 3 . 76 6 . 65
注 : * * * 表示在 1% 的水平下显著。
2X () 7年第 1 2期 交昌所和银行间市场债券交易价格发现实证研究 11 5
迹检验表明 ,所有国债在 1% 水平下均存在协整关系 ,可以采用 Has bour ck ( 199 5) 的方法计算价格
发现的信息份额。 另外 ,我们还采用最大特征值方法进行协整检验 ,检验结果和采用迹检验的结果
一致 。
2
. 信息份额模型的估计结果
由于交易所和银行间市场间价格扰动项存在同期相关 ,我们需要采用 Chol es ky 分解 ,利用协方差矩
阵的三角分解来预测信息份额模型的上界和下界 ,然后我们再估算其平均值 。 表 9 是信息份额模型的
估计结果 。
信息份额模型的实证结果表明 ,对所有国债交易 ,都是交易所市场的价格发现贡献较大 。 交易所
市场对债券价格的发现平均贡献比例从印 . 39 % 到 99 . % % ,平均为 89 . 68 % ;银行间市场对价格发现的
贡献比例从 0 . 以% 到 39 . 61 % ,平均为 10 . 犯% 。 因此 ,我们可以认为交易所市场对价格发现起着决定
作用 。 也就是说 ,交易所市场和银行间市场债券价格的决定和变化主要受到来自交易所市场信息的影
响 ,交易所市场对信息的反应快于银行间市场对信息的反应 。 交易所债券市场在预测利率变动方面准
确性更高 ,因而虽然交易所债券市场规模小 ,但是能够为债券市场定价提供主要的参考 。
裹 9 信息份额模型估计结果
价格顺序 :
交易所 一银行间
价格顺序 :
银行间 一交易所 价格发现平均值
名称
交易所
市场
银行间
市场
交易所
市场
银行间
市场
交易所
市场
银行间
市场
96 国债 6 0 . 99 15 0 . 的 85 0 . 99 2 3 0 . 加 77 0 . 99 19 0 . X() 8 1
97 国债 4 0 . 96 9 1 0 . 03 09 0 . 96 2 2 0 . 03 78 0 . 965 7 0 . 0 34 3
99 国债 5 0 . 卯9 6 0 . 仪X阵 0 . 99 % 0 . (乃M O . 卯% 0 . 仪阅闷
0 2 国债 15 0 . 9 25 7 0 . 074 3 0 . 9 204 0 . 07 96 0 . 9 230 0 . 07 70
03 国债 0 1 0 . 印8 7 0 . 39 13 0 . 5 99 1 0 . 4 X( 为 0 . 印3 9 0 3 96 1
( 四 )原因分析和政策含义
关于交易所市场在价格发现方面居于主导地位的原因 ,我们认为有以下几点 :
1
. 交易机制的差异 。 交易所市场是一个电子撮合的委托单驱动型市场 ,而银行间市场是一个既具
有做市商市场的特点 ,又有交易商之间通过询价方式达成交易的市场的特点。 做市商市场是一种典型
的报价驱动机制。 在这种制度下 ,证券市场上一些具有实力和信誉的证券经营机构 ,不断向投资者报
出特定证券的买入价和卖出价 ,保证及时成交 ,投资者可以在做市商所报的价位上向做市商买进或卖
出证券 。 报价驱动交易制度在发达证券市场已有较好的市场基础 ,被许多成熟证券市场广泛采用 。 双
边报价的做市商能保证公众在自己所报价位上的买卖指令不会被拒绝 ,使投资者不必担心没有交易对
手 ,从而为市场提供了较高的流动性 。 但是 , 目前我国银行间债券市场的双边报价做市商制度尚未完
善 ,主要体现在 : 一是有实力的报价商很少 ,报价商对买卖价差的把握能力不足 ;二是报价券种过少 , 没
有代表性 ,报价商对于一些流动性差的债券不能提供报价 ,造成很多债券发行后就鲜有成交纪录 ; 三是
报价缺乏持续性 ; 四是主管部门对双边报价商监管不严 ,报价商没有承担应有的义务等。 因此 ,银行间
市场与其一级发行市场的庞大规模相比 ,成交不活跃 。 结果交易所市场的投资者对信息的反应 比银行
间市场快。
2
. 流动性因素 。 根据对同时在两个市场交易的债券的交易量分析可 以看出 ,尽管交易所市场的成
交量比银行间市场小 ,但是交易所市场有交易的天数要远远大于银行间市场有交易的天数 ,这表明交
易所市场的交易相对活跃 ,换手率高 ,交易更频繁 ,对信息的反应更加灵敏。 很多交易 日都是交易所市
, 52 小 扮 研 铂 总第 3 30期
场有交易而银行间市场无交易 ,所以交易所更容易将影响债券价格的信息反应到价格中。
3
. 市场参与者因素 。 交易所市场的投资主体是证券公司 、基金公司等中小机构投资者和普通的个
人投资者 ,其投资目的是为了获得短期的投资收益 ,持有时间短 ,交易活跃 ;而银行间市场占绝对优势
的投资主体是商业银行和保险公司 ,特别是商业银行持有的国债份额占到 60 % 以上 (杨建明 , ( 2X( 又 ) ) ,
其投资目的更多的是为了进行资产的配置 ,持有时间长 ,交易不活跃 。 由于两个市场投资主体的差异 ,
导致两个市场的投资行为也不同 ,相应的对信息的反应也不同。
我们的研究具有重要的政策含义 。 建立一个高效率低成本且具有高度流动性的债券市场是我国
金融市场改革的重要组成部分 ,也是实现我国货币政策传导的重要载体 。 目前银行间市场无论在发行
规模还是交易品种上都大大超过了交易所市场 , 已经成为国债发行和交易的主要场所 。 但是利用同时
在交易所市场和银行间市场交易的同一债券的数据我们发现银行间市场的价格发现功能落后于交易
所市场。 这说明 ,为了发挥债券市场在央行货币政策中的作用 ,特别是银行间债券市场在中央银行确
定基础利率中的重要参考作用 ,加强银行间债券市场的价格发现功能成为重要的任务。 我们的实证研
究结果支持这一结论 。
为了提高银行间市场的价格发现功能 ,需要从交易制度 、 交易品种 、 市场参与者的多样性等多方面
人手。 总之 ,建立一个统一的债券市场 ,扩大两个市场参与者 ,增加在两个市场同时挂牌交易的债券数
量 ,提高转托管效率 ,降低交易成本具有重要的意义 , 这将能够提升市场效率和价格发现的功能 。
六 、 结 论
本文选择同时在交易所市场和银行间市场交易的 5 支债券 , 分别利用 v A R 模型与 Has b m cu k
( 199 5) 信息份额模型 ,实证研究了交易所债券市场和银行间债券市场在价格发现中的作用 。 V A R模型
表明 ,交易所市场在债券价格发现中起先导作用 ;信息份额模型表明 ,所有国债交易都是交易所市场的
价格发现贡献较大。 交易所市场对债券价格的发现的平均贡献比例平均为 89 . 68 % ;银行间市场对价
格发现的贡献比例平均为 or . 犯% 。 因此 ,我们可以认为 ,交易所市场对价格发现起着决定作用 ,交易
所市场对信息的反应快 ,银行间市场对信息的反应滞后于交易所市场 。 为了发挥债券市场 ,特别是银
行间市场在中央银行货币政策中的作用 , 需要继续加强和改进银行间市场的价格发现功能 。
参 考 文 献
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oJ
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,
63
,
13 3 一 158
.
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ind
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,
24
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88 7
一卯 , .
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加 n d s 加d de bo ht o n E x c h an ge m ar k e * 朋 d Int e r 一ban k m akr e t s im ul ant eou s l y , an d e呷 iir e al ly s t u d y ht e or le of
wot
m a r k e st in ht e p ir e e d is e vo 时 . V A R m od e l er s ul t s hs o w th at Exc h an 罗 m akr e t p l a y s a l e ad i n g olr e i n 西 e e
d isc vo e 叮 . Info n刀 a t io n s h毗 m闭e l er s ul t s al s o if n d th a t ht e p ir e e d i s e o v e yr m a i记 y akt e s p l配 e a r E x e han 罗 -mar
k e t
.
T卜e er fo er , ht e p a pe r e o n e l u d e s th at th e E cx h an 罗 m akr e t p l ay s a d e et mr iin s t i e or le i n T er as 呵 肠 n d amr -
k e r洲 e e d i s e o v哪 .
K e y wo
r ds
: Ter as u yr bo
n d
,
E x e h a n ge m akr
e t , i
n t e r
一
ban k m ax k
e t
,
p ir c e d is e vo e 叮 .
(特约编样 : 王素珍 ) (校对 : L N )
