1、债市股市跷跷板效应分析债市股市“跷跷板”效应分析中央国债登记结算公司 卢遵华摘要：债市股市常常存在“跷跷板效应”，即债市的走强伴随着股市的走弱，债市的调整则伴随着股市走强。本文采用协整和因果检验方法，研究银行间债券指数、交易所国债指数和上证指数波动的均衡和因果关系。研究发现，银行间债券指数和交易所国债指数，都与上证指数日序列存在反向变动的均衡关系；上证指数是交易所国债指数的Granger原因，交易所国债指数是银行间债券指数的Granger原因。关键词：债市 股市 “跷跷板”效应一般认为，债市与股市常常存在“跷跷板效应”，即股市走弱伴随着债市走强，股市走强则引发债市调整。本文采用协整和因果检验方
2、法，探讨银行间债券指数、交易所国债指数和上证指数波动的均衡和因果关系。一、债市股市“跷跷板”效应理论国际债券市场是世界上最大的金融市场。债券价格中蕴含了对股票投资者很有价值的信息，通过对债券市场走势的分析，可以判断股票市场所处的位置，是顶部还是底部。债券在很大程度上反映投资者的决定，通过国债收益率曲线，可以了解当前的经济环境、投资者心态等等。货币供应量、货币政策基准利率和长短期债券收益率差是债券市场的三个重要因素。货币供应量的上升将导致短期利率的下降，债券市场的资金将会流向股票市场。 货币政策基准利率直接由货币供应量决定，可以从某种程度上体现货币当局的货币政策。长短期国债的利差，反映了经济的乐
3、观和悲观程度。利差越宽反映出投资者对经济持乐观态度，利差越窄反映出投资者对经济持悲观态度。例如，投资者对经济前景不看好，于是选择将股票分红投资于长期的安全的投资品种，即长期国债，这导致了长期国债的价格上涨，收益率下降，长短期国债的利差收窄。相反，如果投资者看好经济前景，将会抛掉手中的长期国债来购买股票，使得长期国债价格下降，收益率上升，从而放宽长短期国债的利差。 股市债市“此消彼长”的负相关关系体现在两个方面：从短期来看，股市的上涨，会使得债市的资金分流，引发债市的阶段性调整；而股市的疲弱则会使风险厌恶型资金流入债市，推动债市走强。从长期来看，国债收益率与股市的收益率之差构成风险溢价，风险溢价
4、在不同阶段表现为不同水平，理性条件下股市的走强往往意味着一轮经济周期的启动，伴随着收益率水平的提高，将推动均衡利率的水涨船高，从而引发债市的下跌；在经济周期的下降阶段情况则相反。 二、模型变量与数据处理在经济学上研究变量，特别是非平稳变量之间的关系，通常采用协整检验（Cointegration Test）和格兰杰因果(Granger Causality Test)检验。而进行协整检验和格兰杰因果检验之前，首先必须进行序列的平稳性检验，因此，一个完整的处理过程可描述为时间序列的单位根检验、变量之间的协整和格兰杰因果关系检验。选取中央国债登记结算公司编制的银行间债券总指数（YZ）代表银行间债券市场
5、的价格波动指标，选取交易所国债指数（JZ）和上证指数（G），分别代表交易所债券市场和股票市场的价格波动的指标。指标采用2003至2005年的日、周和月数据。对上述指标序列进行单位跟检验发现变量均为非平稳序列。对其他指标进行一阶差分，再进行单位根检验，结果发现在95的置信水平下，各一阶差分指标都是平稳序列。表1 单位根检验结果序列指数序列一阶差分序列检验结果统计量临界值统计量临界值日YZ1.0145-2.8672-13.4713-2.8672I(1)JZ0.3114-2.8672-8.3637-2.8672I(1)G-0.9424-2.8672-11.1670-2.8672I(1)周YZ0.65
6、14-2.8824-4.9435-2.8824I(1)JZ-0.1849-2.8824-4.8200-2.8824I(1)G-0.8366-2.8824-4.9305-2.8824I(1)月YZ0.937240-2.9558-3.1549-2.9558I(1)JZ-3.0934-2.9558-3.0934-2.9558I(1)G-0.989176-2.9527-2.9983-2.9558I(1)三、协整检验与模型估计采用Johansen协整检验方法和Granger因果检验方法，选取银行间债券总指数、交易所国债指数和上证指数的日序列、周序列和月序列，拟和误差修正模型，研究各指数波动的长期均衡关系
7、和因果关系。（一）债券指数与股票指数日序列1、交易所债券指数与股票指数选取2003-2005年交易所国债指数和上证指数的日序列，检验两者之间的协整性。结果表明样本区间内交易所国债指数与上证指数之间存在协整关系。表2 协整检验结果 特征根似然比临界值（5）临界值（1）协整方程数量假设 0.029293 17.22492 15.41 20.04 None * 0.002106 1.140649 3.76 6.65 At most 1 *(*) 表明在5%(1%) 显著性水平拒绝假设 L.R.检验表明在5%(1%) 显著性水平存在一个协整方程协整方程估计结果表述为：log(jz)=8.50.54*l
8、og(g)+e可见，交易所国债指数与上证指数之间存在长期稳定的均衡关系。两者呈反向变动关系，上证指数每变动1个单位，交易所国债指数反向变动0.54个单位。对交易所国债指数与上证指数的一阶差分序列拟和误差修正模型。拟和结果为：Dlog(jz)=0.12*e+0.23*Dlog(jz(-1)+0.09*Dlog(jz(-2) (5.04) (5.56) (2.20)模型通过各项检验。交易所国债市场日收益率，受滞后两期日收益率的显著影响，影响系数依次为0.23和0.09。变换交易所国债指数和上证指数的样本区间，选取2005年的日序列作为样本数据。检验结果表明，两者存在同样的协整关系，交易所国债指数的
9、收益率序列存在明显的自相关。2、银行间债券指数与交易所国债指数检验银行间债券指数和交易所国债指数之间的协整关系，结果表明样本区间两者之间存在协整关系。表3 协整检验结果 特征根似然比临界值（5）临界值（1）协整方程数量假设0.040920 27.39753 25.32 30.45 None * 0.008730 4.752536 12.25 16.26 At most 1 *(*) 表明在5%(1%) 显著性水平拒绝假设 L.R.检验表明在5%(1%) 显著性水平存在一个协整方程方程表述为：log(yz)=2.37+0.5*log(jz)+e结果表明，交易所国债指数与银行间债券指数之间存在长期
10、稳定的均衡关系。两者呈同向变动关系，交易所国债指数每变动1个单位，银行间债券指数同向变动0.5个单位。对交易所国债指数与银行间债券指数的一阶差分序列拟和误差修正模型。拟和结果为：Dlog(yz)=0.32*Dlog(jz(-1)-0.59*Dlog(yz(-1) 0.35*Dlog(yz(-2)-0.22*Dlog(yz(-3)模型通过各项检验，结果显著。银行间债券市场日收益率，受滞后1期交易所国债收益率的正向影响，受滞后3期的自身日收益率的反向影响，影响程度逐渐递减。选取2005年的日序列作为样本数据。检验结果表明，两者也存在同样的协整关系，银行间债券指数的日收益率序列受滞后1期和4期交易所
11、国债收益率的正向影响，受滞后1-2期的自身日收益率的反向影响，影响程度逐渐递减。3、银行间债券指数与上证指数经检验，2003-2005年银行间债券指数与上证指数不存在协整关系。将样本区间变换为2005年，检验结果表明银行间债券指数与上证指数存在协整关系，协整方程为： log(yz)=5.480.1*log(g)+e2005年银行间债券指数与上证指数之间存在长期稳定的反向均衡关系。上证指数每变动1个单位，银行间债券指数反向变动0.1个单位。对银行间债券指数与上证指数的一阶差分序列拟和误差修正模型。拟和结果为：Dlog(yz)= -0.36*Dlog(yz(-1)模型通过各项检验。银行间债券市场日
12、收益率，受滞后1期日收益率的显著的反向影响，影响系数为-0.36。4、日指数序列的因果检验采用Granger因果检验方法，对2003-2005年银行间债券总指数、交易所国债指数和上证指数的日序列进行检验。结果（表4）表明，在95的置信水平下，上证指数是交易所国债指数的Granger原因，交易所国债指数是银行间总债券的Granger原因。上证指数单向引导交易所国债指数；交易所国债指数单向引导银行间债券指数。表4 Granger因果检验结果指数序列因果方向指数序列上证指数交易所国债指数交易所国债指数银行间债券指数对2005年序列数据进行因果检验，发现交易所国债指数仍是银行间总债券的Granger原
13、因，但上证指数对交易所国债指数的单向引导并不显著。（二）债券指数与股票指数周序列和月序列检验2003-2005年银行间债券指数、交易所国债指数和上证指数周序列以及月序列之间的协整关系。结果表明，上证指数与银行间债券指数和交易所国债指数都不存在协整关系，银行间债券指数与交易所国债指数存在协整关系。1、银行间债券指数和交易所国债指数周序列银行间债券指数和交易所国债指数周序列存在协整关系，协整方程为： log(yz)=2.3+0.51*log(jz)+e结果表明，交易所国债指数与银行间债券指数周序列之间存在长期稳定的正向均衡关系。交易所国债指数每变动1个单位，银行间债券指数同向变动0.51个单位。对
14、银行间债券指数和交易所国债指数的一阶差分序列拟和误差修正模型。拟和结果为：Dlog(yz)=0.28*Dlog(jz(-1) -0.32*Dlog(yz(-1) +0.21*Dlog(yz(-2)模型通过各项检验。银行间债券市场周收益率，受滞后1期交易所国债收益率的正向影响，受滞后1期和2期的自身周收益率的影响。2、银行间债券指数和交易所国债指数月序列银行间债券指数与交易所国债指数月序列存在协整关系。协整方程为： log(yz)=1.02*log(jz)+e交易所国债指数与银行间债券指数月序列存在长期稳定的正向均衡关系。交易所国债指数每变动1个单位，银行间债券指数同向变动1.02个单位。对银行
15、间债券指数和交易所国债指数月序列的一阶差分拟和误差修正模型。拟和结果为：Dlog(yz)=0.39*Dlog(jz(-1) -0.64*Dlog(yz(-1) +0.45*Dlog(yz(-3)模型通过各项检验。银行间债券市场月收益率，受滞后1期交易所国债收益率的正向影响，受滞后1期和3期的自身周收益率的影响。3、因果检验对银行间债券指数和交易所国债指数的周序列和月序列进行Granger因果检验。检验结果（表5）表明，在95的置信水平下，交易所国债指数是银行间债券指数的Granger原因，交易所国债指数单向引导银行间债券指数。上证指数是交易所国债指数和银行间债券指数的Granger原因，上证指
16、数单向引导交易所国债指数和银行间债券指数。其他变量之间的因果关系并不显著。表5 Granger因果检验结果指数序列因果方向指数序列交易所国债指数银行间债券指数上证指数银行间债券指数上证指数交易所国债指数四、研究结论1、从日序列来看，银行间债券指数和交易所国债指数，都与上证指数日序列存在反向变动的均衡关系。上证指数每变动1个单位，交易所国债指数反向变动0.54个单位，银行间债券指数反向变动0.1个单位。交易所国债指数日收益率滞后正相关，银行间债券指数日收益率滞后负相关。银行间债券指数与交易所国债指数日序列存在同向变动的均衡关系。交易所国债指数每变动1个单位，银行间债券指数同向变动0.5个单位。银
17、行间债券日收益率，与交易所国债日收益率滞后正相关，与自身日收益率滞后负相关。2、从周序列和月序列来看，银行间债券指数与交易所国债指数存在同向变动的均衡关系，上证指数与银行间债券指数和交易所国债指不存在协整关系。交易所国债指数周序列每变动1个单位，银行间债券指数同向变动0.51个单位。交易所国债指数月序列每变动1个单位，银行间债券指数同向变动1.02个单位。银行间债券指数收益率，与交易所国债收益率滞后正相关，与自身收益率滞后负相关。3、从因果检验来看，上证指数是交易所国债指数的Granger原因，交易所国债指数是银行间债券指数的Granger原因。也就是说，上证指数单向引导交易所国债指数；交易所
18、国债指数的走势单向影响了银行间债券指数。五、制度原因与政策建议交易所债券市场虽然规模小，但成交活跃，价格揭示充分，连续性较高。但交易所债券价格在很大程度上受到股价走势等非实体经济要素的影响，波动性较大。银行间债券市场规模大，是我国债券市场的主体，走势较为平稳，但银行间市场报价不够充分，债券价格不够连续，债券交易定价主要参考交易所债券的价格。从而使得交易所债券市场的价格影响了银行间债券市场的价格走势，而银行间债券市场的价格并未充分影响到交易所债券的价格。1、提高银行间债券市场的定价自主权。交易所债券价格对银行间债券市场价格的影响，不利于我国债券市场的发展。应完善银行间债券市场的价格发现机制，提高
19、市场活跃性，使得银行间债券市场不仅在规模上，更要在定价上，成为债券市场的主体，并能引导其他市场。2、完善做市商制度。要实现银行间债券市场的定价主导权，就要以做市商制度作为切入点，完善做市商的激励约束机制，由做市商提供丰富多样的债券价格，承担提供报动性的义务。应从一级市场入手，完善承销商制度，使主承销商承担做市商的职责。3、完善柜台交易制度，拓宽柜台交易主体和交易品种。虽然国债柜台交易市场规模小，成交量小，但价格连续，对市场具有重要的指导意义。因此，应逐步开放柜台交易市场，增加柜台交易商的数量，允许更多的金融机构开办债券柜台交易，允许所有国债、政策性金融债券等低风险债券上柜交易。4、充分利用多渠
20、道、多平台，披露债券价格信息。银行间债券市场的价格信息丰富多样，包括报价、成交价和结算价等。为市场提供定价服务的机构也很多，有些机构编制了债券指数和收益率曲线，有些机构为市场提供了公开报价的平台。目前，中国债券信息网为市场成员提供的收益率曲线报价平台，为成员提供了一个新的参考基准，受到市场的普遍认可。因此，应放开价格信息的发布渠道，鼓励市场成员公开报价信息，使银行间债券市场在竞争中不断进步并走向成熟。参考文献：Geweke, J. Meese, R. and Dent, W. (1983) Comparing alternative tests of causality in temporal
21、 system: analytic results and experimental evidence, Journal of Econometrics 21 161-194.Granger, C. W. (1988) Some resent developments in a concept of causality. Journal of Econometrics 39 199-121.Balduzzi, Pierluigi, Edwin J.Elton, and T. Clifton Green, 2001, Economics news and bond prices: Evidenc
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