余额宝与国债市场收益率波动的实证研究

庄雷

摘 要：互联网金融创新特别是互联网理财产品冲击了传统金融市场收益率。基于2013年6月到2014年6月以余额宝为代表的互联网理财收益率和国债收益率数据，运用GARCH模型及VAR模型等方法实证分析两者的关系，结果显示：互联网理财收益率实际上引起国债收益率的下降，并且对国债收益率的波动性影响也是负的。互联网金融创新有助于降低传统金融市场的风险补偿，从而降低社会的融资成本。

关键词：互联网金融创新；余额宝收益率；国债收益率；波动性影响

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2015）03-0074-06

一、引言

2014年6月13日是余额宝的周岁生日，也是互联网理财产品诞生一周年的日子，截至目前，余额宝用户已超过一亿户。“宝宝”理财规模的迅速壮大，不仅改变了人们的生活习惯，更令传统银行业开始感觉到前所未有的危机，也促进了中国金融业的全面改革。这一年来互联网金融创新加速促进中国金融的市场化改革，核心变革是利率的市场化。互联网金融倒逼中国利率市场化改革，以互联网理财产品为例，余额宝等分流传统银行很多的活期存款，而目前银行的活期存款还是管制的，因此银行会比以往任何时候更强烈地呼吁放开利率。所以余额宝等互联网理财产品只是利率没有市场化的产物，而这种金融创新方式又将加速推进利率市场化进程。

国内众多学者开始讨论，互联网金融创新到底对金融市场利率产生了什么样的影响？一些人认为互联网金融模式的出现提高了资金的配置效率，互联网金融凭借现代信息技术手段有助于缓解资金配置过程中的信息不对称问题，实现了资金配置的高效化，资金供需双方直接在网上发布信息并直接进行联系和交易，不需要经过银行、券商等中介机构（即金融脱媒），大大节省了交易过程不必要的摩擦费用，提高了资金供需的匹配速度，并且还可以获得风险分散的好处（谢平 等，2012）[1]。由此可见，互联网金融创新有助于社会融资总成本的下降。然而，有些人却认为余额宝等互联网理财冲击了传统银行的信贷业务，严重干扰了利率市场，影响了商业银行资金的流动性，拉高实业企业的融资成本，从而加剧金融和实体产业之间的恶性循环，威胁中国的金融安全和经济安全，呼吁“取缔余额宝等”互联网理财。由此得出，互联网金融可能会推高全社会的融资成本，对整个国家行业和经济都是不利的。此外，由于互联网金融的发展才刚刚起步，缺乏相关金融法律规范且缺乏必要的监管，加之互联网金融平台的“跑路”，更加剧了金融市场风险。互联网理财产品是目前互联网金融创新中社会影响力最大的，发展日趋稳定。因此，研究互联网金融创新（即互联网理财收益率）对传统金融市场利率的影响具有重要理论和实际意义。

余额宝是互联网金融创新的标志性产品，代表着互联网金融行业的发展趋势，因此本文采用余额宝的收益率来进行分析。余额宝本质上是一种货币性基金，主要投资于债券及银行间的存单等高流动性的资产（见表1）。鉴于余额宝主要投资于高流动性低风险的债券，与之对应采用国债收益率进行对比分析。国债也是一种高流动性低风险的债券，目前我国国债市场比较发达，国债可以在债券市场上进行自由交易，因此采用国债收益率来刻画传统金融市场的利率特征具有合理性。债券是传统金融的主要融资工具之一，债券收益率可以看成企业融资的机会成本，国债的收益率是其他债券定价的基础，余额宝收益率对国债收益率的影响一定程度上能说明互联网金融对传统金融市场利率的影响。由此本文通过研究互联网理财收益率（以余额宝为例）对国债收益率的影响，来验证互联网理财收益率对传统金融市场利率的影响。

二、文献综述

互联网金融对市场利率究竟有何影响？理论上说，互联网等新兴技术能够部分解决银行等放款者和贷款者之间的信息不对称，降低银行信贷风险，减少融资的交易费用（董梅生 等，2014）[2]进而降低企业融资成本（Agarwal et al，2010）[3]。尤其是互联网金融可以借助网络融资平台收集和发布详细信息，不同个人或企业根据风险评估的大小而获得不同的贷款利率（陈霄，2014）[4]，提高了融资效率。特别是在中国，政府长期实施金融抑制（黄桂田 等，2011）[5]，导致银行名义利率偏低，资金流动不畅，表现为社会融资的中间费用很高，从而使得中小企业融资的实际利率很高。从短期来看，互联网理财产品表面上推高了银行名义利率，实际上推动了名义利率向实际利率的回归，而且在一定程度上节约了交易费用，由此可以降低社会融资的实际利率。

国内外学者对各种金融利率波动性影响机制的研究，既有理论分析，也有实证检验，涉及范围较广，研究角度多样。在克服了资本资产定价理论（CAPM）中市场资产组合的风险调整系数数据不易观测且单一因素对资产收益率解释性不强的影响后，Ross（1976）[6]在考虑多因素影响的基础上，提出了套利定价理论（APT），资产的收益率要受多种因素的风险溢价影响，且经过实证检验发现包含三到四个因素的套利模型更能充分地描述对证券市场收益的影响，套利交易最终使得各种资产收益率达到均衡价格。

金融风险表现为一定程度的市场波动性，反映市场不确定性因素和市场风险性程度的趋势。因此很多学者运用资本市场的实际数据具体定量地分析了证券市场收益率与利率变化的各种反映及其原因（Ben et al，2005）[7]。国内外对金融市场波动性的实证检验主要集中在股票市场波动性风险的影响因素方面，如利率变化对股票价格波动的影响，大多学者认为利率变化对中国股票价格波动的影响是不显著的（唐齐鸣 等，2009；邱云波，2009）[8-9]。而曾志坚 等（2006）[10]认为中国股票价格波动与国债回购利率波动之间存在共同的长期趋势，国债回购利率的日波动度领先于股票日收益率的变动。虽然股票价格与利率波动关系（陆军 等，2014）[11]的研究并没有得出明确的相互关系，但此研究方法为各种资本市场之间相互影响机制的研究提供了一种思路。

目前国内学者偏重于理论上说明互联网金融带来的各种影响，而很少有学者利用互联网金融的相关数据来研究互联网金融对传统市场利率的影响关系。本文将研究互联网理财收益率对国债收益率波动的影响，来检验互联网金融创新对传统金融市场利率的实际影响。

三、理论分析与模型建立

从风险-收益角度看，利率偏好理论认为利率代表资金承担风险的补偿，不同风险资产要求获得不同的利率回报。预期理论认为利率受未来期望利率的影响，在相似风险下，类似资产的利率要求获得类似的风险。这就可以解释为什么说互联网理财产品推高了商业银行的利率。很长一段时间内，我国实施利率管制，压制了存贷款利率的合理定价，导致银行名义利率偏低。而在互联网理财产品出现后，具有较高收益的互联网理财必然要冲击银行信贷和债券市场。这是由于在类似风险下，套利交易迫使资金的利率回归到合理定价范围。利率既是承担风险的回报，也是社会融资的机会成本。国债以高信用（以国家资产、信用为担保）、高流动性为特征，一般更接近于无风险利率，而目前的互联网理财具有较高信用（以强大的互联网公司为背景，并有相应的资金保险制度）、更高流动性（T+0交易制度），互联网理财收益率与国债收益率具有相当紧密的关系，因此互联网理财收益利率必将对国债收益率产生重要影响。

互联网金融作为一种新兴的金融思想及模式，将提高资金的配置效率以及整个社会福利。互联网金融利用信息技术使得资金借贷双方可以快速获得所需的相关信息，缩短了资金交易过程，减少了融资过程的中间费用，使得社会融资成本下降，表现为互联网理财导致传统金融市场收益率的下降。由此，得出假设1。

H1：互联网金融创新提高资金配置效率，降低社会融资成本，即互联网理财收益率对国债收益率的影响是负的。

互联网金融提高资金的配置效率，不仅表现在融资过程交易费用的下降，更体现在降低资产价格的市场风险，金融市场利率的波动性下降，表现为互联网理财收益率波动导致传统金融市场收益率的波动性下降。由此，得出假设2。

H2：互联网金融提高资金流动效率，降低资产价格的市场风险，即互联网理财收益率对国债收益率波动性的影响是负的。

本文基于金融市场套利定价模型理论，针对互联网理财收益率对国债收益率的实际影响构建数学模型，来探讨传统金融利率对互联网金融收益率冲击的价格反应。

互联网理财和国债市场的特征与状态如下：

（1）金融市场的投资者是风险回避型的，并且追求效用最大化。互联网理财产品和国债市场具有低风险高流动性的特征，其投资者具有风险回避的特征。而且每个投资者又是有限理性的，在可获得的信息以及承受类似风险的情况下，追求投资利润最大化（即选择利率最高的产品）。

（2）后一期的国债收益率受前一期的国债收益率影响。根据有效市场理论（Fama，1990）[12]，目前我国属于弱势到半强势有效市场。一国的金融市场在短期内没有改变，或者金融调整具有滞后性，即金融市场利率具有短期稳定性（即决策惯性）。

四、实证研究

（一）变量选取与数据说明

本文选取2013年6月1日到2014年6月30日余额宝年化收益率的每日数据，表示余额宝日年化收益率。选取2013年6月1日到2014年6月30日中证市场1年期国债到期收益率的数据（其中休息日的数据采用平均插值法计算而来），两种收益率如表2所示。

从表2可以看出，过去一年中国债收益率约为3.54%，余额宝的收益率约为5.03%，两者的发展趋势具有一致性，因此具有进一步研究的必要性。

（二）两种收益率影响的简单分析

理论上互联网金融创新促使社会融资成本发生变化，实证上到底是互联网理财收益率引起国债市场收益率的变化，还是国债市场收益率引起互联网理财收益率变化需要进行判断。本文首先采用格兰杰因果检验来验证余额宝收益率是否会导致国债市场收益率的变化。在5%的显著水平下，实证结果表明余额宝的收益率是引起国债利率变化的格兰杰原因，而国债利率却不是余额宝收益率变化的格兰杰原因。因此，验证了互联网理财收益率对国债收益率存在影响的因果关系，并从实证上排除了国债收益率对互联网理财收益率影响的干扰。

经过上述对余额宝收益率及国债利率因果关系的简单判断，接下来利用分位数回归法、ARCH法以及向量自回归法三种方法分别计算互联网理财收益率对国债利率的实际影响，实证结果如表3。

上述三种方法实证结果表明：余额宝收益率对国债收益率的影响系数约为-0.005，即余额宝收益率最终引起了国债市场收益率下降0.5%左右。表明互联网理财收益率对国债收益率的影响成负相关关系，互联网理财产品创新有助于国债市场收益率的下降，也说明互联网金融创新促使社会融资成本的下降，即假设1得证。

虽然互联网理财收益率与国债收益率成负相关关系，互联网理财收益率引起了国债收益率的减少，但实证结果这种影响比较小，说明事实上互联网金融对传统金融市场收益率的影响并不大，这也揭穿了一些学者所鼓吹的“互联网金融创新大大推高了中小企业融资成本，要求取缔互联网金融”的谎言。

此外，实证结果表明前一期的国债收益率对后一期的国债收益率的影响达到了99.9%。说明普通投资者根据即期的国债收益率决定下一期的国债收益率，下一期的国债收益率受前一期的影响很大，间接说明国债市场收益率具有相对稳定性。

（三）两种收益率波动的实证分析

1. 平稳性检验。互联网理财收益率波动将对传统金融市场收益率波动产生影响。本文用国债年收益率的对数{ln gzrt}表示国债收益率，用余额宝年收益率的对数序列{ln yert}表示互联网理财收益率波动，对上述经济关系进行建模分析。由于采用的是时间序列，在计量模型分析之前，首先要检验两种收益率数据的平稳性。如果变量序列是平稳的，则可以直接使用相关方法估计模型；如果变量序列是非平稳的，则需检验各变量之间是否存在协整关系，以便分析各变量之间的关系。对国债年收益率的对数序列{ln gzrt}和余额宝年收益率的对数序列{ln yert}进行ADF检验。表4的检验结果表明两种收益率的原序列是非平稳的，但对原序列进行一阶差分后新序列是平稳的。

由于两种收益率的原时间序列是非平稳的，需要对它们进行协整检验，分析两者之间是否存在长期的均衡关系与稳定性。本文采用E-G两步法检验传统国债收益率与互联网理财收益率波动的协整关系。由ADF检验可知，国债年收益率和余额宝年收益率原序列均为一阶单整。通过对两者关系的回归方程的残差序列？滋t进行单位根检验，检验结果显示该序列一阶平稳，说明序列{ln gzrt}与序列{ln yert}存在长期均衡关系，即两种收益率存在协整关系。

2. 向量自回归（VAR）模型分析。由上面的分析可知，序列{ln gzrt}与序列{ln yert}在理论与统计上存在长期均衡关系，故以这两个变量建立滞后一期的向量自回归模型。基于数据统计性质的VAR模型将经济系统影响的时滞性，内生变量函数包含了系统内生变量的若干滞后值，常用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释经济冲击对变量系统的实际影响。VAR模型的实证结果如下：

ln gzrtln yert=0.0280.059+0.991 -0.0100.016 0.953ln gzrt-1ln yert-1+e1te2t

t=3.034.52130.10 -2.431.45 164.13（7）

由方程组（7）可得，国债收益率波动对互联网理财收益率波动的影响在理论和统计上都是不显著的，而互联网理财收益率对国债收益率的波动影响在统计上是显著的，故而提取互联网收益率对国债收益率波动性影响的方程：

ln gzrt=0.028+0.991ln gzrt-0.010ln yert+e1t（8）

t= （3.03） （130.10） （-2.43）

调整R2=0.981 对数似然值=1 183.09

AIC=-5.99 SC=-5.96

由方程（8）可得，调整的拟合优度R2=0.981，且在5%的显著性水平上各解释变量统计值十分显著。滞后一期的余额宝收益率对国债收益率的波动产生负向的影响，影响系数约为-0.01。说明国债收益率波动极大程度依赖于其滞后项，互联网理财收益率变化对国债收益率波动的影响随着时间的增加递减，且呈现负相关的现象。

从余额宝收益率波动对国债收益率波动的影响为负中，可以得出互联网理财创新导致了国债收益率波动性下降，从而降低了债券的市场风险。这进一步证明了互联网金融效率的提高降低了传统金融市场的风险，从而假设2得证。

3. VAR模型的检验。为了检验互联网理财收益率与国债收益率之间的关系是否存在真实的因果关系，再对ln gzrt和ln yert基于VAR进行Granger因果关系分析。表5的检验结果在5%的显著水平上拒绝ln yert不能Granger引起ln gzrt的原假设，但不能拒绝ln gzrt不能Granger引起ln yert的原假设，这表明互联网理财收益率的变动会对国债收益率波动产生影响，而国债收益率对互联网理财收益率的变动影响不构成因果关系。再次验证了互联网理财收益率对传统金融市场利率有显著的因果关系影响，从统计上排除了国债收益率对互联网理财收益率的波动影响的干扰。

4. 脉冲响应分析。利用脉冲响应函数来衡量互联网理财收益率的一个标准随机冲击对国债收益率当期和未来取值的影响，进一步分析一个互联网理财收益率的冲击对国债收益率波动的影响路径。对于方程（9），给国债收益率一个正向的脉冲，即：

e1t=1，t=00，其他，e2t=0（9）

图1显示了互联网理财收益率对国债收益率波动影响的动态过程。其中，横轴表示以天为单位的冲击作用的滞后期间数，共有365期，即1年；纵轴表示国债收益率对单位冲击的响应值；实线表示脉冲响应函数值，代表了国债收益率波动对互联网理财收益率冲击的反映，虚线则表示正负两倍标准差偏离带。

从图1中可以看出，当给即期互联网理财收益率{ln yert}一个单位的正向冲击，国债收益率的对数值{ln gzrt}会在前50天快速下降并在第45天达到最大值，但在随后300天内缓慢波动下降至0，且下降的波动率与方差逐期递减。由于变量的脉冲响应函数均在0值以下，互联网理财收益率的正向波动会对国债收益率波动带来负向的影响；但是该影响具有持续性，互联网理财收益率变动对国债收益率具有持续的影响作用。

这种持续的影响作用可由金融市场的有效程度来进行解释。一般而言，在一国或地区的金融体系稳定的情况下，当期的国债收益率水平主要根据上一期的国债收益率水平决定，并且强势有效市场中，对国债收益率的任何一个冲击，国债收益率会快速回到正常水平。而在我国，给定互联网理财收益率一个单位的正向波动会导致国债收益率下降，但是国债收益率的波动调整时间较长，这也说明了我国金融市场的有效程度较低。从长期来看，投资者对国债收益率的期望收益回复至正常水平，投资回复至平衡增长路径，所以互联网理财收益率对国债收益率的影响作用从长期来看不具有持续性。

5. 方差分解。由脉冲响应分析可知，互联网理财收益率所引起的国债收益率波动在第300期逐渐减弱至零，因此，对国债收益率的前300期进行方差分解。从方差分解的结果看出，在300期的方差分解中，国债收益率自身的滞后影响最大，说明国债收益率波动具有较强的惯性，并且衰减较为缓慢。互联网理财收益率的方差贡献从第2期至第50期增长，从0.01%上升至4.03%，且国债收益率波动在此期达到最大。在此以后，缓慢变化至6.63%并维持在该水平，充分说明互联网理财收益率上升对国债收益率存在着影响，且该影响随着时间的增加会达到一个影响上界。

利用方差分析的基本思想分析互联网理财收益率对国债收益率波动的贡献度，从图2中可以看出，一个标准的互联网理财收益率冲击对国债收益率波动的贡献为7%左右。这也说明了互联网理财收益率对国债收益率的冲击影响不是很大。

五、结论及建议

本文主要研究了互联网理财收益率对国债收益率的实际影响，从融资收益率以及收益率的波动性深入研究互联网金融创新如何影响传统金融市场收益率。融资收益率模型结果表明：当期国债收益率的波动不仅取决于上一期的国债收益率，还受即期互联网理财收益率的影响。此外，还使用GARCH（1，1）模型与VAR模型对互联网理财收益率波动对国债收益率波动的作用机制进行了实证检验，检验结果表明：互联网理财收益率波动服从GARCH（1，1）模型，互联网理财收益率对国债收益率波动性影响为负。给一个互联网理财收益率的正向冲击会导致国债收益率波动的下降，而且对国债收益率具有较长影响作用，且该影响作用在一年内波动递减至零。理论作用机制和实证检验较好地拟合了国债收益率波动与互联网理财收益率的均衡关系。

互联网理财收益率引起了国债收益率的下降，从本质上是互联网理财收益率会导致国债收益率波动性下降，市场风险的下降最终导致金融市场风险补偿的下降，无风险利率的下降。这归根于互联网金融创新提高了金融市场的有效性，进一步降低了金融市场的无风险收益。

互联网金融创新对我国金融市场化改革具有重大影响，而互联网理财在倒逼利率市场改革中发挥了重要作用。互联网理财虽然迫使银行名义利率上升，但对金融市场实际收益率并没有太大影响，因此并不会大大推高社会融资成本[13]。实际上互联网理财的高流动性反而降低了国债收益率的波动性，因此也促进了无风险利率的下降。因此，政府要鼓励互联网金融创新，不能简单取缔互联网理财产品，导致金融效率的低下。鼓励更多的金融机构积极进行金融创新，拓宽资金的投融资渠道，提高整个社会的金融效率，增加社会福利。

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责任编辑：张 然