国债利率论文范文
时间：2023-10-23 20:49:38
国债利率论文篇1
关键词：公司债；信用利差；结构化模型；收益率曲线；流动性
文章编号：1003-4625 （2015）06-0017-05 中图分类号：F830.91 文献标识码：A
一、引言
自从2007年发行公司债以来，随着公司债发行规模和投资者的不断增加，公司债券市场已经成为中国债券市场的重要组成部分。截至2013年末，公司债占中国全部债券发行量的3%左右，达到了7000多亿元。公司债的快速发展，为上市公司提供了大量直接融资，有利于企业充分发挥财务杠杆效应，增加股东的权益。
作为一种投资工具，公司债券越来越受到投资者的关注，尤其是债券的收益率问题。而收益率可通过信用利差体现出来。信用利差是指具有较高信用风险的债券收益率与无信用风险债券收益率之差，以此来补偿投资者承担的额外风险。由于公司债券的信用利差消除了利率期限结构的影响，所以债券信用利差比债券价格更能反映投资债券的收益率。
影响公司债券信用利差的因素诸多，如税收、流动性、市场风险等。然而，目前学术界并未对公司债信用利差给出一个完美解释，为此人们称其为“信用利差之谜”。为此，本文在已有研究的基础上，进一步探讨公司债信用利差的影响因素。在分析Merton结构化模型的基础上，考虑无风险利率、收益率曲线的斜率、到期收益率的波动、剩余期限和流动性对公司债信用利差的影响。就我们所知，人们尚未探讨这些影响因素对中国公司债信用利差的影响。这项研究不仅有助于更好地理解公司债券的信用风险，而且有助于公司债券的合理定价，以期推动我国公司债券市场健康快速发展。
本文剩余的研究内容安排为，第二部分评述了公司债信用利差的相关研究现状，第三部分是理论模型分析，第四部分分析了公司债信用利差及其影响因素的基本统计特征以及相关实证检验，第五部分归纳总结。
二、文献评述
长期以来，学术界从理论和实证两方面对公司债信用利差开展了广泛深入研究，取得的丰硕成果。其不仅包括公司债券定价的理论模型，而且利用不同国家公司债券的数据进行了相关的实证分析，这为本论文的研究提供了宝贵的借鉴之处。
在理论方面，主要围绕公司债定价模型开展相关工作。最经典的公司债定价模型是由Merton（1974）利用公司资本结构的特征，提出的结构化模型。他认为公司债券相当于看跌期权，并且借助于B-S期权定价公式得到了公司债价格的封闭解。该模型成了公司债定价乃至信用风险管理的奠基性工作，受到了学者和业界的广泛研究和应用。如Black和Cox（1976）从公司债务违约发生时间的视角对结构化模型进行了推广。当然，在实际应用中结构化模型也引起了诸多疑问，如这类模型是否在其他国家公司债市场具有普遍性。解文增等（2014）采用中国公司债的季度数据，实证研究了结构化模型的定价能力，研究表明结构化模型整体上高估中国公司债价格。
在实证方面，许多学者利用结构化模型研究公司债信用利差的决定因素。Jones等（1984）首次系统性的实证研究了Merton模型，发现其严重低估信用利差。Coliin-Dufresne等（200l）首次基于结构化模型理论对公司债信用利差的决定因素进行了分析，他们将这些理论因素作为解释变量对信用利差的差分进行线性回归，发现理论因素对信用利差的解释力有限，且回归残差受系统性因素的显著影响。Campbell等（2003）在Collin等（200l）的研究基础上，研究表明公司股票波动率是决定公司债利差的重要因素。Ericsson等（2009）发现系统性因素能够解释公司债信用利差。Huang（2012）等系统研究了不同的结构化模型，采用校准方法发现，信用风险不能全部解释公司债利差。赵静和方兆本（20ll）基于结构化模型对中国公司债信用利差的决定因素进行了实证研究，研究发现无风险利率的期限结构、发债公司股票波动率、宏观行业、金融市场以及债券流动性对中国公司债利差具有显著的解释力。王安兴等（2012）对中国公司债利差的构成及影响进行了实证分析，研究发现税后利差在公司债市场初始阶段和金融危机时期为负。
总体上，对公司债信用利差的研究主要从违约风险的视角考虑公司债信用利差的决定因素。然而，无风险利率、国债收益率曲线斜率、流动性、到期收益率的波动是否影响公司债信用利差，也是值得深入研究的问题。本文将仔细探讨这个问题。
三、理论模型分析
本部分简要回顾Merton（1974）提出的公司债券定价的结构化模型，为下文开展公司债信用利差的实证研究提供理论支撑。
假设企业，通过股权和零息债券进行融资。债券的到期时间为T、面值为D。在某时刻t时该公司资产价值V1为
其中St为t时刻的股权价值，Bt为t时刻的债券价值。
按照Merton（1974）模型的假设，公司资产价值V1服从几何布朗运动
其中，μ和σ分别表示公司资产收益率的期望值和标准差， ，ε服从均值为0、方差为1的标准正态分布。于是
假设P1为t时刻的欧式卖出期权的价值，则在f时刻的无风险债券的价值为
由Black-Scholes的期权定价公式，可以求出欧式卖出期权的价值为其中 是标准正态分布，
由零息债券 ，可得公司债的到期收益率为
因此，公司债信用价差定义为
其中V0表示初始资产价值。
进一步分析式（9）可知，在理论方面，公司债信用价差受公司资产收益波动率、债券剩余期限、无风险利率、面值、公司的初始资产价值的影响。这些影响因素是否符合实际情况，有待于实证检验。
四、实证分析
本部分分析影响公司债信用利差的经济因素，及其对应的变量和数据来源，进而构建多元线性回归模型进行实证检验分析。
（一）变量选择
信用利差变量。投资者购买公司债券，承担了公司债券将来可能违约的风险，为了补偿这种风险，投资者必然会要求公司债券的收益高于剩余期限相同的国债收益，高出来的这部分收益就称为信用利差。因此，本文以公司债到期收益率与国债到期收益之差为公司债信用利差变量。
无风险利率。无风险利率本身是结构化模型中的输入变量之一，当无风险利率上升时公司债价格下降，公司债利差减小。因此，本文选取10年期国债的到期收益率作为无风险利率变量。
国债收益率曲线斜率。国债收益率曲线的变化是宏观经济的基本反映。一个下降的收益率曲线的斜率可能是经济即将步人衰弱的标志，而一个正的收益率曲线的斜率则表明经济状况良好，后者将引致公司价值的增长和降低违约概率，从而信用利差和收益率曲线的斜率之间存在着较强的关系。因此，本文选取剩余期限为120个月的到期收益率与剩余期限为3个月的到期收益率之差作为收益率曲线的斜率变量。
剩余期限。在Merton模型中，在准财务杠杆和资产波动率给定时，公司债券的剩余期限越长，未来的不确定性越大，债券收益率的波动也会越大。出于对这种不确定性的弥补，公司债券的信用利差将会更高。公司在到期本息支付日的全部预期价值不足以偿还债券本息，因此公司债券的违约在正常经营情况下将不可避免。此时如果债券的剩余期限越长，公司就越有可能改善经营状况，使得违约的可能性降低。
流动性。公司债市场的流动性水平高低也可能是影响公司债券信用利差的因素之一。一般来说，债券发行年限越久，持有者作为长期投资的可能性越大，债券的流动性越低，从而债券的流动性溢价越高，利差越高。流动性越差，投资者要求的流动性补偿就越高，债券价格就越低，利差越大，反之，利差就越小。本文以中国公司债券的交易量作为流动性因素变量，其理由是交易量越大，说明公司债券的流动性越好。
公司债到期收益率波动。公司债到期收益率越高反映了市场对公司良好状况的肯定，正面影响了投资者对公司未来盈利能力和偿债能力的判断，增加了债券的需求，价格有所提高，因此信用利差降低。本文以公司债到期收益率的标准差作为公司价值波动率的变量，其理由是到期收益率的标准差越大，说明公司债到期收益率的波动越大。
结合上述的影响机理分析，表1给出了回归模型中各变量的描述和单位，以及在回归中对公司债信用利差影响的预期符号。
（二）数据来源与基本统计描述
为了分析上述影响因素对公司债信用利差的影响，本文采用中国公司债的交易价格、交易量、剩余期限、10年期国债交易价格为基础数据，时间期限从2008年3月到2013年3月，采用月度数据，来源于WIND咨询统计数据库。
据Wind咨询统计数据，截至2013年3月，发行公司债券的公司数量为331个，包括330家沪深上市公司和1家H股上市公司（复地集团，2009年在港股退市）。表2统计了不同信用评级的公司债发行情况。
表2显示大部分公司债的评级不低于AA-级，尤其是AA级的公司债最多，达到了196个，因此，我们讨论信用评级不低于AA-级的公司债的信用利差的影响因素。同时，公司债发行期限绝大部分在1-3年、3-5年、5-7年、7-10年，为此按照这四类期限分析公司债信用利差。
公司债信用利差需要计算公司债的到期收益率和国债的到期收益率。我们利用Diebold和Li（2006）提出的动态Nelson-Siegel模型分别计算中国国债到期收益率和公司债到期收益率，并且对不同信用评级与剩余期限的公司债信用利差进行描述统计性，其结果如下表3所示。
分析表2可知：其一，随着信用评级的降低，公司债信用利差的均值增大。如，AAA级公司债信用利差的均值为1.675，AA-级公司债信用利差的均值2.529，这说明公司信用评级的降低，增加了公司违约的可能，从而导致信用利差的增大。其二，剩余期限越长，公司债信用利差的均值越小。如：剩余期限为1-3年的公司债信用利差的均值为2.495，剩余期限为7-13年的公司债信用利差的均值为2.026。在理论上，剩余期限越长、信用利差越大，这是因为剩余期限越长，企业的信用状况越差，发现违约的概率增大，进而信用利差加大。
然而，如果债券的剩余期限越长，企业就越有可能采取措施改善经营状况，使得违约的可能性降低。
（三）多元回归分析
以公司债信用利差为因变量，10年期无风险利率的变化、收益率曲线斜率的变化、公司债到期收益率波动的变化、债券交易量的变化、剩余期限的变化为自变量，结合表1中这些变量的符号，构建如下多元线性回归模型：
经过回归分析后，得到了不同信用评级和剩余期限的回归结果，见表4和表5。
分析表4发现：其一，在AAA级、AA级和AA-级三类公司债券中， 的回归系数在0.05置信水平上显著为负数，分别为-1.543、-0.766、-1.005，这意味着无风险利率与这三类公司债的信用利差负相关。而对于AA+级公司债而言，其无风险利率的回归系数在0.05置信水平上显著为正数（即0.914），这说明无风险利率与这类公司债的信用利差正相关。进而说明，在中国公司债市场上，无风险利率对公司债信用利差的影响随债券信用评级而不同，而且对绝大多数公司债信用利差产生显著负影响。
其二，在AAA级、AA+级和AA级三类公司债券中，slopet的回归系数在0.1置信水平上显著，分别为-0.026、0.124、0.011，这意味着国债收益率曲线斜率显著影响这三类公司债的信用利差，而且具有不同的影响程度和效应，对AAA级和AA级公司债信用利差产生负影响，而对AA+级公司债信用利差产生正影响。然而，在AA-级公司债中，slopet的回归系数不显著，这说明国债收益率曲线斜率显著不影响这类公司债的信用利差。
其三，在四类公司债中，liquidt的回归系数不显著，这表明公司债的流动性显著不影响公司债的信用利差。在AAA级、AA+级、AA级三类公司债中，maturity的回归系数分别为0.07、0.02、-0.046、-0.28，这意味着公司债的剩余期限对公司债信用利差产生影响的方向不确定。σ1的回归系数分别为0.724、0.962、1.318、0.657，这意味着公司债到期收益的波动率对公司债信用利差产生正的影响。
分析表5发现：其一，对于这四类不同期限公司债， 的回归系数在0.05置信水平上显著为负，即分别为-0.735、-0.257、-0.091、-0.251，这表明无风险利率和公司债信用利差负相关。特别地，发行期限在1-3年的公司债信用利差变化受无风险利率变化影响较大，回归系数为-0.735。
其二，对于期限为1-3年、3-5年的公司债，Aslopet的回归系数在0.1置信水平上显著为负，分别为-0.366和-0.117，这表明国债收益率曲线的斜率与公司债信用利差呈现负相关关系。然而，对于期限为5-7年、7-10年的公司债，国债收益率曲线的斜率对公司债信用利差影响不显著。
其三，在表5的第三行中，liquid，的回归系数都不显著，这说明公司债的流动性不显著影响公司债信用利差。这个回归结果表明，中国公司债流动性不足，对信用利差的解释能力较弱。进一步，对于期限为1-3年、3-5年、5-7年的公司债，maturity的回归系数在0.05置信水平上显著为正，分别为0.395、0.846和0.772，这表明剩余期限显著影响这三类公司债的信用利差变化，尤其是对于期限为3-5年的公司债信用利差的解释能力达到了84.6%，但是不影响期限为7-10年的公司债信用利差。同时，公司债到期收益率波动的变化只显著影响期限为1-3年的公司债的信用利差，即σt的回归系数在0.1置信水平上显著为正，为0.735，而不影响其余三类公司债的信用利差。
另外，模型对不同信用评级和剩余期限的公司债信用利差拟合效果比较显著，即各自的Adj.R2比较大，这表明构建的多元线性回归模型（9）显著拟合了四个解释变量和被解释变量的关系。随着剩余期限的延长，模型对利差变化的解释能力越弱。
五、结论
本文考虑公司债信用利差的影响因素。借助于Merton结构化模型分析公司债信用利差的理论机理，并且选取了债券的无风险利率、国债收益率曲线的斜率、剩余期限、公司债到期收益率的波动率和债券的交易量作为影响公司债利差的决定性因素，通过构建多元回归分析，进行实证检验研究。模型回归结果表明：
国债利率论文篇2
摘 要 本文依据无套利原理,通过比较投资可转债与其标定的股票收益,对可转债内含期权时间价值的计算,检验现阶段我国可转债市场效率。通过理论分析和实证检验,发现我国可转债市场已经达到初步有效。
关键词 可转换债券 市场效率 无套利原理 期权时间价值
一、前言
可转换债券是一种相对复杂的金融衍生工具。一方面是固定收益类证券,它具有确定的债券期限和利息率,投资人可以获得固定利息收入;另一方面,可转债的持有人有权利按照约定的条件将可转债转换为股票,通过行使转换权,投资者可以分享发行人业绩增长和股价增长的潜力。这种双重性质使得可转换债券在资本市场上有筹集资金和规避风险的双重功能,这种优势也使得可转换债券在当代资本市场中有较大的发展潜力。
我国的可转换债券市场处于起步阶段,可以说还有很长的路要走,但是应该肯定其必将成为资本市场的重要组成部分,为股票市场的运行提供稳定机制。由于我国可转换债券市场还达到完全成熟,因此对该市场效率的检验分析,就对其发展有着重要的指导意义,对现阶段的投资者决策也具有相当重要的参考价值。
二、相关文献综述
可转换债券的定价是研究债券市场效率的基础。关于定价,过去二三十年来一直是一个活跃的研究领域,目前关于可转换债券定价的理论文章可以说是浩如烟海。由于可转换债券是一种相对复杂的衍生金融工具,其主要影响因素包括股价的变动、利率的变动和信用风险的变动三个方面。可转换债券除了其转股特性兼具债券和股票期权的特征外,还同时具有可向下调整转股价格,可赎回等复杂的条款。国内外学者研究已表明,与一般的股票期权不同,可转换债券中的转股权是用一种资产(债券)交换另一种资产(股票)的权利,在实际中由于存在着修正条款,期权执行价不是固定的,因而从理论上讲不能简单的使用布莱克斯科尔斯模型(以下简称BS模型)将转债拆解成债券和股票期权来定价。此外,转股价格可调、可赎回、可回售等权利的规定往往是路径依赖的,投资者或者上市公司是否能够执行相应的权利取决于股票价格变化的路径。这使得可转换债券的定价不仅没有显示解,而且使用蒙特卡罗模拟(无法处理转股权的美式期权性质)或者二叉树法(无法处理路径依赖期权)都有相应的困难。
考虑到关于可转换债券精确定价目前还是个理论难题,学术界尚且没有做出合适的模型,本文仍然采用BS模型将转债拆解成债券和股票期权来对理论价格做近似的估计。
关于我国可转换债券市场的研究。虽然第一只可转换债券在1998年才开始上市,国内对可转换债券市场效率已经有了一些研究。在可转债定价方面,张鸣(2001)利用BS模型对上海机场可转债定价研究发现其发行价格比理论价格低近10元。类似的,姚铮、吴小钢利用BS模型对鞍钢转债(125898)进行了定价,发现上市7个月内,转债的理论价格都远远高于市场价格。龚朴、赵海滨、司继文利用数值模拟的办法讨论了赎回、回售条款对可转债定价的影响,对民生转债(100016)和钢钒转债(125629)两只转债的模拟表明发行之初都存在十几元的折价。郑振龙、林海利用蒙特卡罗模拟和二叉树方法对现存的所有可转换债券进行了定价,结果发现可转换债券的理论价格普遍高于实际价格,其市场价格与理论价格相比存在较大的折扣。马超群、唐耿也发现国内可转债的市场价格普遍低估的现象。郑振龙(2006)通过对可转债内嵌期权时间价值的检验,发现时间价值普遍为负,得出国内可转换债券市场效率低下的结论。
但是郑振龙的研究样本过小,所涉及的可转债大多已经到期,退出市场。而2006年至今,股票市场经历了股权分置改革,取得了长足的进步,实体经济也经历了一次全球金融危机。可转债市场又得到进一步发展,因此需要对市场效率做出新的检验分析。
三、可转债市场效率检验模型
本文主要依据无套利原理,通过比较投资可转债与其标定的股票收益和对可转债内含期权的时间价值的计算来检验中国可转债市场的效率。
1.可转换债券理论价值的确定
可转换债券的价格由普通债券的价格与看涨期权的价格两方面构成。
其普通债券部分的价格等于投资者持有债券期间能够获得的现金流贴现值,用公式表示是:
其中,B为普通债券价格,i表示为债券每年利息,P表示为债券本金,t为债券持有年限,r为贴现率,n表示为从现在起至到期日剩余年限。
期权部分用BS模型定价,具有以下假设:(1)股票价格服从几何正态分布(2)证券允许卖空(3)不考虑税收和交易成本(4)在期权存续期内股票没有分红(5)证券交易是连续的(6)不存在无风险套利机会(7)无风险收益率在期权存续期内是常数及无风险利率具有水平的期限结构。其定价模型如下:
股票期权价值为C,无风险利率为r(t),期权执行价格为K,股票市场价格为S,股票波动率为σ,可转债存续时间为T,标准正态分布变量累计概率分布函数为N(X)。
可转债的价值CB=B+C,即为两部分价值之和。
2.纯套利检验模型
无套利原理,即在成熟的达到均衡的市场上不存在套利机会,是金融学的基本原理。本文通过比较可转换债券的收益与其标的股票的收益来检验市场上是否有套利的机会,若存在套利机会,则证明市场无效率。
具体地,设t时刻股票价格为,可转债的价格为,转股价格为;T时刻股票价格为,可转债的价格为;如果发生转股价修正,那么用转股表示修正后的转股价格。下面推导投资可转债绝对占优的条件:
(1)如果转股价在投资期内没有发生修正,要使投资可转债绝对占优,必须有:
根据以上推导,我们可以得出结论,只要在任意时刻投资可转债的价格不高于转股价值,投资可转债比股票在任何时候都具有较高的收益,即此时可转债对股票绝对占优,投资者可以通过做空股票做多可转债来套利,市场上存在套利机会,此时市场极端低效。
3.可转债内含期权的时间价值检验
期权的价值由内在价值和时间价值两部分组成。期权的内在价值是指多方行使期权时可以获得的收益的现值。期权的时间价值是指在期权有效期内标的资产价格波动为期权持有者带来收益的可能性所隐含的价值。
看涨期权的时间价值在理论上应该一直为正,如果出现看涨期权时间价值为负的情况,就会存在套利机会,通过买入标的证券和期权的组合,然后在期权到期时执行期权可以获得无风险的利润。因此,出现负的时间价值是市场效率低下的一种表现。
通过对我国市场上现在流通的可转换债券内含期权时间价值的计算,若出现负值,则从反面证明市场效率的低下。
具体地,根据前文可转债价值公式:CB=B+C,即可转债市场价格除去纯债券价值,就得到内含期权总价值。根据期权价值=内在价值+时间价值,在内含期权总价值中除去内在价值就得到时间价值。由于可转债所内含期权可以看做美式看涨期权,标定物为相应的股票,执行价格为实现规定的转股价格。所以其内在价值=转股比例*(标定股票市场价格-转股价格)。进而得到时间价值。
四、中国可转债市场效率实证检验
1.可转债市场纯套利实证研究
为了检验中国可转债市场的效率,本文将对现有的在市场上交易的可转债进行实证研究。选取2010年5月27日未到期的可转换债券进行实证研究,根据前面的推导,在投资时可转债的价格不高于转股价值,投资可转债就是绝对占优。市场上就存在套利机会。
考察转股溢价率(计算方法为:可转债市价/转股价值-1),如果该指标大于0,则说明可转债市价大于转股价值,没有套利机会。若小于0,则说明存在套利空间,套利空间为前者与后者的差。
为了不失一般性,考察中国可转债市场2010年1月到5月的数据,在每个月份随机抽取一个交易日作为样本进行研究。实证检验结果如下:
由上述表格中数据可以看出,2010年1月到5月之间,平均转股溢价率达到28.65%,套利空间为-24.84元。也就是说,可转换债券的市场价格要比转股价值平均高出24.84元,溢价占到转股价值的28.65%,显著大于0。因此从总体上看市场上不存在套利机会。具体到个别债券,出现套利机会的债券仅仅占总债券数量的4.02%,从纯套利检验角度来看,市场上不存在明显的效率低下问题。
2.可转债内含期权时间价值实证研究
设t时刻股票价格为,可转债的价格为,纯债券价格为,转股价格为,转股比例为N。则内含期权总价值,内在价值,期权的时间价值。仍然选取2010年1月至5月的流通的可转债数据,分析如下(数据来源:和讯网):
由上述图表可知,期权平均市场价格为39.02元,其中时间价值为24.33元,平均而言,期权时间价值竟然占到了总价值的72.13%。考虑到期权之所以具有时间价值,是因为与期货等方向性工具不同,期权是波动性工具,投资者既可以利用波动性进行投机获利,也可以利用期权对已有的头寸进行保险。可转债内含期权时间占如此大的比重,反应出投资者已经充分认识到可转债这种衍生工具的优势,对于其内含期权给予了足够重视,这些都是提高市场效率的保证。
至于时间价值为负这种极端的市场低效情况,数据显示,平均只有1.82%的债券发生这种状况。
五、结论
本文通过比较可转债价格及其转股价值和计算内含期权时间价值对我国可转换债券市场效率进行了检验分析。
通过理论研究和实证分析,发现在现阶段,我国可转债市场上已经很少存在投资可转债对股票绝对占优和可转债内含期权时间价值为负这两种市场极端低效率的情况。与郑振龙在2005年、2006年对于我国可转债市场效率研究结果相比,我国可转债市场效率有了显著提高,已经走出极端低效的初级阶段。
究其原因,一方面是2005年起的股权分置改革使得股票市场更加健康成熟,一方面是由于可转债市场自身发展取得了长足的进步,投资者已经较为全面的认识到了可转债的价值。
但必须认识到,现阶段我国可转债市场要达到完全成熟还有很长的路要走。大量研究已经表明我国可转债市场上仍然存在普遍折价现象,即可转换债券内含期权总价值要小于利用BS模型计算出来的结果。考虑到BS模型的众多严格假设,可以说该模型的应用是建立在市场高度有效的基础上的。现阶段该模型应用效果的不理想表明,市场仍然没有达到高度有效。
首先,目前不论是股票市场还是可转债市场都缺乏卖空机制,这违背了BS模型的假设,这一点能部分解释可转债市场上普遍折价的问题。其次,我国可转债市场流动性较低,表现在市场交易量小,交易品种单一。
相关政策建议:首先,继续完善作为可转债市场基础的股票市场和债券市场,原生市场的完善是衍生产品市场高效的基础。其次,鼓励上市企业利用可转换债券进行融资,降低可转换债券市场的准入门槛,借以增加可转债市场的流动性和深度。最后,降低投资者的税收和交易成本,使得市场更加活跃。
参考文献:
[1]Black and Scholes(1973).The Pricing of Options and Corporate Liabilities.Journal of Political Economy.81(3).
[2]Merton(1974).On the Pricing of Corporate Debt:The Risk Structure of Interest Rates.Journal of Finance:29.
[3]郑振龙,康朝锋.可转换债券时间价值的理论与实证分析.厦门大学学报.2006(1).
国债利率论文篇3
【关键词】银行间债券市场 ;利率期限结构
1 引言
利率期限结构(term structure)是某个时点不同期限的利率所组成的一条曲线,他可以表示为某个时点零息票债券的收益率曲线(yield curve)。由于整个国家宏观经济的运行质量对利率波动极为敏感,因此,一个多世纪以来,在美国等发达国家,利率期限结构一直是金融经济学家最感兴趣的研究主题之一。
就我国而言,我国债券市场主要由银行间债券市场和证券交易所债券市场组成,债券中的绝大部分集中在银行间债券市场交易。近年来,银行间债券市场的现券交易结算量快速发展,以2007年为例,全年银行间现券交易结算量为165915.94亿元,平均单笔交易额已经达到了1.1亿元;交易所债券交易已经逐渐边缘化,每天的成交金额只占银行间债券市场的7%左右。然而,尽管银行间债券市场已在我国资本市场占据了极为重要的作用,但相关的学术研究还相当欠缺,特别在定量研究方面,国内几乎处于空白。因此,本文尝试用定量方法对比分析银行间市场和上交所市场的国债现货利率的期限结构,认识两个市场利率期限结构的差异及关联,这对深入分析中国金融市场具有深刻的理论和实际意义。
2 实证分析及结论
利率期限结构的拟合模型有很多,如多项式样条法、指数样条法及nelsen-siegel-sevensson扩展模型。本文尝试采用nelsen-siegel-sevensson扩展模型,之所以选择这个模型,原因在于nelsen-siegel-sevensson扩展模型是比较成熟的模型,为许多国家及金融机构采用。有关nelsen-siegel-sevensson扩展模型的具体介绍请参考文献。
我们依照nelsen-siegel-sevensson方法分别对2008年8月29日上海证券交易所国债利率期限结构和银行间债券市场国债利率期限结构进行估计,结果如图1、2。
对比图形我们可以得到如下启示:
(1) 长期预测上,银行间债券市场的国债现货利率走势与上海债券市场的国债现货利率走势基本一致。这说明经过十几年的发展,我国银行间国债市场的长期价格发现功能基本市场化。
(2) 短期预测上,银行间债券市场的国债现货利率期限结构更为陡峭。一般情况下,长期利率应该高于短期利率。在图1中,总体来看,长期利率的走势高于短期利率,在中短期有一个较小的弯曲。对比实际和拟合结果,该利率曲线结构反映了市场的实际情况,是一个合理的利率曲线结构。图2中,总体来看,长期利率的走势高于短期利率,在中短期有一个较陡峭的弯曲。但对比实际和拟合结果,我们发现在短期预测上,该利率曲线结构与实际情况仍然存在较大的差异。究其原因,银行间债券市场采用的是询价谈判制度,而非竞价撮合。这使得银行间市场的国债现货利率期限结构拟合可能存在较大的偏差,因为价格在一定程度上不能遵循市场规律。这种较大的偏差我们从图形2上可以看到。
当然我们可以思考选用一种更适合的模型进行拟合,以适合我国的特殊国情。这将是作者下一步的工作方向。
参考文献
[1] 朱世武.金融计算与建模理论、算法与sas程序.北京:清华大学出版社,2008
[2] 商勇.利率期限结构的参数估计方法 .统计与信息论坛.2008,23(3):66-70
国债利率论文篇4
【关键词】银行间债券市场 ;利率期限结构
1 引言
利率期限结构(term structure)是某个时点不同期限的利率所组成的一条曲线，他可以表示为某个时点零息票债券的收益率曲线(yield curve)。由于整个国家宏观经济的运行质量对利率波动极为敏感，因此，一个多世纪以来，在美国等发达国家，利率期限结构一直是金融经济学家最感兴趣的研究主题之一。
就我国而言，我国债券市场主要由银行间债券市场和证券交易所债券市场组成，债券中的绝大部分集中在银行间债券市场交易。近年来，银行间债券市场的现券交易结算量快速发展，以2007年为例，全年银行间现券交易结算量为165915.94亿元，平均单笔交易额已经达到了1.1亿元;交易所债券交易已经逐渐边缘化，每天的成交金额只占银行间债券市场的7%左右。然而，尽管银行间债券市场已在我国资本市场占据了极为重要的作用，但相关的学术研究还相当欠缺，特别在定量研究方面，国内几乎处于空白。因此，本文尝试用定量方法对比分析银行间市场和上交所市场的国债现货利率的期限结构，认识两个市场利率期限结构的差异及关联，这对深入分析中国金融市场具有深刻的理论和实际意义。
2 实证分析及结论
利率期限结构的拟合模型有很多，如多项式样条法、指数样条法及Nelsen-Siegel-Sevensson扩展模型。本文尝试采用Nelsen-Siegel-Sevensson扩展模型，之所以选择这个模型，原因在于Nelsen-Siegel-Sevensson扩展模型是比较成熟的模型，为许多国家及金融机构采用。有关Nelsen-Siegel-Sevensson扩展模型的具体介绍请参考文献。
我们依照Nelsen-Siegel-Sevensson方法分别对2008年8月29日上海证券交易所国债利率期限结构和银行间债券市场国债利率期限结构进行估计，结果如图1、2。
对比图形我们可以得到如下启示:
(1) 长期预测上，银行间债券市场的国债现货利率走势与上海债券市场的国债现货利率走势基本一致。这说明经过十几年的发展，我国银行间国债市场的长期价格发现功能基本市场化。
(2) 短期预测上，银行间债券市场的国债现货利率期限结构更为陡峭。一般情况下，长期利率应该高于短期利率。在图1中，总体来看，长期利率的走势高于短期利率，在中短期有一个较小的弯曲。对比实际和拟合结果，该利率曲线结构反映了市场的实际情况，是一个合理的利率曲线结构。图2中，总体来看，长期利率的走势高于短期利率，在中短期有一个较陡峭的弯曲。但对比实际和拟合结果，我们发现在短期预测上，该利率曲线结构与实际情况仍然存在较大的差异。究其原因，银行间债券市场采用的是询价谈判制度，而非竞价撮合。这使得银行间市场的国债现货利率期限结构拟合可能存在较大的偏差，因为价格在一定程度上不能遵循市场规律。这种较大的偏差我们从图形2上可以看到。
当然我们可以思考选用一种更适合的模型进行拟合，以适合我国的特殊国情。这将是作者下一步的工作方向。
参考文献
[1] 朱世武.金融计算与建模理论、算法与SAS程序.北京:清华大学出版社，2008
[2] 商勇.利率期限结构的参数估计方法 .统计与信息论坛.2008，23(3):66-70
国债利率论文篇5
关键词：可转债定价；Black-Scholes模型；纯债券价值；期权价值；深机转债
一、绪论
（一）研究背景及目的
可转换公司债券，简称“可转债”，是一种与股权相联的债券，具备股票和债券的双重性质，其持有人可以在规定的转换期限内，将债券按既定的转换价格和转换比率转换为公司对应的普通股，享受福利分配和资本增值。
我国第一支上市的可转债是1992年发行的宝安转债，但以转股价过高而夭折。2001年，中国证监会了《上市公司可转换公司债券实施办法》等文件，从政策上保证了可转换公司债券的合法市场地位，标志我国可转换公司债券进入规范发展阶段。证监会于2006年5月颁布了《上市公司证券发行管理办法》，进一步规范了可转债发行的条款细则。在完善的政策指引下，可转债市场的规模不断扩大，截至2015年，我国巳累计发行可转债已有100多只。
可转债的最基本问题是定价问题，由于可转债代表公司对自身未来业绩的期许，因此定价对于公司而言十分重要。定价可以决定公司能否真正降低自身成本，正确的定价能够吸引投资者对发行公司的兴趣加大投资规模。我国可转债市场的飞速发展并未得到相应的理论实证研究的同步支持，因此仍需要以我国可转债市场的实际情况入手进行定价研究。
（二）文献综述
早期可转债定价的理论方法主要来自Black和Schole关于期权及公司债券定价的研究。1977年Ingersoll首次将Black-Scholes（简称B-S）模型应用到可转债定价问题中，并提出了基于公司价值的单因素模型，获得定价解析式，但由于可转债的条款过分复杂，导致解析式的难获得。许多学者在考虑利率、股价、波动率和等多个因素的基础上，提出更为复杂的定价模型。Brennan将利率引入先前的定价模型中，形成公司价值和利率的双因子定价模型。2008年，Paclokovalov则进一步将股价、波动率、利率和信用风险作为四大因素实现可转债价格的估计。
中国学者对可转债定价的研究始于21世纪初，一般是以国外研究方法为参照，进而结合国内实际情况来应用。杨如彦等人选择股票数据作为录入数据，使用CIR利率期限模型建立了双因素模型，结果发现利率对可转债的价格影响甚小。刘毅和陈瑶（2011）在考虑可转债的路径依赖性后使用最小二乘的蒙特卡洛方法进行定价，冯h（2010）使用二叉树对工商银行的可转债进行定价。李茂盛（2012）使用B-S模型和参数模拟理论方法对可转债进行定价，发现理论价格与实际仍有一定偏差。龚其国通过蒙特卡洛方法发现其对可转债的估算效果甚好。
二、定价模型
目前，还没有一个统一的定价模型能够完整地包含所有可能的条款假设。根据可转债的特性，研究中主要针对可转债的期权部分定价，下面介绍蒙特卡洛模拟法及B-S模型。
（一）蒙特卡洛模拟法
蒙特卡洛模拟在进行期权估值时利用风险中性股指结论。通过模拟变量的很多途径，得出风险中性世界的期望损益进而使用无风险利率进行贴现。使用蒙特卡洛进行模拟的步骤如下：（1）模拟股价s的一种随机抽样路径；（2）计算该路径下的衍生品损益；（3）重复前两步得到多组关于衍生品损益的样本；（4）计算样本损益的平均值作为风险中性世界的期望损失估计值；（5）使用无风险利率作为贴现，得到衍生品的估计值。
该方法的优势在于不管损益依赖的s路径如何改变，其只依赖于s的最终价值。当股票的预期收益率和波动率函数十分复杂时，蒙特卡洛的优势更加明显。蒙特卡洛方法适用于欧式期权的定价。
（二）Black-Scholes模型
Black-Scholes模型于20世纪70年代初由Fischer Black、Myron Scholes和Robert Merton共同提出。该模型操作相对简单，称为许多衍生品定价的重要参照模型。
以不支付红利的欧式看涨期权为例。假设股票当前价格为S，股票预期收益率为μ，股票价格波动率为σ，则股票价格遵从几何布朗运动。
若用f表示期权价值，则f必然是S和t的某一函数，因此可以推导出B-S-M微分方程如下：
在0时刻不支付红利的股票欧式看涨的B-S定价公式分别如下：
c=SN（d1 ）-Ke-rTN（d2）
其中r表示无风险利率，K表示执行价格，N（d）表示标准正态分布的累积分布函数。d1和d2计算如下：
d1=ln（SK）+（r+σ22）TσTd2=d1-σT
其中σ表示股价波动率，T是期权到期期限，用年表示。
可转债中的期权部分实际上就是一种看涨期权，因此可以使用B-S定价公式对可转换债券的期权部分定性定价。B-S公式所设计计算相对简单，公式中所用参数大部分可直接在市场中获得，而波动率需要根据需求选择历史波动率或隐性波动率代入计算。该模型对于欧式期权定价尤其合适。
B-S模型属于解析方法，蒙特卡洛方法属于数值方法，蒙特卡洛方法可通过加大运算次数来提高精准度，但在运算过程中工程量相对较大。B-S方法则作为唯一的解析法，解析解本身不会产生误差，但是该方法对于美式期权的处理较为费力，并且需要满足一定的前提条件。
三、可转换债券价值分析
由于B-S作为唯一的解析法，能够得到套期保值参数和杠杆效应的解析表达式，鉴于在我国的特殊情况，本文选择B-S模型进行深机转债的实证研究。
可转换债券相当于一个内嵌看涨期权的金融衍生产品，因此可将可转换债券分解为纯债券价值和期权价值两个部分，可转债的价值由这两部分加总得来。
深机转债的基本资料：1、代码简称：深机转债；2、存续期间（年）：6；3、发行日期：2011-07-15；4、面额：100；5、初始转股价：5.6600；6、票面利率：第一年为0.6%，第二年为0.8%，第三年为1.0%，第四年为1.3%，第五年为1.6%，第六年为1.9%。
以下小节将以深机转债为例对其2014年12月1日进行可转债的价值计算。
（一）纯债券价值
纯债券价值相当于投资于一般债券时可获得的现金流的现值，计算公式如下：
P0=∑t=1nIt（1+r）t+Pt（1+r）t
其中It表示每年利息额度，P0为0时刻债券的现值，Pt表示债券的票面价值，r为贴现率。
深机转债的票面利率采用逐年递增的模式，因没有六年期国债，因此采用2011年起期限与之相近的五年期国债作为贴现率（为6%），由于国债是单利，因此转换为按年度复利的利率为5.26%。计算得出债券的纯债券在发行（2011年）时的价值为79.37元。根据贴现率计算出在2014年12月份时的纯债券价值为92.56元。
（二）期权价值
B-S模型是对期权的一种有效计算方式，根据公式需要对几个参数进行事前设定。（1）转股价格K：深机转债的初始转股价为5.66元/股。该价格可作为期权的执行价格。（2）股价波动率σ：股价波动率σ是估价过程的重要参数。GARCH（广义自回归条件异方差）模型可以很好刻画波动率聚集性，从而对股票价格的波动率产生很好的预测作用。
深机转债对应的股票是深圳机场，可使用深圳机场的股票收盘价数据进行波动率的计算。本文将选用2011年1月4日到2015年5月13日间的1056个收盘价数据作为样本数据，使用EVIEWS软件进行股价波动率的估算。可得波动率方差如下，
等式中参数均显著通过检验，通过GARCH模型所得深圳机场股票价格的波动率为0.351936。
（3）无风险利率r：在本文采用2014年的一年期定期存款利率作为无风险利率3%，转化为连续复利的无风险利率为2.96%。（4）剩余期限T：余期限使用年作为单位，本文以深机转债2014年12月1的转债价值为例，因此剩余期限为2.622263年。（5）转股比例n：转股比例为债券面值/转股价格，则深机转债的转股比例n为100/5.6600=17.6678。即一份债券包括看涨期权17.6678份。
将参数带入B-S定价模型中，得出深机转债的单位期权价值为1.5794，一份债券对应的期权为17.6678份，则单位可转债的可转期权价值为1.5794*17.6678=27.9046。
（三）可转债理论价格
根据3.1和3.2部分计算所得，深机转债在2014年12月1日的理论价格=纯债券价格+期权价值=92.56+27.9046=120.46。当日深机转债的实际股价为117.25，两者存在一定较小误差。
使用蒙特卡洛方法对深机转债进行模拟定价，得出的可转债价值：单位期权为0.2，转股比例为17.6678，期权价值为，可转债价值为96.09，实际价值为117.25。
深机转债使用B-S方法进行期权部分价值计算，所得理论价值与实际价值之间的误差为2.74%，使用蒙特卡洛方法进行同等期权部分价值的估计，所得理论价值与实际价值之间误差为-18.04%，远大于前一种方法所带来误差。
四、结论
根据上节的实证结果可得出如下结论：使用蒙特卡洛容易造成对期权价值的低估，从而导致理论价值相对于实际价值偏低，而是用B-S模型所估算的期权价值相对较高，因此导致其理论价值相对于实际价值偏高，从而造成债券价值的高估。不论是使用哪种方法均会存在一定的估值误差，除了模型本身条件受限外，可能与我国市场的不完整有关。首先是我国的可转债加入了诸如回售权和转股价格调整等，这些会影响到定价的准确性。其次，本文所用的是6年期债券，在估算纯债券的价值时选择的贴现率为5年期国债，不可避免会带来定价的偏差。另外我国的资本市场以中小投资为主，存在很大的投机性，更容易产生波动。
参考文献：
[1] 赵洋， 赵立臣，基于蒙特卡罗模拟的可转换债券定价研究[J]，系统工程学报， 2009，24（5）：621 - 625.
[2] 黄靖贵，杨善朝，冯霞，具有动态信用风险的可转债的定价研究[J]，数理统计与管理， 2008，27（6）：1108 - 1116.
[3] 唐文彬，张小勇， LSM可转债定价模型及其应用研究[J]，财经理论与实践，2008，
[4] 汤洁，B-S模型在可转换债券定价中的应用研究[J]，时代金融，2015第2期
[5] 冒小栋，朱晨晨，我国可转换债券的发展路径即定价研究[J]，时代金融，2014年第4期
国债利率论文篇6
【关键词】优序融资理论 面板数据模型 公司融资需求 滞后关系
一、引言
罗斯（Ross）在优序融资理论的基础上挖掘出理论深层含义，提出了以下三个推论：推论一，公司不存在财务杠杆的目标值。推论二，盈利的公司使用较少的债务。推论三，公司偏好闲置财务资源。学界对于推论二的争议较大，那么推论二在我国上市公司是否成立呢？本文将在考虑融资需求的前提下对我国上市公司进行实证研究。
二、实证分析
（一）指标选取
1.盈利能力指标。本文选取净资产收益率指标ROE衡量公司盈利能力。
2.债务比指标。本文选取带息负债率衡量公司债务水平。
3.公司融资需求指标。文本采用可持续增长率与实践增长率的差值作为衡量公司融资需求的指标。
各指标计算公式如下：
指标名称 代表符号 计算公式
净资产收益率 ROE 净利润/股东权益
带息负债率 Debt 带息负债/全部投入资本（其中：带息负债=负债合计-无息流动负债-无息非流动负债，全部投入资本=股东权益+负债合计-无息流动负债-无息长期负债）
可持续增长率与
实际增长率差值 Need 可持续增长率-实践增长率（其中：可持续增长率=（1-红利支付率）ROE）
（二）样本说明与数据来源
样本选择我国食品饮料行业上市的公司，共计97家，并按照如下标准对样本进行筛选：（1）剔除2006到 2011年间 ST类公司，消除异动数据对研究样本的影响；（2）剔除2006到 2011年间数据缺损的上市公司。经过上述两个步骤，本文最后选取了食品饮料业上市公司59家为研究对象。涉及的数据包括净资产收益率、带息负债率、红利支付率等。数据均来自巨潮资讯网公开的上市公司年报和wind数据库。
（三）模型建立
根据面板数据模型理论并考虑到净资产收益率（ROE）、融资需求（Need）与负债率之间可能的滞后关系，建立以下模型：
其中代表59家公司2007年至2011年的带息负债率，代表59家公司2006年至2010年的净资产收益率，代表59家公司2006年至2010年的融资需求指标。表示上期盈利能力对下期负债率的影响，为正则表明盈利能力与负债率成正相关，符合权衡理论，为负则表明盈利能力与负债率成负相关，符合优序融资理论。表示融资需求对负债率的影响，一般Need值越大，可持续增长率与实践增长率差值越大，公司资金越充足，融资需求越小，所以预判为负值。
三、回归分析
（一）单位根检验和F检验
对面板数据进行单位根检验和F检验， 结果如表1、表2。表1显示3个变量都为平稳序列，面板数据平稳性很好。表2表明应选择面板数据模型中的变截距模型来进行回归分析。
表1 面板数据单位根检验结果
Debt Method Statistic Prob.** sections Obs
Levin， Lin & Chu t* -24.0093 0.0000 59 236
Im， Pesaran and Shin W-stat -4.46068 0.0000 59 236
ADF - Fisher Chi-square 159.107 0.0070 59 236
PP - Fisher Chi-square 190.188 0.0000 59 236
ROE Method Statistic Prob.** sections Obs
Levin， Lin & Chu t* -23.3105 0.0000 59 236
Im， Pesaran and Shin W-stat -3.89468 0.0000 59 236
ADF - Fisher Chi-square 153.664 0.0152 59 236
PP - Fisher Chi-square 202.689 0.0000 59 236
Need Method Statistic Prob.** sections Obs
Levin， Lin & Chu t* -184.213 0.0000 59 236
Im， Pesaran and Shin W-stat -22.0062 0.0000 59 236
ADF - Fisher Chi-square 212.447 0.0000 59 236
PP - Fisher Chi-square 272.224 0.0000 59 236
表2 面板数据模型的F检验结果
F1 F2 F1临界值 F2临界值 模型类型
1.178631 8.493683 1.35 1.22 变截距模型
（二）结果分析
回归结果如下
接近于1，表明模型拟合度很好，且统计显著，表明公司可持续增长率与实际增长率相差越多，公司融资需求越低，符合模型预判。且统计显著，表明公司盈利能力越高，公司负债率越低。验证了优序融资理论的推论二在我国食品饮料行业确实成立。
四、结论
结果表明，在考虑了融资需求的影响后，公司盈利能力仍与负债率呈现反向变动的关系，即公司盈利能力越高，负债率越低，验证了序融资理论推论二符合我国食品饮料行业上市公司现状。说明我国食品饮料行业上市公司在有融资需求时，会首先进行内部融资，当自有资源不能满足其需求时，才进行外部债权融资。
国债利率论文篇7
关键词：资本结构 财务杠杆效应 净资产收益率 资产负债率
自1958年Modigliani与Miller提出著名的MM定理以来，调整资本结构成为提高企业市场价值、实现财务管理目标的经典思路，最佳资本结构决策成为财务管理学界关注的焦点。资本结构的效应，概括起来主要有“财务杠杆效应”与“公司治理效应”两种，我国上市公司的两种效应均比较弱化。针对这一问题，本文选取与国民生活息息相关的家电行业作为研究对象，通过对其最佳资本结构与财务杠杆效应的实证分析，为上市公司合理利用债务融资、动态优化资本结构、发挥财务杠杆效应提供一定参考。
一、研究设计
（一）理论分析 资本结构是指企业全部资本的价值构成及比例关系，其概念有广义和狭义之分。广义的资本结构是指企业全部资本的构成，不仅包括长期资本，还包括流动负债；狭义的资本结构专指长期资本结构，流动负债列入营运资金管理。由于我国上市公司的流动负债在资本来源中约占80%的比重，因此本文所指的资本结构将流动负债考虑在内，运用广义的资本结构概念，以资产负债率作为资本结构的代表指标。财务杠杆效应是指企业通过对资本结构中负债比例的选择而对净资产收益率的影响，关系到股东财富的扩大和企业价值的提升。本文以股东财富的代表指标――净资产收益率最大化作为出发点，对其进行逐项解析，通过公式（1）将资本结构的财务杠杆效应加以定量描述：ROE=■=■×■×（1-T）-■=（1+■）×ROA×（1-T）-■=ROA×（1-T）+■×ROA×（1-T）-■=（ROA+■×ROA-■×Rd）×（1-T）=［ROA+（ROA-Rd）×■］×（1-T）…（1）。
其中：ROE为净资产收益率；Rd为债务利息率；D为债务资本（流动负债与长期负债合计）；E为权益资本（股东权益合计）；V为资本总额；T为企业所得税税率。由公式（1）可以看出：第一，当总资产息税前利润率ROA大于债务利息率Rd时，企业如果适度扩大债务资本比重，就可以进一步提高净资产收益率ROE，使股东财富以更快的速度增长，产生财务杠杆的正效应；第二，当总资产息税前利润率ROA小于债务利息率Rd时，企业如果继续扩大债务资本比重，就会进一步降低净资产收益率ROE，侵蚀股东权益，甚至有可能出现财务危机，产生财务杠杆的负效应；第三，当总资产息税前利润率ROA等于债务利息率Rd时，企业就不能获得财务杠杆效应。但由于借入的债务资本无法增值，企业如果不尽快采取措施扭转这种局面，就会演变为财务杠杆的负效应。净资产收益率作为衡量财务杠杆效应的核心指标，主要受到总资产息税前利润率、债务利息率、债务资本比重等因素的影响。尽管理论分析结果并没有明确指出各因素对净资产收益率的具体影响程度，但为企业适度运用债务融资获取财务杠杆的正效应提供了借鉴思路，也为本文进行财务杠杆效应的实证分析提供了理论基础。公式（1）给出了净资产收益率的理论公式，但在最佳资本结构的实证分析中，需要将理论公式作出一定程度的修正，即只考虑债务资本总额中的有息负债比重，准确客观地揭示出当期债务利息，才能符合企业实务现状。由于我国上市公司极少发行债券融资，因此本文所指的有息负债包括短期借款与长期借款的合计数额。因此，本文将公式（1）变换为公式（2），并且重点研究净资产收益率（代表股东财富和企业价值）与资产负债率（代表资本结构）之间的函数关系，即：ROE=■=■=■×■=（■-■）×■=（ROA-■×P×Rd）×■。
其中：P为有息负债在负债总额中所占的比重；其余同公式（1）。设资产负债率■为ALR，公式（2）可以表达为公式（3）：ROE=（ROA-ALR×P×Rd）×■。从公式（3）可以看出，净资产收益率ROE与资产负债率ALR之间并非简单的单调增减关系，因此有必要进一步讨论。同时，债务利息率与资产负债率有关，通常资产负债率越高，债务利息率随之而增大。利用公式（3）对ALR求导，可以得出公式（4）：■=■×［ROA-P×Rd-P×（1-ALR）×ALR×Rd'（ALR）］。
由于1-T≠0，令■=0，可以得出公式（5）：ROA-P×Rd-P×（1-ALR）×ALR×Rd'（ALR）=0。
为进一步研究净资产收益率与资产负债率的关系， 现对公式（4） 进行二阶求导，得到公式（6）：■=■×［ROA-P×Rd-P×（1-ALR）×ALR×Rd'（ALR）］-■×［-2P×（1-ALR）×Rd（ALR）-P×（1-ALR）×ALR×Rd''（ALR）］。。
为了得到净资产收益率的最大值，需要讨论公式（6）的极值点性质。当■=0时，公式（6）中第一项为0；一般债务利息率具有加速递增的性质，若Rd''（ALR）>0，则公式（6）中第二项小于0，且■
（二）样本选取和数据来源 作为国民经济发展的基础性行业，家电行业正处于快速上升阶段。随着我国全球经济化进程的加快，制造业外向型发展趋势的确立，对家电行业上市公司最佳资本结构及财务杠杆效应的研究具有重要意义。本文考虑到地域分布性、行业代表性以及沪深股市覆盖面等因素，选取了青岛海尔股份有限公司、广东美的电器股份有限公司、四川长虹电器股份有限公司为样本，其基本概况如（表1）所示。这三家样本公司的资本规模较大、财务状况较好、品牌价值较高，均是家电行业的代表性企业，其经验数据能够一定程度上反映出家电行业上市公司当前资本结构的整体状况，从而为本文研究结论的形成提供合理保证。数据来源于上市公司资讯网（省略）、巨潮数据库（省略）。
（三）模型建立和变量定义 为了验证财务杠杆效应，本文设解释变量ALR、ROA、Rd作为自变量，被解释变量ROE作为因变量，由此建立多元回归模型：ROE=?茁0+?茁1×ALR+?茁2×ROA+?茁3×Rd （7）。其中：β0为常数项；β1、β2、β3分别为各解释变量的回归系数。回归变量的定义见（表2）
二、实证结果分析
（一）描述性统计 （表3）描述了样本公司2006年至2009年的资本结构现状，包括债务资本与权益资本、流动负债与长期负债的来源及比例，以此作为最佳资本结构决策、财务杠杆效应分析的基础数据。可以看出，样本公司的流动负债比率严重偏高，基本上保持在95 % 以上，只有四川长虹呈现下降趋势，说明家电业上市公司财务状况不太稳定，需要频繁安排债务清偿而使企业形成财务压力，甚至出现财务危机。与此同时，青岛海尔历年债务资本比重都很低，虽逐年上升，但仍在50%以下，存在强烈股权融资偏好；美的电器资产负债率主要维持在60%以上，尽管2009年略有下降，负债水平依然较高；四川长虹资产负债率稳步上升，由2006年的44.22%上升到2009年的63.23%，负债经营规模在不断扩大。样本公司2006年至2009年财务杠杆效应各变量描述性统计见（表4）。
（二）最佳资本结构实证求解 现以青岛海尔为例，详细论证其最佳资本结构的决策过程。由于我国上市公司短期借款占比很高，因此本文选取商业银行一年期的贷款利率作为债务利息率，并根据中国人民银行公布的“金融机构一年期贷款利率”加权平均得出。以2006年为例，一年期的贷款利率处于国家动态调整过程，1-5月份为5.58%，6-8月份为5.85%，9-12月份为6.12%，由此可得：2006年度的债务利息率=5.58%×■+5.85%×■+6.12%×■=5.83%。理论上，随着资产负债率的上升，债权人面临的违约风险增大，必然要求更高的债务利息率作为补偿，即债务利息率与资产负债率是同向变动的。但当前财务理论并没有提供二者之间具体明确的函数关系。本文通过大样本观测，认为债务利息率Rd与资产负债率ALR之间存在近似的函数关系：Rd=■-b，其中a、b是根据实际情况得出的常数。代入（表5）中的数据，就能推导出青岛海尔2006年至2008年债务利息率和资产负债率的函数关系大致为Rd=■-0.0912，即Rd'（ALR）=■。将其代入公式（5）得到ALR=■，由此可以求出青岛海尔的最佳资产负债率。依据上述求解过程，样本公司2006年至2009年最佳资产负债率见（表6）。需要说明的是，资本结构的确定受到企业内外部诸多因素的共同制约，本文所提出的最佳资本结构决策方法仅考虑了总资产息税前利润率ROA与有息负债比重P两个定量指标，所确定的最佳资产负债率只是大致估算，只有当有息负债比重大于0时该模型才适用。由于青岛海尔在2009年度的有息负债比重为0，从而导致其最佳资产负债率为100%，理论计算结果存在一定程度的不合理性，但从另一方面也说明了青岛海尔当前的资产负债率严重偏低。通过当前资产负债率与最佳资产负债率的对比，样本公司在2006年至2008年资产负债率大都低于最佳水平，表明其当前资本结构中负债规模不足，没有充分发挥债务融资的财务杠杆正效应，净资产收益率还有进一步提高的空间。
（三）回归分析 通过最佳资本结构决策可以看出，样本公司的财务杠杆效应并没有得到充分利用，有必要进一步深入探讨。多元回归分析结果见（表7）至（表9）。由于（表8）中的Significance F值6.52E-06小于给定的显著性水平α=0.05，因此可以判断ROE与ALR、ROA、Rd之间总体上呈显著的线性关系。根据（表9）中的回归系数，可以得出ROE与ALR、ROA、Rd的多元线性回归模型为：ROE=-14.4699+0.2268ALR+2.3529ROA+0.1565Rd。
各回归系数的实际意义为：β1=0.2268表示：在ROA和Rd不变的条件下，样本公司的ALR每增加1%，ROE平均增加0.2268%；β2=2.3529表示：在ALR和Rd不变的条件下，样本公司的ROA每增加1%，ROE平均增加2.3529%；β3=0.1565表示：在ALR和ROA不变的条件下，样本公司的Rd每增加1%，ROE平均增加0.1565%。由于样本公司具有较高的行业代表性，本文将样本公司经验数据的回归分析结果推广到整个家电行业上市公司，进而得出以下研究结论，并对其合理性予以解释：第一，β1=0.2268，小于β2，在一定程度上表明家电行业上市公司的净资产收益率与资产负债率呈正相关关系，且资产负债率对财务杠杆效应的影响程度远远低于总资产息税前利润率。一方面，该行业上市公司如果扩大债务资本比重，就能进一步提高净资产收益率，其资本结构整体上发挥着财务杠杆的正效应；另一方面，实证结果与本文最佳资本结构决策的研究结论相匹配，即该行业上市公司并没有充分发挥债务融资的财务杠杆效应，应合理利用债务资本，适度扩大负债规模，形成最佳资本结构，实现企业价值最大化。第二，β2=2.3529，大于β1与β3，在一定程度上表明家电行业上市公司的净资产收益率与总资产息税前利润率呈正相关关系，且总资产息税前利润率是影响财务杠杆效应的最主要因素。因此，该行业上市公司在资本结构不变的条件下，提高总体资产的利用效率与营运水平，就能增强股东权益的投资回报，同扩大债务资本比重一样，是实现企业价值最大化的两大并行途径。大多数家电行业上市公司的总资产息税前利润率均较高，大都有效利用了整体资产的获利能力来提升企业价值，但还需要进一步增强。第三，β3=0.1565，小于β1与β2，在一定程度上表明家电行业上市公司的净资产收益率与债务利息率呈正相关关系，且债务利息率对财务杠杆效应的影响程度相对较小。一方面，该行业上市公司在债务融资时，即使面临较高的利息率，也可以适度扩大负债规模，只要增加的利息支出小于带来的节税利益，同样能提高净资产收益率，发挥财务杠杆的正效应；另一方面，应考虑到过度负债对企业价值产生的财务杠杆负效应，合理确定最优债务区间，既能充分获取财务杠杆利益，又能有效规避财务风险。
三、结论
本文基于企业价值最大化的理财目标，以净资产收益率最大化为出发点，对我国家电行业上市公司的最佳资本结构及财务杠杆效应进行了实证分析，揭示了财务杠杆效应的影响因素及其相关关系。研究结论对于促进我国上市公司融资方式的理性回归，保证财务杠杆效应的充分发挥具有重要的理论意义与实践价值。
*本文系四川省教育厅重点课题“大股东出资行为及经济后果研究――基于上市公司实施定向增发的经验证据”（项目编号：09S
A042）的阶段性成果
参考文献：
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国债利率论文篇8
［关键词］ 成本理论；最佳资本结构；融资行为；我国上市公司；影响
doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 10. 007
［中图分类号］ F275.3 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1673 - 0194（2012）10- 0012- 04
1 成本理论与最佳资本结构
现代公司企业所有权与控制权的分离，产生了作为契约联接不同利益主体之间的利益冲突，带来了对公司企业价值有不利影响的成本。作为成本理论的创始人，詹森和麦克林把成本理论引入到现代金融理论的框架中，认为大多的债权融资可能会导致资本替代以及管理层与债权人之间的利益冲突。由此，他们提出了在公司过程中存在的两类冲突，即股东与管理层之间的利益冲突和股东与债权人之间的利益冲突。股东与管理层之间的利益冲突表现为管理层无效率的管理行为，由于管理层不是所经营公司的全资股东，他们努力工作所创造的财富并不全归他们所有，所以，他们可能会接受一些并不盈利，甚至对股东财富造成损失的投资项目，企业存在净现金流量时，这种情况更为加剧。他们还会经常到度假胜地开会，拥有豪华的办公室，购买公司专用飞机等，既享受这些奢侈品，又不必承担相应的所有成本，由此产生更多的成本。股东和债权人问题主要表现为资产替代和投资过度，当公司正面临财务危机，债权到期可能无力偿还，且还有一些资金可投资时，就可能从股东角度出发倾向于选择高风险、高回报，甚至净现值为负的投资项目。因为，若投资成功，将产生足够的现金流以偿还负债，其对公司的所有权也能得以保留，且股东获得的收益远大于债权人要求的固定收益。若投资失败，股东所需做的仅是在债务到期无力偿还时，把已没有太大价值的公司交给债权人，从而将股东投资决策的风险和损失全部转移给债权人。而债权人为了在公司发生财务危机后，接管的公司具有更大的清偿价值，自然希望公司选择低风险、净现值为正、且能增加公司市场价值的投资项目，或者把钱留在公司账上。然而，在既定的公司治理机制下，股东可通过其人公司管理层控制公司的投资决策，直到发生财务危机债权人主张债权接管公司为止。在此之前，债权人没有办法阻止股东采取以增加债权人风险为代价获得股东利益的决策。这就是所谓的资产替代和投资过度问题。为了解决这个问题，防止债权人的利益受到损害，债权人往往会在借款时加入一些保护性条款，可以制约管理层从事不利于债权人决策的能力，但同时也会约束管理层做出使公司市场价值增值的决策。这些问题会影响到公司的融资行为，詹森指出，股东与债权人之间的问题会造成较少地使用债权融资，而较多地股权融资又会由于自由现金流量的增加加剧管理层与股东之间的冲突。也就是说，资本结构的改变仅仅是股权成本与债权成本之间的交换，减少股权成本，债权成本相应就会提高，在没有税收的情况下，通过权衡两者利益冲突，得到的总成本最低时的资本结构即为最佳资本结构。詹森和麦克林认为，成本分为两类：①是与股东和管理层之间的利益冲突相关，涉及外部股权融资的外部股权成本，包括关系造成的股权融资价值损失、股东监管效应和股东监管成本；②是与股东和债权人之间的利益冲突相联系，涉及外部债权融资相关的外部债权成本，包括关系造成的债权融资价值损失、债权人监管效应和债权人监管成本。在我国，由于大量国有公司的存在，成本就不仅仅表现为股东与管理层、股东与债权人之间的监控、博弈和福利损失，还表现为各种共谋、寻租及资产的浪费与损失。在组成形式和表现水平上都会超过标准的成本。从形式上，我国上市公司的成本分为国有股权成本、社会股权成本和外部债权成本。
依据成本理论，最佳资本结构是由最优债权和外部股权比率决定的，企业通常采取内部股权、外部股权和外部债权3种融资方式。若给定企业融资数量，假定企业管理者持有的内部股权为S，企业外部人持有的外部股权为G，企业外部投资者所持有的债权数量为B，则企业的股权价值为S＋G，企业总的市场价值为V＝S＋G＋B。为了研究企业负债和外部股权融资最优比率的确定，假定企业的融资规模不变，那么，对于既定规模的企业的实际价值V的高低，将取决于所发生的成本大小。令负债和外部股权融资最优比率B／G＝h，设与外部股权相关成本为ACG（h），与债权融资相关的成本为ACB（h），总成本为ACz＝ACG（h）＋ ACB（h）。股权融资的边际成本为，债权融资的边际成本为。因为股权成本和债权成本反方向变动，可得出＜0，＞0。那么，最佳资本结构应该是总成本最小时的财务杠杆率，也就是边际总成本等于零时的财务杠杆率，即＝0。因为＋＝0，所以，当股权融资的边际成本等于债权融资的边际成本时，总成本最小。图1具体说明了最佳资本结构与成本的关系。
设企业外部股权筹资比率为Gl＝G／（G＋B），图1中企业外部筹资的总成本ACz＝ACG（h）＋ACB（h），随着外部股权筹资比率Gl的上升，外部股权资本的成本也随之提高，而外部债权资本的成本却因此相应下降。当Gl＝0时，即不发行外部股票时，外部股权资本的成本也为0，这时，企业所需的外部资本全部通过发行债券来筹措，债权持有者承担着较大风险，为此，企业将负担外部债权人高昂的监督成本，以及企业重组和破产的成本等，债权成本达到最高水平。当Gl＝100％时，即企业不存在债务成本时，外部债权资本的成本为0，此时，由于缺乏债务契约对管理者的约束和控制，外部股东必然要求对企业管理者实施必要的监督，股权成本达到最大。另一方面，上图也表明，债务成本的使用能起到降低外部相关成本的作用。然而，债务的利用是有限度的，当资本结构中债务增加到某种程度后，债权的边际成本将开始接近并超过股权资本的边际成本，若继续增加债权资本已不利于降低公司总成本，此时，应增加使用股权资本。所以，资本结构成本理论认为，公司的最佳资本结构指的是总成本ACz最小时的最优财务杠杆h（*），在此点上，股权资本的边际成本就等于债权资本的边际成本。
资本结构成本理论作为前沿理论，通过成本将公司治理理论与资本结构理论有效地联系起来，显示出该理论的发展潜力。但是，资本结构成本理论在实际操作中还存在一些问题，主要表现在两个方面，①企业的成本构成复杂，除上述涉及的两大成本外，还存在其他成本，如企业分权管理的成本、职工持股的成本等。②计量企业成本的难度大，计量本身的成本也很高，如支付给有关评信机构的费用等。即使如此，资本结构成本理论对于现代企业治理与发展有着重要的现实意义。
2 基于成本理论的问题对我国上市公司融资行为影响分析
根据成本理论，公司最佳资本结构的形成取决于股权融资与债权融资比率决定的两种成本的平衡，而股东和管理层、债权人和股东之间的问题，即股东与管理层之间的利益冲突和股东与债权人之间的利益冲突，对公司的融资行为具有重大的影响。如詹森指出的，股东与债权人之间的问题会造成较少地使用债权融资，而较多地股权融资又会由于自由现金流量的增加加剧管理层与股东之间的冲突。成本理论认为负债作为一种机制和手段，在减少上述矛盾冲突中有益处，原因在于：①通过运用负债来减少管理层控制的净现金流量；②债务付息是一种硬约束，若将现金用在浪费性的资本支出和日常财务支出上，还款的可能性就会降低，在违约的情况下，债权人会提起破产诉讼来请求其在资产上的权力，经理人等会因此失去暂时性的决策权和永久性的受雇权。在一定程度上，这种威胁会阻止管理层挥霍式投资并致力于提高资产运行效率，增加公司价值。所以，负债的控制作用在于降低管理层所能控制的净现金流量，从而保证管理层行为符合股东目标。因此，若企业实施股权融资，由于股息支付不具有强制性，因此会导致管理者无效率行为上升。反之，若企业采取债权融资，由于债务利息支付的强制性，在一定程度上可抑制管理者的无效率行为。若企业经营过程中产生的自由现金流量较高，则应该增加负债融资，以通过债务利息支付形式将这些自由现金返还给投资者，以免管理者滥用这些自由现金。减少企业自由现金流量的方法包括股利支付和负债。然而，在我国现金股利不是股利分配的主要方式，所以，对我国上市公司来说，减少自由现金流量、约束管理层过度投资的方法应主要是负债。其次，债权融资会造成股东和债权人之间的成本，即在采用债权融资情况下，企业将倾向于投资高风险项目，即使这些项目可能净现值为零，企业未来债权人为防止“资产替代效应”，通常会在债务合同中对企业的投资行为进行限制。为此，成长型企业应尽量避免债权融资，以免由于债务合同对企业投资行为的约束，导致企业被迫放弃有利可图的新的投资机会，而成熟型企业由于缺乏投资机会，且自由现金流量较高，所以，应增加债权融资。为了从成本理论视角考察股东与管理者之间、债权人和股东之间的问题对我国上市公司融资行为的影响，研究自由现金流量、公司成长性与公司融资方式是否相关，本文依据自中国经济金融数据库（CCER）中选择的非金融上市公司类单位数量较多且具有一定代表性的制造业186个，电力、煤气及水的生产和供应业45个，批发和零售贸易业22个，对三类行业里共253个单位2001-2010年的相关数据进行了分析。由于篇幅所限，下面仅对三类企业的253个单位的集合样本进行总体分析，本文运用Excel软件中Correl统计函数计算相关系数R来分析各变量之间是否存在相关关系及存在情况下的相关程度。
设定解释变量X包括自由现金流量（总资产净现金流量率X1、营业收入管理费用率X2）、成长性（营业收入增长率X3、总资产增长率X4）；被解释变量Y为资本结构（资产负债率Y1、资产流动负债率Y2、资产长期负债率Y3）。其分析如表1。
从表1中各相关系数R可看出，解释变量总资产净现金流量率X1与被解释变量资产负债率Y1、资产流动负债率Y2、资产长期负债率Y3存在较高度的负相关关系，这些表明，在自由现金流量增加时，债权融资比例在下降，这给过度投资提拱了机会，也难免会出现一些管理者滥用这些自由资金的情况；营业收入管理费用率X2与资产负债率Y1、资产流动负债率Y2、资产长期负债率Y3都存在较高的正相关关系，反映出营业收入管理费用率越高，选择债权融资的可能性越大的特点。营业收入增长率与资产负债率Y1和资产长期负债率Y3高度正相关，而与资产流动负债率Y2中度相关，这表明大部分公司属于成熟型公司，由于缺乏投资机会，同时，自由现金流量又较高，因此，负债融资随之增加。总资产增长率X4对资产负债率Y1、资产流动负债率Y2都无显著相关性，而与资产长期负债率Y3存在较高的正相关关系，这很可能与公司扩大经营规模，建设期长，而成长期需要较多的长期专用款项有关，但总的来看，具有公司未来成长机会越多，选择股权融资的可能性越大的特征。
3 结论与建议
（1）通过以上分析可看出，我国上市公司融资行为会受到相关问题的影响，具体表现在自由现金流量、企业未来成长性等因素对资本结构的影响，使得股权融资成本与债权融资成本比率随之变动，从而影响着最佳资本结构的形成。同时，也表明成本理论在我国上市公司资本结构决策中有一定的适用性，应将现有的资本结构成本理论正确运用到公司的财务决策中，优化我国上市公司的资本结构，并对政府部门相关政策制定以及管理者进行资本结构的最佳决策都具有重要的理论意义和现实意义。
（2）表中数据结果可看出，我国上市公司存在着增加的自由现金并没有采用负债的方式来减少，这表明由股东与管理层之间的利益冲突和股东与债权人之间的利益冲突所产生的问题很大可能地在影响着公司的融资行为，从而可能会导致公司过度投资或滥用资金，滋生管理层无效率行为，给投资者造成较大损失。因此，应加强对投资者的保护制度，只要投资者能够有效地行使他们对公司决策和管理层的监督权力，就可以在很大程度上预防股东和管理层的冲突，降低成本，并能够制约和协调管理层的融资行为，促使最佳资本结构的形成。
（3）我国现金股利不是股利分配的主要方式，因此，对我国上市公司来说，减少自由现金流量、约束管理层过度投资的方法应主要是负债。虽然，在上述分析中，营业收入管理费用率这部分自由现金流量与负债融资是正相关关系，但明显存在总资产净现金流量率与负债呈负增长态势，没有充分利用债权融资可对成本起一定的制约作用这一功能。因而，应有效地加强利用债权融资，防止“内部人控制”，强化公司治理，降低成本，以此来约束管理层的在职消费或抑制公司的过度投资以及降低信息的不对称等。
（4）相对于银行贷款来说，发行公司债券有其独特的优势，首先它是直接融资，公司债券持有者大部分为法人实体或自然人，产权主体的不同，使公司债券对公司具有相对较强的约束性，如约按时还本付息给作为人的公司管理层带来真正的“破产成本”。因而，公司债券是一种相对较好的改善公司治理结构的融资方式，应加强发展和完善债券市场，提高公司的市场绩效。
主要参考文献
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