閔曉平 羅華興

(1.北京交通大學(xué)中國(guó)產(chǎn)業(yè)安全研究中心博士后科研工作站，北京 100044；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，江西 南昌 330013)

引言

流動(dòng)性是金融市場(chǎng)的重要屬性。已有的研究表明，流動(dòng)性是資產(chǎn)價(jià)格的重要影響因素(Amihud，Mendelson和Pedersen，2005)[3]?？紤]到市場(chǎng)數(shù)據(jù)的可獲得性，早期研究主要集中在股票市場(chǎng)流動(dòng)性效應(yīng)分析上。然而，金融市場(chǎng)實(shí)踐尤其是2008年次貸危機(jī)表明，相比對(duì)其它金融市場(chǎng)的影響，流動(dòng)性對(duì)公司信用類債券市場(chǎng)的影響更大。如果公司債券市場(chǎng)存在顯著流動(dòng)性溢價(jià)，那么流動(dòng)性效應(yīng)對(duì)公司債券價(jià)格的確定，公司信用利差的衡量，公司債券發(fā)行成本以及監(jiān)管部門對(duì)市場(chǎng)的監(jiān)管都具有重要的理論和實(shí)踐意義。

由于公司債券市場(chǎng)流動(dòng)性相對(duì)較差，市場(chǎng)交易數(shù)據(jù)難于獲得。早期研究使用債券年齡、剩余期限、息票利率、發(fā)行量等債券特征作為流動(dòng)性代理變量，或者使用簡(jiǎn)單交易行為變量來(lái)衡量流動(dòng)性。最近文獻(xiàn)中，交易成本和市場(chǎng)沖擊的估計(jì)量被提出用于公司債券市場(chǎng)的流動(dòng)性衡量?；谶@些直接和間接流動(dòng)性衡量，Chen，Lesmond和Wei(2007)[6]，Bao，Pan和Wang(2011)[4]，Dick-Nielsen，F(xiàn)eldhutter和Lando(2012)[7]，F(xiàn)riewald，Jankowitch和Subrahmanyam(2012)[10]和朱如飛(2013)[21]等證實(shí)公司債券市場(chǎng)存在流動(dòng)性水平導(dǎo)致的流動(dòng)性溢價(jià)。

在流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)方面，Houweling，Mentink和Vorst(2005)[12]使用Fama-French兩因子證實(shí)公司債券流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)未被定價(jià)的原假設(shè)被拒絕。Acharya，Amihud和Bharath(2013)[1]采用機(jī)制轉(zhuǎn)換模型證實(shí)公司債券收益對(duì)股票和國(guó)債市場(chǎng)流動(dòng)性沖擊存在暴露，公司債券收益中存在時(shí)變流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。Lin，Wang和Wu(2011)[15]在Fama-French股票三因子的基礎(chǔ)上，增加違約、期限和流動(dòng)性因子，發(fā)現(xiàn)公司債券收益對(duì)違約因子、期限因子及流動(dòng)性因子都很敏感，并且這三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因子都被定價(jià)。He和Milbradt(2014)[11]構(gòu)建了公司債券定價(jià)模型，提出流動(dòng)性和違約之間存在的正反饋環(huán)。李少華和程遠(yuǎn)杰(2014)[17]基于結(jié)構(gòu)化模型分析了企業(yè)債券流動(dòng)性溢價(jià)。Chen，etc.(2015)[5]引入宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)來(lái)捕捉違約風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)序變化和經(jīng)濟(jì)周期上的違約與流動(dòng)性的相互作用。

上述研究表明，公司債券市場(chǎng)存在顯著的流動(dòng)性水平和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的流動(dòng)性溢價(jià)。然而，現(xiàn)有對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)的規(guī)模及其變化規(guī)律的研究還有待深入。另外，已有研究在流動(dòng)性衡量選取上沒(méi)有深入考慮流動(dòng)性多維度的內(nèi)涵，即有的流動(dòng)性衡量反映流動(dòng)性某單一維度內(nèi)涵，有的流動(dòng)性衡量反映流動(dòng)性多個(gè)維度內(nèi)涵(閔曉平，羅華興和呂江林，2015；閔曉平和羅華興，2016)[18][19]。再者，我國(guó)公司債券市場(chǎng)處于起步發(fā)展階段，流動(dòng)性對(duì)公司債券的影響可能與西方發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)有所不同。因此，有必要選用反映不同維度內(nèi)涵的流動(dòng)性衡量，對(duì)我國(guó)公司債券市場(chǎng)流動(dòng)性溢價(jià)存在性，規(guī)模及其變化規(guī)律進(jìn)行分析。

資產(chǎn)定價(jià)模型

金融資產(chǎn)定價(jià)的第一定理是無(wú)套利定價(jià)?；谔桌▋r(jià)理論的資產(chǎn)定價(jià)模型在直覺(jué)上非常吸引人且比較簡(jiǎn)單，但它本身不能確定風(fēng)險(xiǎn)因子具體是什么(王江，2006)[20]。在公司債券資產(chǎn)定價(jià)模型方面，F(xiàn)ama和French(1993)[9]研究表明，除了低級(jí)別公司債券外，期限因子和違約因子可以捕捉幾乎所有債券收益的共同變化。Lin，Wang和Wu(2011)[15]研究認(rèn)為用于反映股票收益共同變化的市場(chǎng)資產(chǎn)組合因子，市值因子和賬面市值比因子也應(yīng)該融入公司債券定價(jià)模型中。此外，大量研究表明，公司債券流動(dòng)性水平和公司債券市場(chǎng)系統(tǒng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司債券價(jià)格存在顯著影響，公司債券定價(jià)模型中應(yīng)該包括流動(dòng)性水平和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)雙重效應(yīng)導(dǎo)致的溢價(jià)部分。流動(dòng)性水平使用交易成本代理，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)用流動(dòng)性因子代理。

假設(shè)資產(chǎn)收益可以由一個(gè)線性因子模型(公式1)表示：

式中，ri表示資產(chǎn)i(i=1,2,…,N)的收益；F表示風(fēng)險(xiǎn)因子向量，反映資產(chǎn)i承擔(dān)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)；βi表示因子載荷向量，反映資產(chǎn)i承擔(dān)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的大小；εi表示與因子風(fēng)險(xiǎn)無(wú)關(guān)的剩余風(fēng)險(xiǎn)，反映資產(chǎn)i承擔(dān)的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，假設(shè)：E(εi=0)?；谫Y產(chǎn)定價(jià)的基本原理，在資產(chǎn)價(jià)格處于無(wú)極限套利狀態(tài)，或者滿足相關(guān)假設(shè)前提下，套利定價(jià)理論成立1：

式中，rf表示無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，λ表示因子溢價(jià)向量，反映因子風(fēng)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)價(jià)格。

基于回歸的線性因子的檢驗(yàn)有兩種方法：時(shí)間序列回歸和橫截面回歸(Cochrane, 2005)[13]。當(dāng)因子是回報(bào)時(shí)，可以使用時(shí)間序列回歸方法；存在非回報(bào)因子時(shí)，需使用兩步回歸估計(jì)。第一步先使用時(shí)間序列回歸估計(jì)出因子載荷：

式中rit表示資產(chǎn)i在時(shí)間t(t=1,…,T)的資產(chǎn)收益，νit表示誤差項(xiàng)。然后第二步以第一步回歸獲得的因子載荷為自變量進(jìn)行回歸：

式中，αi表示定價(jià)誤差。Fama和MacBeth(1973)[8]提出對(duì)公式(4)進(jìn)行檢驗(yàn)的經(jīng)典程序(下文稱為Fama-MacBeth方法)：在每個(gè)時(shí)間t進(jìn)行橫截面回歸，

式中，因子載荷由時(shí)間t前滾動(dòng)若干年時(shí)間窗口樣本或全樣本時(shí)間序列回歸獲得。溢價(jià)向量估計(jì)為各個(gè)時(shí)間t橫截面回歸溢價(jià)向量估計(jì)的均值：

具體代入相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)因子，公司債券資產(chǎn)定價(jià)實(shí)證模型為：

式中，M表示市場(chǎng)資產(chǎn)組合因子；S表示市值因子；H表示賬面市值比因子；D表示違約因子；T表示期限因子；L表示流動(dòng)性因子；cit表示交易成本，反映流動(dòng)性水平。

數(shù)據(jù)和變量說(shuō)明

一、數(shù)據(jù)

研究涉及Fama-French股票三因子數(shù)據(jù)，國(guó)債即期利率期限結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，公司債券數(shù)據(jù)和國(guó)債數(shù)據(jù)。Fama-French股票三因子為流通市值加權(quán)的A股市場(chǎng)三因子月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于銳思數(shù)據(jù)庫(kù)。國(guó)債即期利率期限結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來(lái)自Wind資訊金融終端。

公司債券數(shù)據(jù)包括公司債券信息和交易數(shù)據(jù)，樣本期間為2007年10月12日～2013年12月31日。公司債券信息來(lái)自Wind資訊金融終端。交易數(shù)據(jù)包括日行情數(shù)據(jù)及高頻逐筆成交數(shù)據(jù)，來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心。我國(guó)公司債券交易市場(chǎng)由上海證券交易所市場(chǎng)和深圳證券交易所市場(chǎng)組成。兩個(gè)市場(chǎng)開(kāi)始提供Level-2逐筆成交數(shù)據(jù)的時(shí)間不同，上交所市場(chǎng)高頻逐筆成交數(shù)據(jù)樣本期間為2007年10月12日～2013年12月31日，深交所市場(chǎng)的樣本期間為2010年5月4日～2013年12月31日。去除浮動(dòng)利率債券及含特殊條款的債券，存在日行情數(shù)據(jù)和高頻逐筆成交數(shù)據(jù)的債券共173只。

國(guó)債數(shù)據(jù)包括中債記賬式國(guó)債債券信息及日行情數(shù)據(jù)，來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心，樣本期間為2007年10月12日～2013年12月31日。去除浮動(dòng)利率債券后，共有205只國(guó)債發(fā)生交易。將公司債和國(guó)債交易數(shù)據(jù)中剩余期限小于1年的數(shù)據(jù)剔除。

二、模型變量

資產(chǎn)收益可用持有期收益和到期收益表示。股票無(wú)法獲得到期收益，故一般采用持有期收益。而對(duì)于債券，由于未來(lái)現(xiàn)金流相對(duì)固定，到期收益率容易獲得。由于到期收益率計(jì)算對(duì)交易信息量要求低，故使用到期收益率比使用持有期收益能獲得更多信息來(lái)研究資產(chǎn)收益規(guī)律。公司債及國(guó)債到期收益率數(shù)據(jù)來(lái)自于日行情數(shù)據(jù)，采用每月月末到期收益率。

理論上無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率是基于連續(xù)復(fù)利的期限為零的瞬時(shí)利率。在實(shí)踐中，往往使用國(guó)債即期利率期限結(jié)構(gòu)中的短期利率來(lái)代理。因?yàn)槲覈?guó)公司債券市場(chǎng)是在上海和深圳證券交易所交易，而這兩個(gè)市場(chǎng)的太短的短期利率容易受股票市場(chǎng)的發(fā)行和交易沖擊，波動(dòng)劇烈，使用1個(gè)月期國(guó)債即期利率作為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率代理。

公司債券具有不同期限，其收益除受利率期限結(jié)構(gòu)水平影響外，還受利率期限結(jié)構(gòu)坡度影響。利率期限結(jié)構(gòu)水平由無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率代理，坡度由期限因子代理。概念上，期限因子等于長(zhǎng)期即期利率與短期即期利率之差。在相對(duì)不成熟和存在市場(chǎng)分割的國(guó)債市場(chǎng)，采用長(zhǎng)期國(guó)債組合的到期收益率計(jì)算期限因子比較可靠。因此，用剩余期限在10～15年范圍內(nèi)的所有國(guó)債月度到期收益率的均值與該月無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率之差來(lái)測(cè)度期限因子。違約因子反映違約風(fēng)險(xiǎn)，使用剩余期限在1～15年范圍內(nèi)的所有公司債月度到期收益率均值與對(duì)應(yīng)期限范圍國(guó)債月度到期收益率均值的差來(lái)代理違約因子。

采用GARCH(1,1)模型對(duì)系統(tǒng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行估計(jì)。首先，使用每周所有債券流動(dòng)性水平的算數(shù)平均值來(lái)代理周度市場(chǎng)總流動(dòng)性水平：

lqit為債券i在t周的流動(dòng)性衡量，LQt為t周市場(chǎng)總流動(dòng)性。在計(jì)算市場(chǎng)總流動(dòng)性的過(guò)程中，先對(duì)個(gè)體流動(dòng)性進(jìn)行篩選，個(gè)體流動(dòng)性全部樣本的5～95%納入計(jì)算，以排除異常值的影響。然后，使用GARCH(1,1)模型周度總市場(chǎng)流動(dòng)性LQt時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，獲得條件異方差周度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，把每月最后一周對(duì)應(yīng)的條件異方差代理該月的系統(tǒng)流動(dòng)性因子風(fēng)險(xiǎn)。

在流動(dòng)性水平衡量上，分別使用成交規(guī)模、成交時(shí)間間隔、Roll(1984)[16]衡量來(lái)反映流動(dòng)性數(shù)量、速度和價(jià)格維度內(nèi)涵，使用Amihud(2002)[2]衡量反映流動(dòng)性多維度內(nèi)涵。成交規(guī)模是每月所有逐筆成交規(guī)模的算術(shù)平均值(下文用Vol表示，單位：百萬(wàn)元)。成交時(shí)間間隔是每月所有逐筆相鄰交易之間時(shí)間間隔長(zhǎng)度的算術(shù)平均值(下文用TS表示，單位：天)2。

Roll(1984)[16]基于買賣價(jià)差而產(chǎn)生的價(jià)格彈跳現(xiàn)象，提出使用相鄰交易價(jià)格變化的自協(xié)方差來(lái)估計(jì)買賣價(jià)差(下文稱為Roll衡量)：

式中，Δpt=lnpt-lnpt-1，表示相鄰交易價(jià)格自然對(duì)數(shù)的差；Cov表示協(xié)方差3?；诟哳l數(shù)據(jù)計(jì)算Roll衡量時(shí)，相鄰交易價(jià)格是指逐筆相鄰交易價(jià)格4。Roll除了反映流動(dòng)性價(jià)格維度流動(dòng)性水平外，還用于代理流動(dòng)性水平對(duì)應(yīng)的交易成本。

Amihud(2002)[2]使用一個(gè)價(jià)格沖擊指標(biāo)來(lái)比較全面地衡量了流動(dòng)性的多個(gè)維度內(nèi)涵(下文稱為Amihud衡量)：

式中，rt=Δpt，表示債券在時(shí)間t完成交易所對(duì)應(yīng)的連續(xù)復(fù)利回報(bào)率，vt表示債券在時(shí)間t的成交額，單位為百萬(wàn)元，T表示計(jì)算指標(biāo)的樣本數(shù)量。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、基于多維度流動(dòng)性衡量

考慮到流動(dòng)性多維度內(nèi)涵，使用Amihud衡量對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)進(jìn)行分析。先對(duì)(9)式進(jìn)行全樣本回歸，對(duì)公司債券收益對(duì)各風(fēng)險(xiǎn)因子的敏感性進(jìn)行檢驗(yàn)，使用對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行4階滯后Newey-West修正的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。由于我國(guó)公司債券市場(chǎng)是個(gè)新興市場(chǎng)，有些公司債券進(jìn)入市場(chǎng)交易的時(shí)間較短，為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，要求進(jìn)入回歸分析的債券至少有36個(gè)月的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，最終有32只債券進(jìn)入分析。表1提供了包括Fama-French三因子的六因子回歸結(jié)果和僅僅包括違約因子、期限因子和流動(dòng)性因子的三因子回歸結(jié)果。表1中結(jié)果顯示，資產(chǎn)組合因子、市值因子和賬面市值比因子的貝塔值不顯著，六因子的修正R2與三因子的修正R2很接近，公司債券不承擔(dān)Fama-French三因子代理的因子風(fēng)險(xiǎn)。

表1 基于多維度流動(dòng)性衡量的個(gè)體債券β值統(tǒng)計(jì)

進(jìn)一步使用Fama-MacBeth方法進(jìn)行橫截面回歸，使用對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行4階滯后Newey-West修正的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行時(shí)間序列顯著性檢驗(yàn)?；诿绹?guó)公司債券市場(chǎng)，Lin，Wang和Wu(2011)[15]使用5年窗口期進(jìn)行滾動(dòng)回歸，每個(gè)窗口期進(jìn)入時(shí)間序列回歸的債券至少15個(gè)月有數(shù)據(jù)?？紤]到我國(guó)公司債券市場(chǎng)建設(shè)時(shí)間比較短，使用3年窗口期，窗口期內(nèi)至少15個(gè)月數(shù)據(jù)進(jìn)行滾動(dòng)回歸。滾動(dòng)回歸出的β值樣本區(qū)間為2010年10月～2013年12月。

基于公式(10)，不考慮流動(dòng)性水平的影響，即假設(shè)cit=0，僅考慮違約因子、期限因子和流動(dòng)性因子，以窗口期時(shí)間序列回歸獲得的β為自變量進(jìn)行橫截面回歸?；貧w要求每個(gè)橫截面至少15只債券，最終進(jìn)入分析的橫截面有37個(gè)，樣本區(qū)間為2010年12月～2013年12月，共有95只債券進(jìn)入了分析。表2提供的因子溢價(jià)回歸結(jié)果顯示，違約因子、期限因子和流動(dòng)性因子的因子溢價(jià)均很顯著，說(shuō)明除了存在違約溢價(jià)和期限溢價(jià)外，我國(guó)公司債券價(jià)格中包含流動(dòng)性溢價(jià)。

二、基于單維度流動(dòng)性衡量

流動(dòng)性存在數(shù)量、速度和價(jià)格等三個(gè)維度，三個(gè)維度的統(tǒng)一才全面反映流動(dòng)性。但在流動(dòng)性實(shí)證衡量中，常常采用反映某一個(gè)維度的衡量來(lái)測(cè)定流動(dòng)性。那么，在流動(dòng)性溢價(jià)研究中，基于單維度流動(dòng)性衡量的研究結(jié)果是否可靠呢？表3提供了分別基于反映數(shù)量、速度和價(jià)格維度內(nèi)涵的單維度衡量的全樣本估計(jì)的貝塔值。表中信息說(shuō)明，三個(gè)單維度衡量回歸中，修正R2相當(dāng)且與多維度衡量回歸的相當(dāng)，違約因子和期限因子均很顯著，但流動(dòng)性因子只在反映價(jià)格維度的衡量回歸中顯著。

表2 基于多維度流動(dòng)性衡量的因子溢價(jià)回歸結(jié)果

表3 基于單維度流動(dòng)性衡量的個(gè)體債券β值統(tǒng)計(jì)

同時(shí)，表4的因子溢價(jià)回歸結(jié)果也說(shuō)明，違約因子和期限因子溢價(jià)均顯著，流動(dòng)性因子溢價(jià)只在反映價(jià)格維度的衡量回歸中顯著。上述結(jié)果說(shuō)明，使用交易數(shù)量和交易速度型流動(dòng)性衡量指標(biāo)無(wú)法捕獲流動(dòng)性溢價(jià)。使用價(jià)格型流動(dòng)性衡量雖然可以捕獲流動(dòng)性溢價(jià)，但相比多維度流動(dòng)性衡量，無(wú)論是流動(dòng)性因子和流動(dòng)性因子溢價(jià)規(guī)模，還是兩者的顯著性上都更小。因此，進(jìn)行流動(dòng)性溢價(jià)分析，最好使用反映多維度內(nèi)涵的流動(dòng)性衡量。

三、考慮流動(dòng)性水平

表2和表4顯示，截距項(xiàng)顯著不為零，說(shuō)明還有其它因素系統(tǒng)影響公司債券價(jià)格。在上述回歸中，未考慮的一個(gè)重要因素是流動(dòng)性水平。在非完美的金融市場(chǎng)，不同層次的流動(dòng)性水平對(duì)應(yīng)不同的交易成本。在成熟公司債券市場(chǎng)，理論和實(shí)務(wù)界開(kāi)發(fā)了大量的交易成本估計(jì)方法。但在我國(guó)公司債券市場(chǎng)上，上市交易債券數(shù)量比較少，交易相對(duì)清淡，市場(chǎng)效率相對(duì)較低，復(fù)雜的交易成本估計(jì)方法適用性較差5。一個(gè)適用性較強(qiáng)，精確度有保證的方法是基于Roll衡量的有效價(jià)差估計(jì)。即使使用Roll衡量，仍存在極少數(shù)進(jìn)入橫截面回歸的債券在該月無(wú)月度數(shù)據(jù)。這種情形發(fā)生時(shí)，采用該債券全樣本數(shù)據(jù)估計(jì)的Roll衡量作為該債券該月的交易成本。

表4 基于單維度流動(dòng)性衡量的因子溢價(jià)回歸結(jié)果

表5 考慮流動(dòng)性水平的回歸結(jié)果

表5提供了公式(10)右邊變量扣減了交易成本的Fama-MacBeth回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，考慮了流動(dòng)性水平后，除了交易數(shù)量型衡量外，截距項(xiàng)不再顯著，流動(dòng)性因子溢價(jià)更加顯著，規(guī)模也更大，說(shuō)明表2和表4中截距項(xiàng)包含流動(dòng)性成本部分。但是，違約因子溢價(jià)和期限因子溢價(jià)變?yōu)椴伙@著了，原因是交易成本的估計(jì)精確度不夠，以至于交易成本包括了其它信息。這個(gè)問(wèn)題有待于將來(lái)我國(guó)公司債券市場(chǎng)發(fā)展更成熟了，能夠進(jìn)行更精確交易成本衡量后進(jìn)行研究。交易數(shù)量型衡量回歸截距項(xiàng)數(shù)值下降，但仍然顯著，原因可能是交易數(shù)量不適合衡量流動(dòng)性(Johnson，2008)[14]。

四、流動(dòng)性溢價(jià)及其動(dòng)態(tài)特征

流動(dòng)性溢價(jià)包括流動(dòng)性水平和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司債券收益的影響成分?；诒?和表2信息，并假設(shè)截距項(xiàng)表示流動(dòng)性水平對(duì)應(yīng)的流動(dòng)性成本，可以估計(jì)兩種流動(dòng)性溢價(jià)?；谌蜃踊貧w，超額回報(bào)均值等于320個(gè)基點(diǎn)，截距項(xiàng)等于130個(gè)基點(diǎn)，對(duì)應(yīng)超額回報(bào)40.63%，流動(dòng)性溢價(jià)均值等于流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)因子均值和因子溢價(jià)的乘積，即等于20個(gè)基點(diǎn)，對(duì)應(yīng)超額回報(bào)6%。因此，從總體上看，流動(dòng)性效應(yīng)主要是流動(dòng)性水平導(dǎo)致的，流動(dòng)性溢價(jià)影響較小但不能忽略。

接著分析流動(dòng)性溢價(jià)的變化規(guī)律，只分析基于多維度流動(dòng)性衡量三因子回歸的情形。在每個(gè)橫截面，取各債券Roll衡量值的平均值代理市場(chǎng)流動(dòng)性交易成本水平。同樣，使用不扣減交易成本的橫截面回歸的因子溢價(jià)與窗口期估計(jì)貝塔的乘積計(jì)算各債券的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，取各債券風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的平均值代理市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。圖1顯示了通過(guò)上述方法獲得違約風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。圖中信息顯示，流動(dòng)性溢價(jià)是時(shí)變的。雖然在大多數(shù)時(shí)候，流動(dòng)性溢價(jià)比較小且運(yùn)動(dòng)平穩(wěn)，但在2011年6～12月和2013年1～12月，流動(dòng)性溢價(jià)出現(xiàn)兩次大幅攀升。雖然隨著流動(dòng)性溢價(jià)上升，違約溢價(jià)也出現(xiàn)大幅攀升，但兩次運(yùn)動(dòng)特征有所不同。

圖1 流動(dòng)性水平和流動(dòng)性溢價(jià)時(shí)間序列圖

2011年第二季度末，云南省地方政府融資平臺(tái)債務(wù)危機(jī)引發(fā)了城投債信用危機(jī)，并將風(fēng)險(xiǎn)傳遞到整個(gè)公司信用類債券市場(chǎng)。2011年9月26～30日，我國(guó)交易所公司信用類債券市場(chǎng)出現(xiàn)了斷崖式殺跌行情。雖然2011年第二季度市場(chǎng)交易成本并未上漲，但是違約溢價(jià)上升卻引發(fā)了流動(dòng)性溢價(jià)上升。圖1顯示，2011年下半年期間，違約溢價(jià)領(lǐng)先于流動(dòng)性溢價(jià)出現(xiàn)攀升，而且攀升幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了流動(dòng)性溢價(jià)的攀升幅度。但與此同時(shí)，市場(chǎng)交易成本卻未出現(xiàn)明顯上升。

2013年第二季度末我國(guó)出現(xiàn)“錢荒”事件。2013年6月19日，由于存在資金缺口未補(bǔ)上，全國(guó)銀行間市場(chǎng)被迫延遲半小時(shí)關(guān)閉。次日，全國(guó)銀行間市場(chǎng)隔夜拆放利率升至13.444%，銀行間隔夜回購(gòu)利率最高達(dá)到史無(wú)前例的30%。流動(dòng)性短缺金融機(jī)構(gòu)的集中資產(chǎn)拋售，造成隨后兩個(gè)交易日股票市場(chǎng)恐慌性暴跌，金融市場(chǎng)出現(xiàn)流動(dòng)性危機(jī)。圖1顯示，流動(dòng)性溢價(jià)領(lǐng)先于違約溢價(jià)出現(xiàn)攀升。同時(shí)，市場(chǎng)交易成本也出現(xiàn)上升，且在6月份達(dá)到峰值。與2011年不同的是，違約溢價(jià)攀升幅度也較小。雖然在攀升起步階段，違約溢價(jià)攀升幅度超過(guò)流動(dòng)性溢價(jià)，但后來(lái)流動(dòng)性溢價(jià)出現(xiàn)長(zhǎng)時(shí)間持續(xù)攀升，且攀升幅度超過(guò)了違約溢價(jià)。

根據(jù)上述分析，以2011年6～12月為樣本期間，以流動(dòng)性溢價(jià)為應(yīng)變量，違約溢價(jià)、Roll衡量和債券剩余到期期限為自變量進(jìn)行面板回歸。以2013年1～12月為樣本期間，以違約溢價(jià)為應(yīng)變量，流動(dòng)性溢價(jià)、Roll衡量和債券剩余到期期限為自變量進(jìn)行面板回歸。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，面板回歸均應(yīng)采用個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)模型。表6回歸結(jié)果顯示，第一個(gè)樣本期間，違約溢價(jià)對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)存在顯著正向影響，流動(dòng)性水平和債券剩余期限對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)不存在顯著影響；第二樣本期間，流動(dòng)性溢價(jià)對(duì)違約溢價(jià)存在顯著正向影響，流動(dòng)性水平和債券剩余期限對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)不存在顯著影響。

表6 流動(dòng)性溢價(jià)和違約溢價(jià)的關(guān)系

實(shí)證結(jié)果說(shuō)明，流動(dòng)性對(duì)我國(guó)公司債券的影響與發(fā)達(dá)國(guó)家公司債券市場(chǎng)類似，在大多數(shù)時(shí)候，流動(dòng)性溢價(jià)比較小，但在信用或流動(dòng)性危機(jī)期間，流動(dòng)性溢價(jià)和違約溢價(jià)同時(shí)大幅上升(Dick-Nielsen，F(xiàn)eldhutter 和Lando，2012[7]；Friewald，Jankowitch和Subrahmanyam，2012)[19][10]。同時(shí)，實(shí)證也證明了He和Milbradt(2014)[11]理論模型的推論：流動(dòng)性和違約之間存在的正反饋環(huán)。除了流動(dòng)性驅(qū)動(dòng)的純流動(dòng)性溢價(jià)外，流動(dòng)性溢價(jià)還包括違約驅(qū)動(dòng)的流動(dòng)性溢價(jià)，除了違約驅(qū)動(dòng)的純違約溢價(jià)外，違約溢價(jià)還包括流動(dòng)性驅(qū)動(dòng)的違約溢價(jià)。由于存在流動(dòng)性供給和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)之間的權(quán)衡，流動(dòng)性和違約之間存在正反饋關(guān)系時(shí)，債券期限對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)和違約溢價(jià)影響會(huì)因?yàn)閮煞N相互抵消的作用而變得不顯著。

結(jié)論

流動(dòng)性水平和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)對(duì)公司債券的影響對(duì)公司債務(wù)融資成本確定，公司債券市場(chǎng)定價(jià)，以及市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)構(gòu)對(duì)公司債券市場(chǎng)的監(jiān)管有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。基于無(wú)套利原理，構(gòu)建線性多因子定價(jià)模型，考慮Fama-French股票三因子和債券兩因子條件下，使用Fama-MacBeth方法對(duì)流動(dòng)性水平和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的公司債券流動(dòng)性溢價(jià)進(jìn)行了實(shí)證分析。實(shí)證研究中，分別使用成交規(guī)模、成交時(shí)間間隔、Roll衡量分別反映流動(dòng)性數(shù)量、速度和價(jià)格維度內(nèi)涵；使用Amihud衡量反映流動(dòng)性多維度內(nèi)涵。

基于Amihud衡量的研究結(jié)果表明，F(xiàn)ama-French股票三因子對(duì)公司債券價(jià)格不存在顯著影響。公司債券收益中包含F(xiàn)ama-French違約因子和期限因子代理的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。在控制了股票三因子和債券兩因子條件下，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的流動(dòng)性溢價(jià)對(duì)公司債券超額回報(bào)存在正的顯著影響。進(jìn)一步考慮流動(dòng)性水平影響后，回歸截距項(xiàng)不顯著，債券兩因子顯著性下降，但流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致溢價(jià)的顯著性上升，說(shuō)明流動(dòng)性水平對(duì)公司債券收益存在正的顯著影響。當(dāng)采用單維度流動(dòng)性衡量時(shí)，違約因子和期限因子顯著性變化不大，但流動(dòng)性溢價(jià)的顯著性下降，以至于只有基于反映價(jià)格維度內(nèi)涵的Roll衡量的流動(dòng)性溢價(jià)顯著。

基于Amihud衡量和Fama-MacBeth方法，對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)的動(dòng)態(tài)特征進(jìn)行了研究。結(jié)果表明，與發(fā)達(dá)國(guó)家公司債券市場(chǎng)類似，在正常時(shí)期，基于流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的流動(dòng)性溢價(jià)比較小，但在信用和/或流動(dòng)性危機(jī)期間，流動(dòng)性溢價(jià)和違約溢價(jià)會(huì)出現(xiàn)大幅上升，流動(dòng)性和違約之間存在的正反饋環(huán)，信用風(fēng)險(xiǎn)會(huì)引致流動(dòng)性溢價(jià)，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)引致違約溢價(jià)。由于存在互相抵消的兩種效應(yīng)，債券期限對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)不存在顯著影響。

注釋

1.具體假設(shè)見(jiàn)王江(2006)第221頁(yè)定理14.5。

2.時(shí)間間隔計(jì)算不包括非交易日時(shí)間，僅僅計(jì)算交易日時(shí)間。如周五與下周一間隔時(shí)間為1天，而非3天。

3.交易價(jià)格自然對(duì)數(shù)變化的協(xié)方差計(jì)算出來(lái)的是連續(xù)復(fù)利方式表示的相對(duì)買賣價(jià)差。

4.不特別說(shuō)明，相鄰交易的成交時(shí)間間隔均不超過(guò)24小時(shí)。

5.不依賴于模型的交易成本估計(jì)是基于做市商買賣報(bào)價(jià)差。但我國(guó)公司債券市場(chǎng)做市商數(shù)量較少，做市能力較差和被做市債券數(shù)目不多，買賣報(bào)價(jià)差估計(jì)交易成本的效力低。