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资本管制下国债流动性对汇率波动的影响

2021-12-03司燕冉

华东经济管理 2021年12期
关键词:国债流动性波动

王 涛,司燕冉

(北京工业大学 经济与管理学院,北京 100124)

一、引 言

自20 世纪90 年代以来,人民币汇率制度经历了多次调整和改革,在推动中国经济改革与发展方面发挥了积极作用。随着国内金融市场开放程度的不断加深和人民币国际化进程的逐步推进,国际国内市场的双向联动特征日趋明显,国内金融市场与外汇市场之间的联系也显著增强。中国国债市场作为金融市场的重要组成部分,近年来发展尤其迅速。据中国人民银行统计数据显示,截至2021 年3 月,中国国债市场托管余额已达46.77 万亿元人民币,且呈现急剧扩张的趋势。

虽然新冠肺炎疫情对中国经济发展造成的负面冲击尚未完全消退,但是国债抗风险能力强、相对利率较高的特征极大地增强了该金融产品对国内国际投资者的吸引力。国债市场的繁荣能够有效推动经济复苏和金融市场的健康发展,特别是在负利率时代背景下,债券市场融资方式有助于打破中国经济发展面临的融资困境,进一步推动资本的有效配置。国债市场发展越成熟,越能够抵抗不利冲击,进而为国际资金的流动提供良好的路径,避免人民币汇率巨大波动影响经济发展。

目前,国债市场流动性不足是中国金融市场建设中面临的突出问题,正成为制约我国国债市场进一步发展的关键桎梏。国债市场流动性不足势必影响国际资本的流动,进而对人民币汇率波动产生影响。在国债市场快速发展的背景下,探究国债市场流动性对人民币汇率波动的影响,有助于明确国债市场发展方向,更好地规避汇率风险,推动中国经济健康发展。同时,研究国债市场流动性对汇率波动的影响,促进国债市场与外汇市场之间的协同高效发展,对于加快经济“双循环”建设、构建金融高水平双向开放格局具有重要战略意义。

本文包含五部分内容:一是引言,介绍研究背景、研究意义以及文章结构;二是文献综述,简述相关的研究成果,并在此基础上提出了待验证的假设;三是模型构建,根据研究假设构建计量经济学模型;四是实证分析,基于日度面板数据,研究国债流动性收益率差值对人民币汇率波动的影响,并进行全样本回归分析、子样本回归分析、全面FGLS 分析、内生性检验以及稳健性检验;五是结论与政策建议。

二、文献综述

(一)市场流动性定义与指标

1.流动性定义

学术界关于流动性的定义并未形成一致的结论。Lybek 和 Sarr(2002)[1]提出流动性有五个维度,即广度(反映交易量以及价格变化)、深度(与围绕均衡价格的订单数量相关)、即时性(与订单执行速度相关)、弹性(与市场从意外事件中恢复的能力相关)和紧密性(与交易成本相关);Fleming(2003)[2]认为,交易可以在没有成本的情况下进行的市场即为具有流动性的市场。刘逖(2002)[3]从交易即时性、交易成本、交易数量和弹性四个维度定义了流动性。

2.流动性指标

Kyle(1985)[4]将宽度、深度、弹性以及即时性等作为度量市场流动性的核心指标范畴。①宽度指标衡量市场买卖双方报价与市场均衡价格的偏离 幅 度 ,Fleming(2003)[2]、Cesari 等(2011)[5]、Acharya(2013)[6]、李论(2014)[7]等使用的买卖价差为常用的宽度指标;②深度指标代表不影响现行价格时可能的市场交易量,交易额、换手率(油晓峰和宋永明(2004)[8]、巴曙松和姚飞(2013)[9])为深度指标;③弹性指标反映国债价格受到冲击偏离均衡后回到初始均衡状态的能力;④即时性指标反映市场交易速度。以上四维度衡量流动性的方法不能够反映市场流动性的综合特征,同时,综合考虑宽度和深度的价格冲击模型以及流动性比率等指标实际操作复杂且不够直观。而Díaz 和Escribano(2017)[10]、Engel 和 Wu(2018)[11]使用的流动性收益率指标构造简单且直观,用来分析国债市场流动性问题比较高效。

(二)汇率波动研究

国内外学者基于不同的视角探讨了汇率波动的影响因素。国外方面,Clarida 和 Jordi(1994)[12]运用VAR 模型研究发现,需求冲击是汇率波动的最大根源;Rogoff(1999)[13]研究发现,汇率波动受到金融一体化的影响;Taylor和Taylor(2004)[14]基于价格粘性研究了汇率波动;Ferretti和Lane(2004)[15]研究发现,汇率波动受到国家外债股权结构的影响;Xu(2010)[16]运用 DSGE 模型研究发现,货币政策冲击以及预期误差冲击能够对汇率波动产生影响;Calderón 和 Kubota(2018)[17]研究表明,贸易和金融开放的构成对汇率稳定至关重要,金融开放减轻了外国股本相对于外债债务比例较高国家的汇率波动;Valchev(2020)[18]研究发现,便利收益率对于解释汇率偏差发挥了重要作用。国内方面,杨长江和程锋(2010)[19]研究发现,汇率制度与实际汇率波动的来源有关;杨长江和皇甫秉超(2010)[20]为人民币汇率变动提供了在人口年龄结构角度的解释;吴安兵和金春雨(2019)[21]研究发现,产出冲击、货币冲击对人民币汇率波动有显著影响,且实际汇率波动具有明显的时变特征;金朝辉(2020)[22]研究发现,在不同冲击下贸易开放能够抑制实际汇率波动。

(三)假设提出

国内现有文献主要关注需求冲击、供给冲击、货币冲击等对汇率波动的影响,缺少国债市场流动性与汇率波动关系的研究。Engel 和 Wu(2018)[11]研究发现,经济基本面可以很好地解释汇率的波动,其创造性地将政府债券的流动性收益率作为解释变量进行回归分析,结果表明国债相对流动性收益率对汇率的影响是显著的。目前,中国国债市场开放程度不断扩大,人民币国际化的程度大大提升。国债作为低风险投资工具,为国内外投资者提供了极佳的投资选择,中国国债市场将持续吸引大量国际资金。国债市场流动性水平越高越有利于资本流动,能够更好地应对外部不利冲击,稳定人民币币值,降低人民币汇率波动。基于以上分析,本文提出假设1。

H1:国债市场流动性提高对人民币汇率波动有显著缓解作用。国债市场流动性的改善有助于缓解外部冲击,能够快速吸纳大量国际资金,缓解人民币汇率波动。

国债市场流动性提升,能够降低交易成本,有助于降低国债的价格波动,有利于提高国债作为抵押品的潜在价值,能够提高国债市场作为重要融资渠道的效率,从而巩固国债收益率的定价基础地位,国债市场流动性冲击对国债收益率水平的影响不容忽视。Acharya(2013)[6]等研究了美国国债和股票的流动性冲击对美国公司债券收益率的影响,发现在经济形势不利的时期,流动性冲击发挥着特殊作用。

根据利率平价理论,利率是影响汇率波动的重要因素。Lace 等(2015)[23]选择了 2 年期、10 年期美国和德国政府债券收益率作为汇率的决定因素。在执行线性回归程序后发现,2年期美国政府债券收益率起关键作用的模型能够解释欧元兑美元汇率波动。王中和郭栋(2017)[24]研究发现,国开债利率能够对美元兑人民币汇率产生影响,表明我国利率与汇率传导机制已产生政策溢出效应。

根据上述研究,国债市场流动性能够影响国债利率水平,而国债利率是影响汇率波动的重要因素。因此,本文提出假设2。

H2:国债市场流动性对汇率波动的影响存在利率渠道,即国债市场流动性会影响国债利率水平,进而影响汇率波动。国债市场流动性越强,投资者能够获得更多的非货币性回报,货币性回报(国债收益率)则会降低,而具有基础利率地位的国债收益率下降将加剧汇率波动。

本文主要有以下边际贡献:①研究视角的转变。本文实证检验国债市场流动性对人民币汇率波动率的影响,丰富了国内现有文献研究。②研究内容的深化。本文考虑资本管制、国债市场发展程度、国债市场开放程度等因素,比较全面地分析汇率波动情况,并进行子样本回归分析,探讨国债市场流动性在不同时期发挥的作用。

三、模型构建

(一)计量模型构建

为了验证H1,考察国债市场流动性对汇率波动的影响,构建以下计量模型进行实证检验:

为了验证H2,说明国债市场流动性影响汇率波动存在国债收益率渠道,引入国债市场流动性与国债收益率的交互项tlys×tys,构建以下面板计量模型进行实证检验:

其中:j表示地区;t表示时间;人民币名义汇率波动率(sder)为被解释变量;国债流动性收益率差(tlys)为解释变量;其余为控制变量,包括国债利差(tys)、资本管制力度(cap)、价格指数环比增长率差(grpi)、贸易余额增长率(grca)、货币供应量环比增长率差(grm2)、国债市场开放度(tmop)、国债市场相对发展水平rdtm。

(二)数据来源与处理

本文在Wind 金融数据库、中国人民银行网站以及 BIS 网站中提取 2015 年 2 月 2 日至 2020 年 12月30日相关实验数据。结合数据的可得性以及与中国经济发展联系的紧密性,研究区域涉及中国、美国、加拿大、欧元区。本文汇率均为直接标价法,文中国债市场流动性即国债流动性。限于数据可得性,grpi、grca、grm2、tmop日度数据用月度数据代替,rdtm 日度数据用季度数据代替,文中将样本变量存在缺失值的日期在回归分析中剔除。文中仅稳健性检验部分使用3 个月期数据,时间区间为2015年2月2日至2020年12月30日。

1.人民币名义汇率波动率(sder)

人民币币值的稳定在促进经济高质量发展方面扮演着重要角色。人民币汇率波动率可以通过GARCH(1,1)模型进行预测,由于本研究并不侧重对汇率波动的预测,故选取美元、欧元、加元兑人民币双边名义汇率的三期滚动标准差衡量汇率波动率。

图1中,由上到下分别为美元、欧元、加元兑人民币名义汇率波动率随时间的变化情况。由图1可知,2016—2019年汇率波动相对较小,2016年之前汇率波动较大,2020 年新冠肺炎疫情发生后汇率较上一年波动加大。从数值上来看,欧元兑人民币名义汇率波动率较大,美元兑人民币名义汇率表现较为平稳。

图1 人民币名义汇率波动率(三期滚动标准差)

2.国债利差(tys)

债券收益率是影响其他金融工具利率水平的重要基准利率,债券收益率的变动对跨境资金的流动将产生重大影响,是影响汇率的重要因素。本文采用中国政府债券收益率减去外国政府债券收益率的差值作为债券利差衡量指标。

3.国债流动性收益率差(tlys)

国债作为稳健性投资工具,一方面,能够为投资者带来货币性收益;另一方面,其以国家公信力作为保障更加安全可靠,具有较好的流通性,能够为投资者带来非货币性收益,简单称之为“流动性收益率”。具有高流动性的债券可以在短时间内快速变现,容易被投资者青睐。本文借鉴Engel和Wu(2018)[11]的研究构建指标tlys,代表中国与外国国债流动性收益率差。

其中:f为人民币6 个月期远期汇率对数值;S为人民币即期汇率对数值;i为6个月期中国国债收益率;i*为6 个月期外国政府债券收益率。若国债流动性收益率差值小于零,意味着中国国债市场流动性要低于外国国债市场流动性。

4.资本管制力度(cap)

Craig 等(2013)[25]将在岸人民币与离岸人民币的差异归因于在岸投资者的风险情绪和资本账户自由化。Funke 等(2015)[26]认为,离岸汇率与在岸汇率存在显著差异,反映了资本管制的影响。计算公式如下:

其中,cap 为s与差值的绝对值,其作为衡量资本管制的代理变量;s为在岸市场美元兑人民币名义汇率,ŝ为离岸市场美元兑人民币名义汇率。

5.价格指数环比增长率差(grpi)

瑞典学者Cassel 于1914 年系统阐述了购买力平价学说,该学说包含两部分:一是绝对购买力学说,即两国之间的汇率应该等于两国之间的物价指数之比;二是相对购买力学说,两国之间的汇率变化取决于两国的通货膨胀率。本文选取国内外居民消费者价格指数环比增长率之差作为控制变量。

6.贸易余额增长率(grca)

贸易余额反映了一国对外贸易的发展情况,是影响双边汇率水平的重要因素。本文计算中国对美国、欧元区、加拿大贸易余额环比增长率,控制中国对外贸易发展速度对汇率波动的影响。

7.货币供应量环比增长率差(grm2)

稳健的货币政策有利于人民币汇率的稳定。本文用中国与外国的广义货币供应量环比增长率之差作为该控制变量。

8.国债市场开放度(tmop)

中国债券市场国际化水平不高,一定程度上限制了国债市场与汇率市场之间的良性互动。考虑境外机构参与国债市场交易程度可以反映国债市场的开放水平,选取记账式国债托管总量中境外机构记账式国债托管量占比的环比增长率(tmop)作为控制变量。

9.国债市场相对发展水平(rdtm)

国债市场发展水平越高,制度体系以及基础设施建设越完善,国债市场越能够应对外部冲击,避免人民币汇率产生巨大波动。将国内政府债务与gdp的比值与国外政府债务与gdp的比值之差作为国债市场相对发展水平的衡量指标。

四、实证分析

(一)主要变量描述性统计

将宏观经济变量按照国别分为三组进行描述性统计,结果见表1、表2、表3 所列。由表1、表2、表3 可知,美元兑人民币名义汇率波动率(sder)均值最小,说明与另外两种货币相比,美元兑人民币名义汇率波动较小。国债流动性收益率差(tlys)均值为负值,说明中国国债市场流动性明显低于外国国债市场流动性,与美国、欧元区及加拿大相比,中国债券市场的流动性建设还处于较低水平。国债利差(tys)均值为正值,说明中国国债收益率与外国国债收益率相比处于较高的水平。资本管制变量(cap)的标准差较大,反映了近年来资本管制力度的波动较大。中美价格指数环比增长率差(grpi)均值为负,中加、中欧价格指数环比增长率差(grpi)均值为正,说明近年来中国相对美国居民消费者价格指数环比数值较低,中国相对欧元区、加拿大居民消费者价格指数环比数值较高。中美货币供应量环比增长率差(grm2)标准差较大,说明中国相对美国货币供应量增长率差值变动较大。贸易余额增长率(grca)均值为正,反映了近年来中国对外贸易不断发展。国债市场开放度(tmop)均值为正,反映了国债市场开放程度不断提高。国债市场相对发展水平(rdtm)均值为负,说明与美国、欧元区、加拿大相比,中国债券市场发展水平较低。对面板数据进行VIF 方差膨胀因子检验,各变量检验结果均小于5,故排除回归中多重共线性问题。面板数据平稳性检验结果显示,各变量均平稳。

表1 中美变量描述性统计

表2 中欧变量描述性统计

表3 中加变量描述性统计

(二)全样本基础回归

本节运用全样本面板数据探究国债市场流动性对人民币汇率波动率的影响。表4回归结果中,列(1)为普通标准误混合效应回归结果,列(2)为随机效应回归结果,列(3)为固定效应面板计量模型回归结果。为了选取合适的回归模型,首先,进行F检验,结果显示固定效应模型优于混合效应模型;然后,进行豪斯曼检验,结果显示应该使用固定效应模型。故选取固定效应模型进行分析。

表4 汇率波动率全样本基础回归结果

列(3)回归结果表明,国债流动性收益率差(tlys)系数估计值为负且显著,表明国债流动性收益率差与人民币汇率波动率之间存在显著的负相关关系,符合H1。列(4)为加入国债流动性收益率差与国债利差交乘项(tlys×tys)的固定效应面板计量模型回归结果,交乘项系数估计值为正且显著,符合H2。国债市场流动性对汇率波动的影响存在利率渠道,国债市场流动性越强,投资者能够获得更多的流动性收益,货币性回报则会降低,而具有基础利率地位的国债收益率下降将加剧汇率波动。因此,加强国债市场流动性建设过程中应注重维持国债利率水平。

列(5)表示纳入国债流动性收益率差与国债市场开放度交乘项(tlys×tmop)的回归结果。国债流动性收益率差(tlys)、国债流动性收益率差与国债利差交乘项(tlys×tys)系数估计值均显著,符合H1、H2。国债市场开放水平越高越有利于国内外资本流动,tlys×tmop交乘项系数在1%水平上显著为负,说明国债市场流动性对汇率波动的作用和国债市场开放度对汇率波动的作用是相互促进的,因而,积极推动国债市场对外开放,有助于国债流动性发挥稳定人民币汇率波动的作用。国债利差(tys)系数估计值在1%的水平上显著为负,表明提高中国债券收益率水平,能够为国内外投资者提供更多的投资收益,有利于提升中国政府债券在国际资本市场上的吸引力,能够坚定各国投资者对人民币币值稳定的信心,有利于缓解汇率波动。资本管制(cap)系数估计值显著为正,说明资本管制力度的增加一定程度上加剧了人民币汇率的波动。资本管制在特定时期能够抵御经济活动的不利影响,有助于维持中国经济平稳运行。中国金融市场发展强劲,市场机制愈发完善,严格的资本管制不再是最佳选择。货币供应量环比增长率差(grm2)系数估计值为正,表明国内相对于国外较高的货币发行速度将加剧汇率波动。贸易余额增长率(grca)系数估计值显著为负,说明对外贸易发展水平的提高有助于人民币汇率的稳定。国债市场开放度(tmop)回归系数在1%水平上显著为负,说明国债市场开放度提高有助于汇率稳定。国债市场相对发展水平(rdtm)系数估计值显著为负,说明国内债券市场相对国外债券市场发展水平越高,越能够应对不利冲击,稳定人民币汇率。

续表4

(三)区间子样本回归

2016 年 10 月 1 日人民币正式“入篮”,中国货币、外汇以及金融体系改革取得突破性进展。人民币成为重要国际储备货币,被大量应用于全球贸易以及金融交易中。人民币加入SDR 之后,外汇市场与金融市场之间的联动性进一步增强,国债流动性收益率差对人民币汇率波动的影响是否因此发生变化值得研究。2020 年新冠肺炎疫情突发,对经济社会造成了巨大冲击。中国在疫情防控中积极采取各项有效措施,极大地保障了人民生命安全,也有效促进了经济建设的全面复苏。同时,中国也积极与世界各国分享抗疫经验,并为需要帮助的国家提供各方面的支援,体现了中国作为世界大国的责任担当。中国作为最大的发展中国家具有强大的经济实力,在国际上的影响力越来越大,各国投资者的目光也将聚焦于中国。疫情之下,国债市场流动性对人民币汇率波动的影响值得关注。

本文用2016年10月1日、2020年1月1日两个时点将样本分成三个时间区间进行子样本回归分析,区间一、区间二、区间三回归结果分别对应表5中的列(1)、列(2)、列(3)。列(1)、列(2)国债流动性收益率差(tlys)系数显著为负,符合前文H1,说明中国国债市场流动性相对外国国债市场流动性水平的提高能够有效缓解汇率波动。资本管制(cap)系数估计值显著为正,表明加大资本管制力度会导致人民币汇率波动增强。在人民币加入SDR前后,国债市场与汇率市场之间均存在显著关联关系,国债市场流动性建设对人民币汇率的平稳运行发挥着重要作用。列(3)回归结果中,解释变量的表现与前两个时间区间不同。新冠肺炎疫情暴发后,国债流动性收益率差(tlys)、国债利差(tys)对人民币汇率波动的影响不显著,可能的原因是在疫情影响下,经济活动受到极大干扰,金融市场活跃度降低,国债发行规模下降,国债投资者积极性降低,更多处于观望状态,国债市场交易活动受到影响,导致国债市场因素对人民币汇率波动没有产生显著作用。但是,疫情期间资本管制强度(cap)增加会加剧人民币名义汇率的波动,故货币政策干预依然能够对人民币汇率产生显著作用。

表5 人民币名义汇率波动率子样本回归结果

(四)全面FGLS分析

本文涉及长面板数据,随机干扰项容易出现组内自相关、组间异方差与同期相关问题,参数估计值会出现偏误,因而分别进行Wald 检验、BPLM 检验。表6 结果表明,Wald 检验拒绝了不存在一阶自相关、不存在组间异方差的原假设,BP-LM检验拒绝了不存在同期相关的原假设。为了处理以上问题,使用全面可行广义最小二乘法(FGLS)进行估计,并分别考虑各组自回归系数相同与自回归系数不同两种情况。表7 中列(1)、列(2)、列(3)、列(4)的回归结果表明,国债市场流动性对汇率波动影响的系数估计值在1%水平上显著为负,说明提高政府债券流动性收益率水平有助于缓解汇率波动,符合H1。列(3)、列(4)回归结果显示,国债流动性收益率差值与国债利差的交乘项系数估计值显著为正,符合H2。国债市场流动性对汇率波动的影响存在利率渠道,国债市场流动性会影响国债利率水平进而影响汇率波动。因此,在处理了上述问题之后,本文的结论依然是稳健的。

表6 长面板数据相关检验结果

表7 全面FGLS回归结果

(五)内生性检验

Hui 等(2016)[27]利用多个国家的数据进行实证分析,结果表明各国货币汇率能够解释各国以美元计价的主权债券价格。沈琦伟(2017)[28]研究表明,人民币汇率通过资金供给能够对债券市场产生影响,因而人民币汇率波动与国债市场流动性之间可能存在双向因果关系,可能会导致估计系数值有偏误。借鉴李磊等(2017)[29]的内生性处理方法,将解释变量滞后一期以及控制变量滞后一期纳入面板模型对汇率波动率进行回归,分析国债市场流动性对人民币汇率波动率的影响。

表8 中,列(1)为不加入交乘项的解释变量滞后一期固定效应全样本回归,结果显示,国债流动性收益率差(tlys)滞后一期对人民币汇率波动率的估计系数在1%水平上显著为负。因而,提高国债市场流动性水平,有助于提升中国政府债券在国际市场上的吸引力,有利于稳定人民币汇率。国债利差(tys)滞后一期变量对人民币汇率波动率的系数估计值在1%水平上显著为负,说明国债利率水平的提升有助于降低人民币汇率波动。资本管制(cap)滞后一期对人民币汇率波动率的系数估计值显著为正。

表8 滞后一期变量回归结果

列(2)为加入交乘项滞后一期的固定效应全样本回归,L.tlys×tys 交乘项系数估计值在1%的水平上显著为正,L.tlys×tmop 交乘项系数估计值在1%的水平上显著为负,均与前文结论相同。故变量之间的反向因果关系对前文结果没有产生实质性影响,国债市场流动性的提升对人民币名义汇率波动率改善具有重要意义,本文结论具有一定稳健性。

续表8

(六)稳健性检验

选取3个月期面板数据替换原来的6个月期数据进行回归分析,检验结果的稳健性。表9为处理了异方差、自相关、同期相关问题后全面FGLS回归分析结果。列(1)、列(2)为不加入国债市场流动性收益率差与国债利差交乘项的全面FGLS 分析,考虑了自回归系数相同、自回归系数不同的情况下,3个月期国债流动性收益率差值与汇率波动率显著负相关,符合 H1。列(3)、列(4)为加入交乘项(tlys×tys)的回归结果,国债流动性收益率差值与国债利差交乘项(tlys×tys)的系数估计值显著为正,国债市场流动性对汇率波动的影响存在利率渠道,符合H2。以上变换样本回归结果表明,本文的研究结果是比较稳健的。由此可见,完善国债市场基础设施建设,进一步提高短期政府债券流动性水平,对于稳定人民币币值具有重要意义。

表9 稳健性检验回归结果

五、结论与政策建议

(一)研究结论

本研究发现国债市场与外汇市场之间存在显著关联关系。基于日度面板数据的固定效应全样本回归结果显示,短期国债流动性收益率差值的提高能够显著缓解人民币汇率波动,国债市场流动性建设对于稳定汇率波动具有重要意义,并且国债市场流动性对人民币汇率波动的影响存在利率渠道,短期国债利差的提高也能够有效降低人民币汇率波动率。资本管制力度的增强在一定程度上能够加大人民币汇率波动,不利于汇率的稳定。考虑长面板数据存在的异方差、自相关以及同期相关问题,使用全面可行广义最小二乘法进行回归,结果依然是稳健的。变换样本回归的结果进一步验证了上述结论的稳健性,肯定了国债市场流动性对于稳定人民币汇率发挥着重要作用。考虑双向因果关系可能导致本文回归结果存在偏误,将解释变量的滞后一期带入模型进行回归,结果依然是稳健的。新冠肺炎疫情爆发后,社会经济发展受到极大破坏,金融市场投资活动也受到巨大影响。2020年国债流动性收益率差值以及国债收益率差值对人民币名义汇率波动率并未造成显著影响,但资本管制力度增强加剧了人民币汇率波动。疫情结束之后,国债市场流动性对人民币汇率波动率的影响作用值得进一步研究。

(二)政策建议

根据研究结果,本文提出以下政策建议:

(1)积极推动银行间债券市场与交易所债券市场互联互通合作,提高国债市场流动性。银行间国债市场与交易所国债市场并存的局面,使得债券发行效率低下,降低了国债流动性水平,严重影响了国债基础功能的发挥,不利于债券市场的长期健康发展。应积极推动两个市场开展互联互通,并注重落实监管政策,注重维护市场参与者的权益。

(2)增强国债市场信息披露透明度,提高国债市场流动性。完善债券发行人信息披露制度以提高信息披露透明度,有助于国债市场健康高效运转。同时,应确保政府发布信息的可信度,丰富信息所包含的内容。新冠肺炎疫情冲击下,政府增加了公共卫生基础设施投入以及抗疫投入,发行特别国债对促进经济复苏有重要意义。

(3)审慎推进金融市场开放,适当调整资本管制力度。资本管制作为重要的货币政策工具,应适应经济发展的形势,由严格管制向审慎管理转变,既能够加强国内与国外金融市场联动,也能够对人民币外汇市场产生积极影响。在放松资本管制、推动资本账户开放过程中,应持续推进利率与汇率市场化改革,增强金融市场抵御风险的能力,以减小外国政策冲击对中国经济造成的影响。

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