Shibor利率對余額寶七日年化收益率影響的實證研究

遼寧大學新華國際商學院 張蕓芷

隨著新型投資方式余額寶的迅速發展，其收益率受到人們廣泛的關注。余額寶在建立初期的收益率持續走高，并于2014年1月達到了平均七日年化率超過6.57%，超過了2014年央行活期平均利率近20倍，并且為2014年央行一年定期利率的兩倍。但隨后的2015年，余額寶收益率不斷下降，并于2016年9月，平均七日年化率降至2.3371%，達到歷史新低。進入2017年后，余額寶收益率獲得了一定回升，2017年5月11日，余額寶平均七日年化利率再次突破4%。而進入2018年后，余額寶七日年化利率再次不斷走低，于2018年4月22日跌破4%，于2018年9月跌破3%。余額寶為何在2018年經歷大的收益率波動，收益率持續走低且上海銀行同業拆放利率Shibor也波動較大，總體呈下降趨勢。根據現有理論可知，余額寶本質的天弘增利寶貨幣基金主要投資協議存款，因此余額寶的收益率與協議存款利率有直接的關系。而協議存款利率則與市場資金的緊張程度相關，市場資金緊張則協議存款利率相對較高。目前，我國能夠直接反映資本市場資金緊張程度的數據為上海銀行同業拆放利率Shibor。且在以往的實證研究中，多數學者使用Shibor同業拆借利率分析余額寶收益率的變動。由此，本文針對2018年1～11月Shibor利率對余額寶收益率的影響進行了研究，進行單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗和多重共線性分析并得出結論。

1 理論分析與假設提出

劉克鵬(2014)通過對余額寶收益率和Shibor上期(1W)進行實證分析，闡述了余額寶當日年化收益率與前日年化收益率和Shibor上期(1W)之間存在長期均衡關系，Shibor上期(1W)對余額寶收益率有顯著影響。張宇和張建楠(2015)闡述了余額寶收益率和Shibor同業拆借利率存在穩定的相關關系，余額寶推出加大了Shibor同業拆借利率的波動性，同時余額寶收益率變動會對Shibor同業拆借利率產生較長時間的影響。韓國紅(2016)通過對余額寶的七日年化收益率的實證分析，論述了余額寶的收益率與Shibor上期(1W)的同業拆借利率之間存在長期的相關性，并且顯著。翟文浩(2016)運用VAR模型實證分析余額寶七日年化收益率與Shibor日拆借利率的關系，得出結論：Shibor日拆借利率對余額寶收益率波動性影響為正，當期余額寶收益率的波動主要受到前期的影響。陸敬筠等人(2015)通過對余額寶收益率和Shibor上期兩周、一月、三月進行實證分析，闡述了Shibor上期一月、三月對余額寶的影響是正向的，Shibor上期三月的利率較一月利率對余額寶收益率影響更大。王偉娟和牛潤盛(2018)論述了余額寶收益率與Shibor日拆借利率構成雙向因果關系，Shibor日拆借利率能影響余額寶收益率。

然而，上述文獻的日期較早，余額寶運行不夠成熟且多數文獻只研究了Shibor上期隔夜、上期(1W)的同業拆借利率帶來的影響，而對其他品種的Shibor研究較少，且在監管環境大幅收嚴背景下，各類貨幣基金收益持續下降，還需進一步對Shibor同業拆借利率對余額寶收益率的影響進行實證研究。通過以上分析，本文提出以下假設：

假設一：余額寶七日年化收益率受到Shibor上期(1W)的同業拆借率的顯著影響，兩者呈正相關。

由于七日年化收益率與近七日的平均收益水平有關，而按周計算的Shibor是按照最近1周的拆借利率平均水平計算而來的，所以提出假設一。

假設二：余額寶七日年化收益率受到Shibor上期(1M)的同業拆借率的顯著影響，兩者呈正相關。

分析不同品種的Shibor走勢圖，發現以下兩點：第一，從不同期限的利率走勢圖來看，Shibor(3M)同業拆借率基本與(6M)、(9M)和(1Y)利率相差不大，且根據普惠金融產品的穩健性傾向，投資中長期同行拆借可能性較低；第二，Shibor(O/N)和(2W)同業拆借率走勢與余額寶的七日年化收益率未存在明顯關聯性，而隨著Shibor上期(1M)同業拆借利率的降低，余額寶七日年化利率同時降低，兩者吻合度較高。根據上述兩點，提出假設，分析Shibor上期(1M)對余額寶七日年化收益率的影響。

2 研究設計

2.1 樣本選擇及數據來源

本文依據不同期Shibor同業拆借利率走勢圖、貨幣基金的收益機理等內容，選取2018年1月3日至2018年11月30日總計332天的Shibor上期(1W)、一月(1M)的同業拆借利率(來自上海銀行間同業拆借利率官網)和余額寶七日年化收益率(來自天天基金網)共332組數據進行建模分析，計算過程利用Eviews10.0完成。

2.2 變量選取

(1)被解釋變量：R 余額寶七日年化收益率。

(2)解釋變量：

S1Shibor上期(1W)同業拆借利率，S2Shibor上期(1M)同業拆借利率。

Rt-1前一日余額寶七日年化收益率。

(3)誤差項u。

2.3 模型構建

由一般的金融學常識可知，貨幣市場基金的收益率受到貨幣市場流動性影響。貨幣市場基金收益的計算，若使用攤余成本法計，則當日的收益將受到前一日收益的影響，通過分析，建立如下的回歸方程：

3 實證分析及結果

3.1 描述性統計分析

Shibor上期(1W)、(1M)同業拆借利率與余額寶七日年化收益率的描述性統計，如表1所示。

從表1可知，余額寶七日年化收益率約為3.5469%，Shibor上期(1W)同業拆借利率約為2.7491%，Shibor上期(1M)同業拆借利率約為3.506%。三者利率總體呈現下降趨勢。圖1顯示了余額寶七日年化收益率和Shibor上期(1W)、(1M)同業拆借利率的走勢圖，Shibor和余額寶的走勢趨同，有必要進一步研究。

圖1 余額寶七日年化收益率與Shibor上期同業拆借利率的統計

3.2 單位根檢驗

對時間序列進行建模分析，首先要考慮數據的平穩性，如果不檢驗序列的平穩性直接OLS容易導致偽回歸。如果序列是平穩的，則可以直接使用該數據進行建模分析；如果該序列非平穩，則需檢驗二者之間是否存在協整關系。本文用Eviews10.0對余額寶七日年化收益率和Shibor上期同業拆借利率進行ADF檢驗，來驗證相關變量平穩性。ADF包含三類方程，第一類是“Individual intercept”(截距項)、“Individual intercept and trend”(帶截距項和趨勢項)、“None”(二者都不帶)三類檢驗方程。

對變量R、R(-1)、S1、S2進行ADF檢驗，因為變量均不含趨勢項和截距項，故均選擇二者都不帶的方程進行檢驗，最大滯后項的選取以AIC最小為準則。表2的結果顯示R、R(-1)、S1和S2的原序列都是非平穩序列，過一階差分后的新序列是平穩的。ADF檢驗結果如表2所示。

表2 ADF檢驗(一階)

由上述的單位根檢驗結果可知，因為R、R(-1)、S1、S2四個變量ADF檢驗值分別滿足-13.85166＜-2.571988，-7.926745＜-2.571988， -1.797847＜-1.616026，-1.740369＜-1.616026，都在10%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，即原序列不存在單位根，均服從一階單整。

3.3 協整檢驗

在R、R(-1)、S1、S2的四個序列都是一階單整基礎上，進一步通過協整檢驗確定他們之間是否存在協整關系。下面采用EG(Engle-Granger)兩步法進行協整檢驗。第一步，對三個變量R、R(-1)、S1進行OLS回歸，得到下面的結果如表3所示，并得出一個經濟模型。

表3 OLS檢驗結果

由檢驗結果可知常數項C、R(-1)和S1的T統計量分別為：0.0000，0.0000，0.0000。C、R(-1)和S1均在1%以下水平上顯著。由此可見，這個模型其顯著性還是比較好的，能夠接受，不作調整。

第二步，對其殘差進行平穩性檢驗，選用ADF進行驗證，同樣以AIC最小為準則，結果如表4所示。

表1 Shibor同業拆借利率與余額寶七日年化收益率的描述性統計

表4 殘差的ADF檢驗

AIC=-17.4853，符合最小原則，最大滯后階數為4，在LEVEL的水平上，選擇兩者都不帶的方程進行檢驗。

通過檢驗，ADF=-2.2470，對應的5%的顯著水平的臨界值為-1.9418，接受原假設，即回歸殘差是一個平穩時間序列。由此可判斷R、R(-1)、S1間存在協整關系，且具有協整關系和長期穩定的關系。

使用上述步驟對三個變量R、R(-1)、S2進行OLS回歸，得到下面的結果如表5所示，并得出一個經濟模型。

表5 OLS檢驗結果

由檢驗結果可知常數項C、R(-1)和S2的T統計量分別為：0.0338，0.0000，0.0000。C、R(-1)和S2均在5%以下水平上顯著。由此可見，這個模型其顯著性還是比較好的，能夠接受，不作調整。

第二步，對其殘差進行平穩性檢驗，選用ADF進行驗證，同樣以AIC最小為準則，結果如表6所示。

表6 殘差的ADF檢驗

AIC=-17.5449，符合最小原則，最大滯后階數為4，在LEVEL的水平上，選擇兩者都不帶的方程進行檢驗。

通過檢驗，ADF=-2.3736，對應的5%的顯著水平的臨界值為-1.9418，接受原假設，即回歸殘差是一個平穩時間序列。由此可判斷R、R(-1)、S2間存在協整關系，且具有協整關系和長期穩定的關系。

3.4 滯后階數的選擇

在進行格蘭杰因果檢驗來確定變量間的關系前，需做VAR估計滯后階數，由于原序列服從一階單整，即非平穩序列，需考慮差分的VAR。本文通過AIC、SC準則來確定最優滯后階數。

首先，建立lnR、lnS1為內生變量的VAR模型。滯后階數的結果如表7所示。

由表7知，AIC和SC最小值對應的lag值均為1，故應取滯后階數=1。

繼續建立lnR、lnS2為內生變量的VAR模型。滯后階數的結果如表8所示。

表7 滯后階數的確定

表8 滯后階數的確定

AIC和SC最小值對應的lag值均為2，故應取滯后階數=2。

3.5 格蘭杰因果檢驗

為研究余額寶七日年化收益率與Shibor上期同業拆借利率之間是否存在真實的因果關系，對一階差分后平穩的序列做格蘭杰因果檢驗，結果如表9所示。

表9 變量lnR、lnS1的格蘭杰因果檢驗結果

表9格蘭杰因果檢驗結果表明：在5%的顯著性水平下，拒絕“lnS1不是lnR的格蘭杰原因”，即lnS1是lnR的格蘭杰原因，接受“lnR不是lnS1的格蘭杰原因”，即lnR不是lnS1變化的格蘭杰原因。說明Shibor上期(1W)同業拆借利率是引起余額寶七日年化收益率變化的格蘭杰原因，但余額寶七日年化收益率不是Shibor上期(1W)同業拆借利率的格蘭杰原因。

表10 變量lnR、lnS2的格蘭杰因果檢驗結果

同理，表10格蘭杰因果檢驗結果表明：Shibor上期(1M)同業拆借利率是引起余額寶七日年化收益率變化的格蘭杰原因，但余額寶七日年化收益率不是Shibor上期(1M)同業拆借利率的格蘭杰原因。

3.6 多重共線性分析

為避免多重共線性使線性回歸模型估計失真或難以估計準確，本文基于方差擴大因子法對余額寶上期七日年化收益率和Shibor上期同業拆借利率進行多重共線性分析。經驗判斷方法表明：當0＜VIF＜10，不存在多重共線性；當10≤VIF，存在多重共線性。

建立如下的回歸方程：

表11中，VIF=2.1911＜10，由此可判斷R(-1)、S1間不存在多重共線性。

表12中，VIF=6.2539＜10，由此可判斷R(-1)、S2間不存在多重共線性。

3.7 實證結果

綜合以上分析，可知余額寶當日年化收益率與前日年化收益率分別和Shibor上期(1W)、上期(1M)之間存在長期均衡關系。這個關系可以粗略的表示為：

由回歸模型看出，解釋變量對于被解釋變量的影 響均是正向且顯著的，即前日余額寶收益率和Shibor上期(1W)、上期(1M)對于當日余額寶收益率有正向且顯著影響，這與實際中余額寶的收益率相吻合，只不過余額寶收益率因為受到多因素的影響，導致其受Shibor影響的準確度在計量中較為困難，難免有一定誤差，Shibor前的系數精確度還需再計量。

4 結論與建議

4.1 結論

本文通過對Shibor同業拆借利率對余額寶七日年化收益率影響的分析，發現Shibor上期(1W)、上期(1M)同業拆借利率對余額寶七日年化收益率影響顯著，且Shibor前的相關系數為正，這說明在利率市場化進程中，余額寶收益率與 Shibor的變化趨勢具有高度相關性。同時，Shibor上期(1W)、上期(1M)同業拆借利率是引起余額寶七日年化收益率變化的格蘭杰原因，說明余額寶收益率緊跟著資金利率趨勢，也說明我國貨幣市場具有靈敏性。這也說明了2018年余額寶收益率持續走低的部分原因可以由Shibor利率下降解釋。

本文認為Shibor上期(1W)同業拆借率對余額寶七日年化收益率有著顯著影響的原因在于：由于銀行間的交易通常是短期交易，比如3天、7天等，而且交易金額一般較大，借貸需要的流動性較高，所以在Shibor同業拆借利率中，Shibor(1W)同業拆借率比較能夠反映市場上資金的需求量，反映市場資金的緊張程度，從而影響協議利率。

表11 OLS檢驗結果

表12 OLS檢驗結果

本文認為Shibor上期(1M)同業拆借率對余額寶七日年化收益率有著顯著影響的原因在于：余額寶在對外投資盈利的模式以月為單位進行結算，對內與客戶經營之間以七日平均收益率結算，由此造成了Shibor上期(1M)同業拆借率對余額寶七日年化收益率影響顯著。

4.2 建議

隨著余額寶基金規模的不斷提升以及余額寶市場的不斷擴大，未來不僅Shibor會對余額寶的收益率產生影響，余額寶同樣會對市場基準利率產生影響，這意味著余額寶需要加強自身風險防范，規范化經營。同時，隨著利率不斷市場化，余額寶的利潤空間將被不斷壓縮，余額寶的相對高額的收益將會受到影響，這便促使余額寶需要加強自身防范機制的建設，提高抵抗風險能力，以確保基金的穩定持續發展。