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七言律詩長征范文第1篇

關鍵詞：套期保值比率；中國；鋁期貨市場

中圖分類號：F830.9 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）13-0105-04

引言

中國是世界上最大的鋁型材生產基地和消費市場，鋁是經濟發展的重要基礎原材料。近年來我國的電解鋁行業發展迅速，規模日益擴大。2014年，我國電解鋁單位企業產量達到266.92萬噸，相比之下我國鋁加工企業的規模偏小，采購原鋁時采用現貨購買的方式，通過期貨市場進行避險的意識不強。現貨價格的波動使我國鋁加工企業在穩定產銷關系時面臨著很大風險，不利于企業的持續發展。因此，利用期貨市場進行套期保值成為企業的迫切需求。

本文采用上海期貨交易所的鋁期貨對長江有色鋁現貨的套期保值績效進行實證研究，選取的數據為2013年1月4日至2014年11月28日上海期貨交易所鋁期貨的日收盤價和長江有色鋁現貨的日平均價，共計460對日數據。本文首先分析鋁期貨市場的特征，對鋁對數收益率序列進行了描述性統計，對價格序列進行了單整和協整檢驗，其次分別采用OLS模型和DVECH-GARCH模型來估計套保率，并通過套保有效性指標來比較兩者對沖效果，最后總結實證研究。

一、主要套期保值理論

（一）天真套期保值理論

傳統套期保值理論也稱“天真套期保值理論”，該理論假設現貨和期貨價格波動范圍一致而且變動方向完全相同，所以只要將同種資產在現貨和期貨市場上建立數量相同月份相近的相反頭寸即可，因此為了完全消除存在的市場風險，該理論認為最優保值比率為1。但該理論的假設太過苛刻，與現實差異較大，與商品價格變化的實際情況不符，所以在現實條件下很難應用。我國在1990年底建立期貨市場，與發達國家完善多層次的期貨市場結構相比，我國期貨市場發展過程較短，市場結構有待完善，存在的基差風險較大，因而運用傳統方法難以達到理性的避險效果。

（二）組合投資套期保值理論

Johnson（1960）[1]和Ederington（1979）將馬克維茨的資產組合理論應用于套期保值問題上，提出利用風險資產組合的期望收益率和方差來研究套期保值問題。投資者利用期貨和現貨組合收益的均值和方差，在預期收益下，確定投資于期貨和現貨市場的頭寸使組合風險最小。該組合考慮到了投資者的風險偏好，與傳統套期保值理論相比具有實際價值，但是不足之處在于計算最大效用和報酬風險時需要刻畫投資者的效用函數，由于效用函數存在較大的主觀因素，因此難以用精確的數學方法表示。

二、套期保值模型

（一）普通線性回歸模型

普通線性回歸模型（OLS）計算套保率是由Johnson L.（1960）和SteinJ.L（1961）提出的，屬于靜態套期保值模型。用St表示鋁現貨價格，Ft表示鋁期貨價格，h表示估計的套保率。首先對價格序列進行調整，對現貨和期貨價格采取自然對數的形式，得到兩者的對數收益率，令rs=lnSt - lnSt-1，rf=lnFt-lnFt-1，其中rs表示期貨收益率，rf表示現貨收益率。對現貨和期貨的收益率序列進行普通最小二乘回歸，得到的線性方程中，最優套保率為期貨收益率序列前的回歸系數。

運用OLS模型計算套期保值比率符合方差最小條件時需要滿足計量經濟學經典線性回歸模型的基本假設，要求隨機干擾項滿足同方差和無自相關假定等[2]。在實際研究中，金融時間序列的隨機干擾項經常出現波動聚集性，時間序列是非平穩的，存在異方差和自相關現象。因此，在這種情況下OLS估計的結果往往是有偏的，不再具有最小方差的特征而且用OLS方法計算出來的套保率是個靜態的數值，實際上現貨和期貨之間的波動情況是隨著時間的變化而不斷改變的。

（二）DVECH-GARCH模型

OLS模型忽略了期貨和現貨價格存在的長期協整關系，價格序列的自相關性以及回歸方程殘差序列的異方差性。Engle[3]于1982年提出了自回歸條件異方差模型（ARCH），對于金融時間序列，信息集合在不同時間不斷發生變化，對應的條件方差隨對應信息集的變化也在變動。ARCH模型能夠跟蹤隨時間改變的方差，表明時間序列條件方差的變化特征，采用ARCH模型可以消除殘差序列的波動聚集性。

ARCH模型適用于短期異方差時間序列，當時間序列的滯后階數較大時，應該采用Bollerslev（1986）[6]提出的廣義自回歸條件異方差模型，即GARCH模型。GARCH模型是用某個協方差的滯后項代替隨機干擾項的高階滯后項，把條件方差轉變為ARMA過程。

三、套保績效評價指標

套保績效即對沖的有效性，反映了套保相對于不進行套保的風險回避程度，套保績效是檢驗不同模型風險回避程度的重要指標。Ederington（1979年）提出了套期保值有效性的標準，也就是檢驗風險降低的百分比，在Markowitz[4]的投資組合理論中，用相關資產的相關系數或協方差表示風險水平，具體是用套保后的風險變動水平除以只持有現貨頭寸的風險總量來檢驗套期保值效果，用e來表示。e的計算公式為：

e= （1）

將計算出來的不同的套期保值比率代入（1）式，可以得到相應的套保績效。

四、滬鋁期貨實證分析

（一）數據的選取和處理

長江有色鋁現貨數據來源于中鋁網，鋁期貨數據來源于上海期貨交易所。本文選用的數據是2013年1月4日至2014年11月28日上海期貨交易所鋁期貨的日收盤價和長江有色鋁現貨的日均價，共計460對日數據。對數據的處理[5]為當期貨合約進入交割月的第一天便采用下一最靠近合約的數據，以此得到完整的期貨價格序列。

（二）數據的統計和檢驗

1.描述性統計和平穩性檢驗

運用Eviews8做鋁現貨和期貨對數價格的變化趨勢圖（如圖1所示）。

圖1表明，現貨和期貨的對數價格變化大致相同，通過Eviews8可得兩者的相關系數為0.662805，所以可能存在協整關系。

對期貨和現貨對數價格、期貨和現貨收益率序列進行單位根檢驗，結果（如表1所示）。

從表1可以得出，LnF和LnS檢驗的T統計量比顯著性為10%的臨界值還大，表明鋁現貨和期貨價格序列是非平穩的。現貨和期貨收益率的P值均為0，表明收益率序列是平穩的。

2.數據的協整檢驗

上文得到鋁期貨和現貨價格序列是一階單整序列，現在對現貨和期貨對數價格序列做最小二乘回歸，得到殘差序列。對殘差序列進行單位根檢驗（如表2所示），ADF統計量值為-4.206614，P值為0.0007，拒絕單位根假設，表明現貨和期貨對數價格序列協整關系存在。

3.殘差序列的ARCH效應檢驗

對殘差序列進行ARCH-LM檢驗（如表3所示），P值接近于0，殘差序列存在顯著的ARCH效應，拒絕其為同方差的原假設，因此可以使用DVECH-GARCH模型消除異方差性。

（三）OLS模型求解

得到動態最優套保率的均值為0.583526，略大于簡單線性回歸得到的套保率0.579033，根據上文（3）式可得相應的套保有效性指標為0.340057。

通過比較可以看出，基于DVECH-GARCH的動態套期保值比基于OLS的靜態套期保值避險效果好。因為動態套期保值能較及時的捕捉高頻價格序列的波動性，更能夠適應不斷變化的市場。但從動態套保時序圖中可以看出進行動態對沖需要頻繁變動鋁期貨的頭寸，這樣會使企業在避險中的交易成本提高。

結論

本文分別用最小二乘法（OLS）以及DVECH-GARCH模型估計我國鋁的最優套保率，并對套保的有效性進行了分析，得到如下結論：

1.長江有色鋁現貨和滬鋁期貨收益率序列均呈非正態分布，兩個收益率序列存在高峰厚尾的現象，收益率波動風險較大，表明鋁現貨企業有通過期貨市場進行避險的必要。

2.鋁期貨對數價格和現貨對數價格的變化趨勢較相近，使得投資者通過期貨市場規避現貨價格波動風險成為可能。

3.基于OLS的套保和基于GARCH模型的套保均能有效地對沖現貨的價格風險，使投資者能夠轉移風險、鎖定利潤或成本、穩定收益。總體來看，基于DVECH-GARCH的動態套保比基于OLS的靜態套保避險效果好。

4.本文實證部分沒有考慮期貨和現貨交易的成本因素，當樣本容量較大時，OLS法簡單易行，適應性強，所需交易成本低。因此對于不同的期貨品種，需要我們靈活地選擇套保模型以使企業獲得最大效益。

5.鋁加工企業在開展避險業務時，還應該設立健全的組織和管理機構，熟悉業務操作流程，使具體的風險防范措施能夠落實，切實提高企業的效益。

參考文獻：

[1] Johnson L.The theory of hedging and speculation in commodity futures[J].Review of Economic Studies，1960，（27）：139-150.

[2] 易丹輝.數據分析與EViews應用（第2版）[M].北京：中國人民大學出版社，2014.

[3] Engle，R.F.，and Kroner，K.F.，Multivariate Simultaneous Generalized ARCH[J].Econometric Theory，1995，（11）：122-145.

[4] Bollerslev，T.Generalized Autoregressive Conditional Heterosledasticity [J].Journal of Econometrics，1986，（31）：310-326.

[5] Markowitz，H.，Portfolio Selection，[J].Journal of Finance.1952，（7）：77-93.

[6] 彭紅楓，葉永剛.中國銅期貨最優套期保值比率估計及其比較研究[J].武漢大學學報（哲學社會科學版），2007，（11）.

七言律詩長征范文第2篇

關鍵詞：資產證券化 利率市場化 特殊目的機構（SPV）

資產證券化是20世紀金融市場最重要的創新之一。資產證券化的興起與美國金融自由化的過程密切相關。回望20世紀60年代末的美國金融體系，前期高速發展的住房市場在金融體系內積累了大量長期貸款，金融機構資產負債錯配嚴重；面對經濟滯漲，美聯儲啟動了利率市場化改革。然而在改革推進過程中，信貸機構的流動性出現嚴重困難。為了化解信貸機構的流動性風險、繼續支持居民購房，美國政府推動了資產證券化產品的發展。

與美國70年代的情形類似，在當前中國利率市場化不斷推進的進程中，銀行負債的穩定性趨于下降，資產負債期限錯配問題凸顯。同時，龐大的信貸存量、日趨嚴格的資本約束，均要求通過資產證券化的方式盤活存量。資產證券化可幫助金融機構減輕資產負債表負擔，提高資金流轉效率；拓寬企業融資渠道，降低融資成本；豐富金融基礎產品種類，為金融行業提供新的業務藍海。“它山之石，可以為錯”，本文系統梳理了美國資產證券化市場發展脈絡，以供大家參考。

美國資產證券化興起的背景：

利率市場化與金融機構資產負債表錯配

美國資產證券化產品的產生、發展與房地產市場融資問題密切相關，而利率市場化進程中金融機構資產負債錯配則起了催化劑作用。

（一）住房貸款資金不足，房地產刺激政策遭遇瓶頸

美國“大蕭條”時期房地產市場和金融機構都遭受重創。銀行等金融機構提供的住房貸款量急劇減少，且期限普遍縮短至3-5年，購房者又很難申請到再貸款。此外，州與州間經濟水平、人口數量存在較大差距，但法律禁止銀行等吸收存款的機構跨州經營，資金無法通過金融機構跨地區調撥。割裂的市場下，各州住房貸款規模、利率等差異巨大，低效的金融體系無法促進房地產市場發展。為此，20世紀30年代美國政府推出刺激房地產市場的一系列政策。

刺激政策以鼓勵居民住房貸款為導向，因此解決貸款資金來源問題則成為政策持續的關鍵。考慮到金融機構可用于發放住房貸款的資金有限，1937年由政府出資成立了聯邦國民住房抵押貸款協會（Federal National Martgage Associtation，簡稱Fannie Mae），即“房利美”。“房利美”屬于政府機構，通過發行政府債券、短期票據等形式募集資金，從經聯邦住房管理局（ ）等批準擔保的金融機構處購買住房抵押貸款，為這些機構提供住房抵押貸款流動性，同時也將部分貸款打包出售給投資者。

二戰后退伍軍人增多，住房抵押貸款需求激增。1938-1948年，“房利美”共購買了約6.7萬筆住房抵押貸款，但1950年僅一年購買筆數就達13.3萬。隨著住房抵押貸款市場的不斷發展，特別是進入70年代后嬰兒潮一代開始購房，僅靠“房利美”已無法滿足美國金融機構發放住房貸款所需的資金。

（二）利率市場化改革啟動，儲貸協會資產負債錯配嚴重，面臨流動性風險

儲貸協會和互助儲蓄銀行合稱儲蓄機構，主要集中個人資金滿足家庭住房支出等臨時需求，以填補商業銀行在小額儲貸市場的投放不足。1932年成立的聯邦住房貸款銀行委員會FHLBB是其主要監管機構，又被稱為“儲蓄機構的中央銀行”。根據要求，儲貸協會必須將大部分資金用于發放住房抵押貸款。

《1933年銀行法案》（“Q條例”）規定，美國對利率實行管制：聯儲成員銀行對30天以下活期存款不支付利息，其余存款利率不超過規定上限。20世紀30年代到60年代中期，美國經濟外部環境穩定、利率較低，儲貸機構經營狀況良好；然而60年代后期通貨膨脹高企，居民儲蓄意愿不斷下降。在這樣的背景下，1970年美國啟動利率市場化改革，首先取消了10萬美元以上的大額存款利率上限。然而大量小額儲戶無法享受到這一改革紅利，再加上當時短期國庫券最小面值從1000美元上漲到10000美元，小額儲戶紛紛改投貨幣市場基金。在存款搬家、金融脫媒的大勢下，存款類機構出現經營困難——儲蓄貸款協會便是其中之一。

負債方面，儲貸協會原有的融資途徑已無法滿足日漸增長的住房抵押貸款需求。吸收存款是儲貸協會重要的融資方式，與商業銀行相比，儲貸協會吸收存款具有一定價格優勢：由于不是聯儲成員，儲貸協會一度不受“Q條例”管制；1966年頒布的《利率控制法案》將儲貸協會納入利率上限管制，但為了能夠吸引資金進入抵押貸款市場，儲貸協會的利率上限較商業銀行高75個BP。在貨幣基金等產品競爭壓力下，這種價格優勢的競爭力十分有限。打包出售貸款是儲貸協會的另一重要融資途徑，但如前文所說，“房利美”作為住房抵押貸款購買方，其購買能力受制于自有資金規模、舉債成本等，無法滿足不斷膨脹的住房抵押貸款市場需求。

收入方面，利率市場化進程中儲貸協會陷入期限錯配困境，流動性風險逐漸暴露。長期以來，儲貸協會吸收公眾短期浮動利率存款，然后將存款投入個人住房抵押貸款市場。30年期、固定利率、每月等額還款的貸款是美國最常見的房貸類型，儲貸協會是該類貸款的主要提供者。儲貸協會的收入基本被鎖定，在存款利率上限不斷被提高后，儲貸協會利差收入日益縮小；住房貸款期限長，無法滿足活期儲蓄對流動性的要求。在嚴重的資金成本收益不匹配、期限結構失衡下，儲貸協會陷入經營困境，部分機構出現虧損。

（三）成立政府信用擔保機構，發行住房抵押貸款擔保證券

為解決住房抵押貸款市場資金供求矛盾，1968年國會通過了《住房與城市發展法案》。法案旨在提高住房抵押貸款市場流動性，并允許發行住房抵押貸款擔保證券（MBS）。

為配合MBS的發行，政府首先將“房利美”拆分為新“房利美”和“吉利美”（Government National Mortgage Association，簡稱Ginnie Mae）兩家公司。“吉利美”是政府全資機構，專為住房抵押貸款證券化產品等提供擔保，隸屬于美國住房與城市發展部（Department of Housing and Urban Development，HUD），擔保以美國政府信用為基礎。而新“房利美”轉變為上市公司，不再由政府全資擁有；公司仍致力于為經FHA等批準擔保的住房抵押貸款二級市場提供流動性。為保證“房利美”同時實現股東利益和支持中低收入家庭購房的公共職能，財政部為其提供了2250億美元授信，并由HUD監督其經營。改制后的“房利美”實質上仍擁有隱性的政府信用。

為進一步釋放房地產市場活力，兩年后的1970年，《緊急住房融資法案》授權成立了“房地美”（Federal Home Loan Mortgage Corporation，簡稱Freddie Mac）。“房地美”由聯邦住房貸款銀行（FHLBanks）成員所有，日常經營由聯邦住房貸款委員會（FHLBB）負責，并最終于1989年公開上市； 其監管機構同樣是住房與城市發展部（HUD）。“房地美”與“房利美”可購買的貸款進一步放開至未經FHA批準擔保的住房抵押貸款，兩者在性質上同屬政府支持企業（Government-sponsored Enterprise，GSE），承擔了確保住房貸款市場穩定性、流動性、可支付能力的職能。自此，完整的抵押貸款二級市場基本建立。

1992年，住房與城市發展部下成立了聯邦住房企業監督辦公室（OFHEO），專門負責監管“房利美”、“房地美”。2008年，美國政府接管“房地美”、“房利美”后，監管機構變為聯邦住房金融局（FHFA）（見圖1）。

圖1 美國政府住房貸款監管體系

資料來源：華創證券

1970年，“吉利美”率先推出了第一單MBS產品——吉利美抵押貸款轉手證券（GNMA），開啟了美國資產證券化時代。

從現金流轉付到資產池主動管理，

資產證券化產品交易結構推陳出新

（一）1970-1986年，早期資產證券化交易結構較為簡單

1. 住房抵押貸款轉手證券（MPT）：產品期限極其不確定

住房抵押貸款轉手證券（Mortgage Pass-through Security，MPT）出現于1970年，由貸款資產池提供支持，償付現金流來源于資產池中每筆貸款的每月還款額（見圖2）。由于每月還款由借款人經證券發行人“轉手”至該證券的投資者，所以又稱為轉手證券。出于避稅的考慮，MPT采用信托型特殊目的實體（SPV）的形式發行，但這種信托在法律上禁止發行人對現金流進行任何主動管理，因此MPT期限與住房貸款本身期限高度匹配。

圖2 MPT交易結構

資料來源：華創證券

1970年，MPT首年發行規模僅4.5億美元，但1979年就已達到281億美元，前十年的年復合增長率高達51.2%；1985年更是達到了1079.3億美元的規模。盡管MPT廣受市場歡迎，但它也存在著明顯缺陷。首先，30年期限對于投資者而言，時間太長；其次，利率上升環境中提前償還現象越來越多，而發行人不能對現金流進行再投資、再分配，使得MPT期限變得無法確定。

2. 抵押貸款擔保債券（CMO）：首次引入分級思想

MPT不能對基礎資產現金流進行再分配，為繞開信托在法律和會計方面對此的限制，抵押貸款擔保債券（Collateralized Mortgage Obligation，CMO）應運而生。CMO不是嚴格意義的資產證券化產品，而是以一系列期限結構不同的MPT為擔保發行的債券產品，不存在真實出售等資產證券化產品基本特征。CMO普遍采用分級形式，發行人得以對現金流進行人為管理（見圖3）。

圖3 抵押貸款擔保債券CMO交易結構

資料來源：華創證券

CMO對抵押貸款市場產生了革命性的影響。由于引入了分級設計，優先級現金流的提前償還風險大大降低，產品等級得到了顯著提高。通過CMO間接投資MPT的投資者群體大規模擴張，壽險公司、養老金等也紛紛加入CMO投資者行列。

更重要的是，通過CMO的形式，基礎資產不再局限于抵押貸款，還可以是一組CMO的二次證券化，即CMO2。這種層層打包的形式，并沒有改變原始貸款池的規模、風險，但隨著衍生出的債券數量的增加，收益和風險被多次重新分配，源頭已難以追溯。

CMO的局限性也十分明顯：與資產證券化產品相比，缺少資產出售的擔保債券本質是發行人的負債，其規模越大，發行人財務負擔越重，資本金消耗越高，最終無法滿足20世紀80年代美國房地產市場的高速發展。

（二）1987年至今，多檔分級結構成為資產證券化的基本特征

1. 住房抵押貸款支持證券（MBS）：基礎現金流可再分配

CMO給發行人帶來的財務負擔過重又無法享受信托的稅收優惠，這成為資產證券化市場發展的絆腳石。1986年，經過多方努力，《1986年稅收改革法案》中允許設立房地產抵押貸款投資渠道信托（Real Estate Mortgage Investment Conduit，REMIC）來發行資產支持證券，在享受信托稅收優惠的同時，也允許對現金流進行主動管理。REMIC的出現，進一步推動了住房抵押貸款證券化的發展。REMIC型MBS通過將現金流分割為不同期限檔次來解決提前償還問題，但它也無法降低資產整體風險程度，只是將風險在不同級證券間重新分配。由于幾乎所有的MBS都采用分級設計，有時也將REMIC信托模式的MBS產品稱為REMICs。

進入20世紀90年代，分級設計越來越極端，出現大量高風險的奇異型REMICs。1994年2月，美聯儲提高利率以控制通脹。不到3個月時間內，奇異型REMICs價格暴跌，許多高杠桿的投資者破產，經紀公司拒絕做市，并波及整個REMICs市場。1994年，機構擔保REMICs發行規模減少了2/3，降至1200億美元；非機構擔保REMICs發行規模減少1/3，降至630億美元1。1995年進一步分別減少到240億美元和110億美元。直至1996-1997年，市場才逐步恢復，此時產品在設計方面已有大量改進。

2. 債務抵押證券（CDO）：資產池內產品可進行主動管理

在REMIC型資產證券化產品中，SPV作為一個空殼企業，唯一的資產是信貸機構銷售的貸款包，唯一的負債是其發行的資產證券化產品。SPV本身不具備對貸款池的實際管理能力，服務人的權限僅限于收集、處理、再分配現金流。隨著資產證券化業務的不斷發展，更具創新性的產品——債務抵押證券（Collateralized Debt Obligation，CDO）產生。CDO也設立SPV，但允許發起人對基礎資產進行實質性管理，即對資產池中的產品進行主動管理。根據基礎資產的不同，CDO分為貸款抵押證券（CLO）和債券抵押證券（CBO）。

由于引入了分級結構，優先級較高的CDO產品獲得的保障可以高于基金產品，因此CDO在20世紀90年代后期受到廣泛歡迎。1997年CDO市場發行額約為240億美元，2006年已升至3320億美元。

對于投資者而言，購買CDO產品的好處在于獲取溢價的同時，可以達到多樣化分散投資的目的。例如，CBO產品對應的基礎資產是一個動態管理的債券池，投資者購買CBO相當于同時投資一組債券，有效分散了投資風險。同購買債券基金相比，CDO分級帶來的信用增進效果是基金這種等份額設計所不具備的。

信用增級是資產證券化產品不可或缺的設計安排

信用增級是資產證券化產品的重要特征。美國常見的信用增級方法有內部增級、債券保險、母公司信用擔保、備用信用證等，部分MBS擁有“房地美”、“房利美”等提供的類政府信用擔保。

（一）內部增級

內部增級是最常見的信用增級方法，其主要形式是對資產證券化產品進行分級。發行人將現金流分為若干個優先級和劣后級，即A/B級結構。一旦出現違約，先由劣后部分吸收損失，從而保證優先級不受影響。舉例來說，基礎抵押貸款AAA級預期損失率約2.32%，則全部現金流的97.68%可獲得AAA評級；基礎抵押貸款中1.32%被評為AA級，則1.32%的現金流獲得AA評級；余下的1.00%為B級，由發起人自行購買。內部增級的另一種形式是超額抵押，即基礎資產池的規模大于發行資產證券化產品的規模，超額部分可用于吸收損失。

（二）債券保險

債券保險專門為債券可能發生的損失提供保險。當基礎抵押貸款現金流不足以支付利息從而造成債券違約時，債券保險可提供損失補償。通常債券保險人會對非機構擔保債券提出一些要求，如建立準備金賬戶、安排超額抵押等。債券保險公司多具有AAA信用評級，經過它保險的資產證券化產品也獲得同樣級別的信用評級。

（三）母公司擔保、備用信用證

發行人還可以選擇由母公司提供信用擔保。在這種情況下，資產證券化產品可擁有與母公司一樣的信用評級。

備用信用證多用于短期產品交易，商業銀行以信用證的方式為產品提供信用增級，相應地，產品可獲得與該銀行相同的信用評級。

這兩種方式都未廣泛應用。

（四）政府支持企業擔保

對于RMBS產品，還有特殊的信用增級方式：由“房地美”、“房利美”和“吉利美”提供擔保。其中由“吉利美”擔保的產品具有與政府相同的信用，由“房地美”和“房利美”擔保的產品，信用等級與美國政府非常接近。

資產證券化為金融市場注入新的活力

（一）資產證券化為美國證券業帶來新的機遇

1. 投資銀行負責協調法律、會計、稅務等多方關系，并在產品設計創新中扮演關鍵角色

前文提到的對資產證券化市場產生革命性影響的CMO產品，便是所羅門兄弟和第一波士頓在1983年為“房地美”創新設計的分級產品。CDO產品出現后，還有大量的證券公司、基金公司將持有的債券打包發售CBO產品，20世紀80年代以“垃圾債券”業務聞名的Drexel Burnham Lambert是該類業務的先鋒：通過分級，它以一系列非投資級的垃圾債券為基礎設計出了AAA級產品。

2.投資銀行扮演承銷商角色，為資產證券化產品定價、承銷

一級市場承銷收入是券商參與資產證券化產品的最直接收入。20世紀90年代，美國資產證券化產品承銷量約占債券承銷總規模的30%-40%；進入21世紀后，比例一度升至67.9%；在金融危機的影響下，資產證券化產品發行規模顯著減少，承銷占比也在2010年降至10.4%。然而近年來隨著金融市場回暖，資產證券化產品發行和承銷規模開始回升。2012年，摩根大通以281億美元的資產證券化產品承銷規模排名全美第一，占全市場的14.9%；巴克萊、花旗、美國銀行緊隨其后，市場份額均超過10%。

3.為保證資產證券化產品二級市場的流動性，投資銀行提供做市、大宗交易的服務

從成交量看，資產證券化產品是美國債券市場上僅次于國債的活躍品種。近年美國債券市場日均成交量約8000多億美元，其中國債、市政債、聯邦機構債成交保持在5000億美元上下，而MBS等資產證券化產品成交量約2500億-3000億美元，遠高于公司債日均150億-200億美元的成交規模。

（二）資產證券化產品的信用增級安排拓展了投資者范圍

無論機構風險偏好高低、負債期限長短，都可以在資產證券化產品中找到對應的投資檔級。以相對規模最大的MBS產品為例，持有人有美聯儲、財政部、“房地美”、“房利美”等政府機構，也有銀行、基金、保險、養老金等金融機構。

美國資產證券化發展之路的啟示

從美國資產證券化市場發展的路徑來看，有幾點具有啟發意義：

（一）資產證券化是美國支持房地產融資、解決貸款資金來源的盤活存量之道

長期以來，美國政府在住房貸款等方面對購房居民予以政策傾斜，極大地促進了房地產市場發展。隨著適齡人口不斷增多，金融機構僅依靠吸收存款、轉讓信貸等傳統融資方式已無法滿足日益增長的貸款需求。通過資產證券化將長期貸款資產盤活變現，成為化解房貸資金矛盾的最佳選擇。

（二）利率市場化是資產證券化興起的催化劑

20世紀30-60年代，美國通脹溫和、利率穩定，儲貸協會等金融機構經營狀況良好。然而進入70年代，滯漲等問題倒逼聯儲啟動利率市場化改革，此時儲貸協會長期以來面臨的資產負債錯配問題被進一步放大，流動性風險上升，而其被賦予的支持美國房地產市場的公共職能又要求它必須為居民提供住房貸款。在這種背景下，發行住房貸款證券化產品成為必然選擇。

（三）信托法律關系的創新完善是美國資產證券化大規模發展的充分條件

由于早期法律不允許對信托SPV的資產和收益進行管理，最初的住房貸款證券化產品采用“轉手”形式，期限額度極不穩定。為了克服這一缺點，市場首先出現了以一系列轉手證券為擔保的普通債券產品，成功繞開SPV，實現現金流分級。隨后又推動立法，允許對住房貸款還款現金流進行再分配。當基礎資產范圍不斷拓展，又出現了允許對資產池進行主動管理的債務抵押證券。法律法規的演變豐富了資產證券化產品的交易結構，新的產品設計需求又反過來推動了立法的不斷完善，兩者相輔相成，是促進資產證券化產品大規模發展的重要因素。

（四）投資銀行的持續創新和產品設計逐步優化了資產證券化產品的交易結構，使其在定價、風險等方面更能為投資者所接受

七言律詩長征范文第3篇

一、統計描述

到2000年底，滬深兩交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通過首次公開發行在交易所掛牌上市的，130家是1994年《公司法》出臺以前的定向募集公司，作為歷史遺留問題以推薦的特殊方式在兩家交易所掛牌上市的，此外還有一家是通過換股上市的。本文研究首次公開發行對市場指數的影響，130家歷史遺留問題新股和換股上市剔除在外，929次首次公開發行的年度分布如表1所示。

在證券市場早期，市場總規模有限，新股發行可能會帶來市場指數的變化，所以本文著重研究1995年后的新股發行對市場指數的影響。1995年到2000年共有681次IPO，接近所有IPO的七成半，本文將這681次IPO作為研究樣本。在這681次IPO中，集資規模最小的為3300萬元(0736)，集資規模最大的為78.46億元(600019)。發行市盈率最低的為8.25倍(600870)，發行市盈率最高的為88.69倍(0993)。681次IPO的集資規模和發行市盈率的分布情況請參見表2。

在1995年至2000年間共72個月中，IPO頻率最高的月份是1997年5月，這個月有40家公司公開發行新股。另外有10個月份，沒有一家公司發行新股。這10個月中有7個月是在1995年，另外1個月是在1998年，2個月是在2000年。其他大多數月份IPO次數少于20次，低于8次的有31個月，9到20次之間有24個月。有7個月的IPO次數超過了20次，全都集中在1996年下半年到1997年上半年之間。

如果按照集資規模劃分，單月IPO集資規模最大的是2000年11月，這個月由于有寶鋼和民生銀行招股，雖然IPO家數只有18家，集資規模卻達到201.53億元。月度IPO集資規模超過60億元的，共有12個月；30億元到60億元之間的有21個月；低于30億元的有29個月。另外，有10個月由于沒有新股上市，集資規模為0。

二、假設

假設一:不同集資規模的IPO對市場指數的影響是否不同?大盤股是否會導致市場指數下跌?本文將681次IPO集資規模排序，排在前68位的為一組，后68位的為一組。前68位的集資規模都在7億元以上，稱為大盤組，后68位的集資規模都小于1億元，稱為小盤組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。

假設二:發行市盈率不同的IPO，對市場指數是否存在不同的影響?本文將681次IPO發行市盈率排序，排在前68位的為一組，后68位的為一組。前68位的發行市盈率都在28倍以上，稱為高價組，后68位的發行市盈率小于14倍，稱為低價組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。

假設三:在大盤處于高位和低位時，IPO是否會對市場指數帶來不同的影響?本文將每個新股刊登招股說明書當日的市場綜合指數，減去1994年年底的市場指數，再除以1994年年底的市場指數，得到各個新股發行時市場指數的相對水平。然后根據該數值的排序，分別從上海市場和深圳市場挑選出排在前34位的共68只新股，作為高位發行組。同樣挑選出排序在后面的68只新股，作為低位發行組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。

假設四:不同發行頻率的IPO對市場指數的沖擊是否不同?本文用兩種方法衡量發行頻率。第一種方法用發行次數的頻率，將月度發行次數最高的3個月作為一組，稱為高頻組。該組每月發行次數幾乎都在30次以上，共有102次IPO。將月度發行次數低于7次的月份的IPO作為一組，稱為低頻組。該組共有20個月份，78次IPO。第二種方法用月度集資規模指標，將月度集資規模最高的三個月作為高頻組，該組每月集資規模都在116億元以上，共有93次IPO。將月度集資規模低于24.5億元的作為低頻組，該組共有18個月，共有95次IPO。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。

假設五:在不同的新股發行制度下，IPO對市場指數的沖擊是否不同?從1999年起，發行制度經歷了較大的變革。因此本文將1999年作為標準，1999年以前的474次IPO作為舊發行制度組，1999年后的207次IPO作為新發行制度組。通過檢驗兩種發行制度下，IPO對市場指數的影響是否存在顯著差異。

三、比較方法

本文主要檢驗新股發行對市場指數的短期影響，因為單次IPO對市場指數的長期影響應該是比較微弱的，所以本文考察刊登新股招股說明書后一周內5個交易日的市場指數變化。本文假設市場指數短期內的走勢服從帶有短期趨勢的隨機行走模型，即:(t＝1，2，3，4，5)其中，為刊登招股說明書后5天的市場指數回報，是一個白噪音序列，是市場指數回報的短期趨勢，在這里用刊登招股說明書前5個交易日市場指數回報的均值替代。

根據該假設，應該服從均值為0，方差為的正態分布。同樣的，也應該服從均值為0，方差為的正態分布。因此，通過檢驗IPO后的的分布，可以判斷IPO對市場指數短期走勢的影響。如果IPO對后市帶來系統性一致影響，那么IPO后的的分布會有顯著的變化。同樣的，對于兩組不同的IPO，那么應該服從t分布，其中分別為兩個子樣本包含的樣本數量，分別為兩個子樣本的估算方差，分別為兩個子樣本累積超額收益的均值。通過檢驗它們之間CAR的差異是否顯著，可以判斷據以分組的因素是否對市場指數帶來顯著影響。

四、結果

1、總體樣本中IPO對市場指數的短期影響

681次IPO平均對市場指數5天后的累計影響不斷增加，到第5天達到-0.39%，因此總體來看，過去6年IPO對市場指數短期走勢帶來了微略的負面影響。但是，各期累積超額收益的t檢驗值均不顯著，這種負面影響沒有統計上的顯著性，幾乎可以忽略不計。

2、分組檢驗結果

(1)大盤組與小盤組的差異

無論是大盤組，還是小盤組，都對市場指數帶來了負面影響。大盤組發行公告后5天對市場指數產生的累積影響為-1.13%，而小盤組的累積影響則達到-2.18%。盡管兩組對市場指數的影響存在差異，但是兩組差異在統計上并不顯著，t檢驗值僅為0.63。

出乎意料的是，小盤組對市場的負面影響甚至超過了大盤組，這可能與本文的分組方法有關。因為樣本期間內，單個新股的集資規模逐年擴大，使得小盤組68次IPO全部集中在1998年以前，而大盤股68次IPO絕大多數集中在1998年以后。為了回避這種分組方法的影響，本文采取另一種分組方法，即分別在各年度中選取集資規模最大和最小的IPO，組成大盤組和小盤組，檢驗兩組市場影響的差異。

分年度分組的結果顯示，大盤組和小盤組對市場指數的影響也沒有表現出顯著差異，大盤組的5天累積影響為-0.7%，小盤組的5天累積影響為-1.5%，兩者差異的t檢驗值為0.58，沒有通過顯著性檢驗。因此可以判斷，IPO集資規模的不同并沒有導致市場表現的差異。

(2)高價組與低價組的差異

高價組與低價組對市場指數的影響有所不同，高價組的5天累積影響為-0.82%，低價組的5天累積影響為0.21%，兩者差異的t檢驗值為1.05，顯著性水平接近90%。可以判斷，高價組和低價組對市場指數的影響存在顯著差異，市場指數會對IPO發行市盈率做出不同的反應。

(3)發行時機的差異

市場處于高位時發行的IPO，在公布招股說明書后5天內，對市場走勢累積有-1.33%的負面影響，而在市場處于低位時發行的IPO，對市場的走勢幾乎沒有影響。兩者差異的t檢驗值為1.40，顯著性水平接近95%，表明不同的發行時機對市場影響的差異十分顯著。

(4)發行頻率的差異

按照月度集資規模劃分，高頻組和低頻組對市場走勢的短期影響沒有顯著差異，兩者差異的t檢驗值只有0.86。按照月度IPO家數來分組，高頻組與低頻組對市場走勢的短期影響也沒有顯著差異，兩者差異的t檢驗值只有0.36。由此可以判斷，發行頻率對市場指數的短期走勢沒有影響。

(5)發行制度的差異

新發行制度下，IPO對市場的累積影響為-1.08%。而舊發行制度下，IPO對市場的影響不到1‰，兩者差異的t檢驗值為1.42，顯著性水平接近95%。這表明，在1999年發行制度進行較大的改革后，IPO對市場的短期走勢開始產生負面影響。

有關圖表顯示了市值配售發行方法的市場影響，市值配售組5天累積對市場走勢的影響為0.23%，非市值配售組對市場走勢的5天累積影響達到-1.33%。兩者差異的t檢驗值為1.59，顯著性水平接近95%。這表明市值配售發行方法對市場短期走勢的影響要顯著地小于其他發行方法。