劉建和 白冰 陳磊

摘? ?要：本文根據(jù)2010年之前成立的我國31只貨幣市場(chǎng)基金相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了我國貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的有效影響因素，并利用有效影響因素設(shè)定壓力情景和壓力測(cè)試模型，檢驗(yàn)我國貨幣市場(chǎng)基金行業(yè)和不同規(guī)模的貨幣市場(chǎng)基金在一定壓力情景下對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的承壓能力。研究發(fā)現(xiàn)：上海同業(yè)拆借利率變動(dòng)率、貨幣市場(chǎng)基金的收益率、國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率、基金資產(chǎn)組合的剩余到期期限、基金所屬公司的資產(chǎn)管理規(guī)模對(duì)貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)有顯著性影響;在重度、中度、輕度的壓力測(cè)試下，我國貨幣市場(chǎng)基金均出現(xiàn)了嚴(yán)重的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，小規(guī)模貨幣市場(chǎng)基金的承壓能力更加出色。

關(guān)鍵詞：流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn);貨幣市場(chǎng)基金;流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)承壓能力;壓力測(cè)試

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2021.03.001

中圖分類號(hào)：F830.9? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? ? ? 文章編號(hào)：1003-9031（2021）03-0003-12

一、引言與文獻(xiàn)綜述

我國貨幣市場(chǎng)基金近年來發(fā)展迅速，截至2020年上半年，貨幣市場(chǎng)基金總資產(chǎn)凈值已經(jīng)超過8.6萬億元，占基金市場(chǎng)規(guī)模的48.5%。但是，我國貨幣市場(chǎng)基金的現(xiàn)金資產(chǎn)配置所占比為17.83%①，當(dāng)基金凈贖回大于17.83%時(shí)，便可能存在流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。我國貨幣市場(chǎng)基金曾于2006年、2009年、2013年和2016年發(fā)生嚴(yán)重的贖回潮，其中，2009年的凈贖回率高達(dá)70%，2013年凈贖回率也達(dá)43%。如果出現(xiàn)類似的高贖回潮，貨幣市場(chǎng)基金將面臨十分嚴(yán)峻的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。

為防范貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，2020年7月10日，證監(jiān)會(huì)發(fā)布《公開募集證券投資基金側(cè)袋機(jī)制指引（試行）》，進(jìn)一步豐富公募基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)管理工具，緩解特定情形下因基金贖回引發(fā)的潛在系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，也可防范先贖占優(yōu)等行為，保護(hù)投資者合法權(quán)益。目前關(guān)于貨幣市場(chǎng)基金的研究主要集中在五個(gè)方面：一是貨幣市場(chǎng)基金系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)研究。涂曉楓（2019）指出貨幣市場(chǎng)基金的規(guī)模與系統(tǒng)重要性正相關(guān)，與系統(tǒng)脆弱性負(fù)相關(guān)，投資者集中度則與系統(tǒng)重要性和脆弱性都呈正相關(guān);且系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)具有持續(xù)性的特征，貨幣基金自身風(fēng)險(xiǎn)與系統(tǒng)重要性正相關(guān)，與系統(tǒng)脆弱性負(fù)相關(guān)。二是貨幣市場(chǎng)基金的收益和流動(dòng)情況。Jank & Wedow（2008）、Wermers（2010）發(fā)現(xiàn)不同流動(dòng)性階段，貨幣市場(chǎng)基金的贖回情況不同，金融危機(jī)期間，相對(duì)于散戶，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)貨幣市場(chǎng)基金投資組合的流動(dòng)性問題更加敏感。三是貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)影響因素。陳靜（2013）、石磊和沈佳熹（2016）、Witmer（2016）研究發(fā)現(xiàn)季節(jié)性因素、銀行存款集中兌付、債券機(jī)構(gòu)去杠桿行為等因素可能對(duì)貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響。四是貨幣市場(chǎng)基金投資組合。魏英輝（2016）、Witmer（2017）通過研究發(fā)現(xiàn)我國貨幣市場(chǎng)基金在發(fā)展過程中存在投資組合品種單一、結(jié)構(gòu)不均衡和增長不平衡等問題。五是貨幣市場(chǎng)基金申贖率影響因素。孫長華和桑柳玉（2013）、梅立海（2014）指出投資者申購或贖回貨幣市場(chǎng)基金的主要影響因素有基金的成立時(shí)間、規(guī)模、基金公司的背景（是否為銀行系、是否有外資背景）、銷售服務(wù)費(fèi)，貨幣市場(chǎng)基金的業(yè)績(jī)等。不難發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界對(duì)貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的研究仍存在不足，對(duì)貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)管理方面的理論研究較少，特別是利用壓力測(cè)試模型研究貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)方面的成果少之又少。那么，貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)究竟受哪些因素影響？如果發(fā)生了流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，我國貨幣市場(chǎng)基金又有多大的承壓能力？

為此，本文選取我國2010年之前成立的31只貨幣市場(chǎng)基金相關(guān)數(shù)據(jù)和相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，實(shí)證驗(yàn)證了影響我國貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的主要因素，并利用這些因素設(shè)置壓力情景及建立壓力測(cè)試模型，實(shí)證檢驗(yàn)貨幣市場(chǎng)基金在不同壓力設(shè)定下的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)承壓能力。

二、模型設(shè)計(jì)

從單個(gè)基金層面上看，貨幣市場(chǎng)基金機(jī)構(gòu)投資者持有比例、成立時(shí)間、規(guī)模、背景、基金收益率、對(duì)贖回估計(jì)不足等因素可能影響單個(gè)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn);而從貨幣市場(chǎng)基金整個(gè)行業(yè)的宏觀因素分析，單個(gè)基金風(fēng)險(xiǎn)的溢出效應(yīng)、收益率下降、信用風(fēng)險(xiǎn)事件、政策變動(dòng)等可能影響整個(gè)貨幣市場(chǎng)基金行業(yè)的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。

（一）理論假設(shè)與分析

梅立海（2014）研究表明貨幣市場(chǎng)基金資產(chǎn)規(guī)模、累計(jì)成立時(shí)間等因素會(huì)對(duì)貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生負(fù)向影響。資產(chǎn)規(guī)模越大的貨幣市場(chǎng)基金有較強(qiáng)大的資金優(yōu)勢(shì)對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行管控，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)也就越小;貨幣市場(chǎng)基金累計(jì)成立的時(shí)間越長，對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的管控經(jīng)驗(yàn)越豐富，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)水平就越低。故本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：貨幣市場(chǎng)基金公司的資產(chǎn)規(guī)模越大、累計(jì)成立時(shí)間越長，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)就越小。

司盛媛（2006）的研究發(fā)現(xiàn)貨幣市場(chǎng)基金的經(jīng)營資產(chǎn)狀況、剩余到期期限同樣會(huì)影響其流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。剩余到期期限越短、收益率越高時(shí)貨幣市場(chǎng)基金被贖回可能性越小，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)就越小。故本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：資產(chǎn)組合的剩余到期期限越短、貨幣市場(chǎng)基金的收益率越高，貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)就越小。

貨幣市場(chǎng)基金的持有人結(jié)構(gòu)也會(huì)影響其流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。Wermers（2010）指出在風(fēng)險(xiǎn)條件下，機(jī)構(gòu)投資者一般更加敏銳，對(duì)市場(chǎng)信息較為敏感，反應(yīng)較為迅速，通常能夠更早地退出市場(chǎng)。另外，涂曉楓（2019）還發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者的“熱錢”效應(yīng)進(jìn)一步加劇了風(fēng)險(xiǎn)的集聚與爆發(fā)，機(jī)構(gòu)投資者資金在流動(dòng)性充裕時(shí)期大量囤積于貨幣市場(chǎng)基金，一旦流動(dòng)性緊張，機(jī)構(gòu)投資者快速、大體量的一致贖回行為，極易引發(fā)擠兌。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者在基金公司中持股比例較高時(shí)，該基金就面臨較大的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。故本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：當(dāng)貨幣市場(chǎng)基金機(jī)構(gòu)投資者持有的股份越多，持股占比越高，其流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)就越大。

一般來說，宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)較好的時(shí)候，人們更傾向于投資貨幣市場(chǎng)基金，貨幣市場(chǎng)基金贖回率就越低，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)也就越小。王雅麗和劉洋（2010）認(rèn)為利率上浮會(huì)帶動(dòng)貨幣市場(chǎng)基金的收益率上漲，從而降低貨幣市場(chǎng)基金被贖回的可能性，其流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的壓力也就越小。此外，近些年來中央銀行持續(xù)減少貨幣供應(yīng)量，對(duì)貨幣市場(chǎng)基金贖回潮產(chǎn)生了一定影響。故本文提出假設(shè)4。

假設(shè)4：宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況會(huì)對(duì)貨幣市場(chǎng)基金面臨的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響，宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r越好，貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)水平就越低;銀行間拆借利率水平越高，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)水平就越低;貨幣供應(yīng)量越大，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)水平就越低。

孫長華和桑柳玉（2013）發(fā)現(xiàn)股市行情走強(qiáng)對(duì)貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)影響是正向的。股票市場(chǎng)升溫會(huì)對(duì)貨幣市場(chǎng)基金產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，投資者為了騰出資金投資股票市場(chǎng)而大量贖回貨幣市場(chǎng)基金份額，從而增大流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。故本文提出假設(shè)5。

假設(shè)5：股市行情越好，貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)越大。

（二）貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)有效影響因素實(shí)證模型

1.變量說明

借鑒孫長華和桑柳玉（2013）的研究，本文以基金凈申贖率（flow）作為衡量貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的變量，也是本文實(shí)證部分的被解釋變量。flow>0時(shí)表示份額凈申購，flow<0時(shí)表示份額凈贖回，其計(jì)算方法為flow=（當(dāng)期總申購-當(dāng)期總贖回）/（（期初份額總數(shù)+期末份額總數(shù)）/2）。解釋變量分為單只基金層面的指標(biāo)變量和整個(gè)貨幣市場(chǎng)基金行業(yè)層面的宏觀指標(biāo)變量，具體設(shè)置如下。

單只基金層面的指標(biāo)變量：超額收益率（R）：表示貨幣市場(chǎng)基金單位凈值的超額收益率;累計(jì)成立時(shí)間（lnT）：貨幣市場(chǎng)基金的成立累計(jì)天數(shù)取對(duì)數(shù);機(jī)構(gòu)持股比例（SHR）：貨幣市場(chǎng)基金機(jī)構(gòu)投資者持有的基金份額所占比重;基金公司的資產(chǎn)規(guī)模（lnSIZE）：貨幣市場(chǎng)基金公司的資產(chǎn)總數(shù)的對(duì)數(shù)值;資產(chǎn)組合剩余到期期限（lnP）：對(duì)投資組合中剩余到期期限平均值再進(jìn)行加權(quán)平均后對(duì)數(shù)，權(quán)數(shù)為對(duì)應(yīng)期限的資產(chǎn)所占該資產(chǎn)組合總資產(chǎn)的比重。如貨幣市場(chǎng)基金的投資組合中，剩余到期期限為0～40天的資產(chǎn)占投資組合的比例為60%，剩余到期期限為40～80天的資產(chǎn)占投資組合的比例為40%，那么該投資組合剩余期限lnP=ln（（0+40）/2*60%+（40+80）/2*40%）。

整個(gè)基金行業(yè)層面的宏觀指標(biāo)變量：廣義貨幣供應(yīng)量（M2）：購買力的代表性指標(biāo)，M2增速加快意味著投資市場(chǎng)變得更加活躍;七天上海同業(yè)拆借利率（SHI）：拆借市場(chǎng)資金價(jià)格的代表性指標(biāo)，金融市場(chǎng)代表性的利率;滬深300指數(shù)（HS）：反映我國整個(gè)股票市場(chǎng)的總體狀況。整個(gè)基金行業(yè)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)影響因子的增長率數(shù)據(jù)均使用同比增長率;國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（GDP）：代表我國經(jīng)濟(jì)增長總體狀況。

2.數(shù)據(jù)來源

為了使多次贖回潮包含在實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)間跨度內(nèi)，本文選取的貨幣市場(chǎng)基金公司均在2010年之前成立。在考慮了數(shù)據(jù)完整性和可得性等因素之后，本文共選取31家貨幣市場(chǎng)基金2010—2018年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為實(shí)證數(shù)據(jù)。所有的基金數(shù)據(jù)和宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)均取自同花順iFinD金融數(shù)據(jù)庫。

3.模型設(shè)定

根據(jù)上文分析，為探究我國貨幣市場(chǎng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)有效影響因素，本文設(shè)定如下實(shí)證模型：

（1）

其中，i指第i只貨幣市場(chǎng)基金，t即時(shí)間（單位為年），t為隨機(jī)干擾項(xiàng)，n（n=1，2，…，9）為待估計(jì)的系數(shù)。

（三）壓力測(cè)試模型

本文對(duì)貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的壓力測(cè)試采用假設(shè)情景分析法和歷史情景分析法兩種。歷史情景分析法是使用歷史上曾經(jīng)發(fā)生的一種極端變動(dòng)作為假設(shè)發(fā)生情景，由于這種方法利用實(shí)際發(fā)生過的歷史數(shù)據(jù)作為測(cè)試因子，因此具有客觀性。因現(xiàn)今金融市場(chǎng)的變動(dòng)迅速，歷史事件變動(dòng)顯然無法覆蓋未來金融市場(chǎng)的變動(dòng)，本文在歷史情景分析法的基礎(chǔ)上引入假設(shè)情景分析法，參考?xì)v史上發(fā)生的事件并建立各個(gè)不同風(fēng)險(xiǎn)的因子下假設(shè)會(huì)發(fā)生的極端變化事件，再建立測(cè)試模型，這樣壓力測(cè)試便更加具備完整性。測(cè)試模型如式（2）。

flowit=jXit+eit? （2）

其中，i指第i只貨幣市場(chǎng)基金，t即時(shí)間（單位為年），n（n=1，2，…，9）即解釋變量系數(shù)，eit指隨機(jī)干擾項(xiàng)，Xit表示我國貨幣市場(chǎng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)有效影響因素。

三、我國貨幣市場(chǎng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)有效影響因素研究

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

如表1所示，凈申贖率（flow）最小值為-2.949，說明某只貨幣市場(chǎng)基金歷史上曾遭遇較嚴(yán)重的贖回問題，凈申贖率（flow）最大值為1.959，表明某一基金歷史上曾有較大的份額凈申購;貨幣市場(chǎng)基金的資產(chǎn)組合剩余到期期限（lnP）最小值為2.407，最大值為5.194，具有較大的差異;貨幣市場(chǎng)基金超額收益率（R）的最大值為1.18%，最小值為-0.32%，最大值和最小值之間相差較大，說明不同時(shí)期貨幣市場(chǎng)基金收益率相差較大;機(jī)構(gòu)投資者持股比例（SHR）的最大值與最小值之差達(dá)到了97%，從最大值97.32%可以看出有的貨幣市場(chǎng)基金幾乎全部由機(jī)構(gòu)投資者掌控，而有些貨幣市場(chǎng)基金的投資者主要由散戶組成。同業(yè)拆借利率年增長率（SHI）的最大值達(dá)到了3.081，有較大的標(biāo)準(zhǔn)差，表明歷史上我國的利率市場(chǎng)出現(xiàn)較大的波動(dòng);不同貨幣市場(chǎng)基金所屬的基金公司規(guī)模也表現(xiàn)出比較大的差異，總資產(chǎn)規(guī)模最小僅為17億元人民幣，總資產(chǎn)規(guī)模最大達(dá)到了5900多億元人民幣;滬深300指數(shù)（HS）的最大值和最小值分別達(dá)到0.517和-0.253，檢驗(yàn)期內(nèi)我國股市有一定的波動(dòng)幅度，說明檢驗(yàn)期間的選擇較為合理;廣義貨幣供應(yīng)量年增長率（M2）的標(biāo)準(zhǔn)差較小，僅為0.035，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）年增長率的標(biāo)準(zhǔn)差也處于一個(gè)較小的值0.013，M2和GDP在檢驗(yàn)期間內(nèi)波動(dòng)幅度較小，說明近些年來我國的貨幣供應(yīng)狀況和經(jīng)濟(jì)增長狀況均比較穩(wěn)定。

為了保證回歸的準(zhǔn)確性，本文使用Levin，Lin & Chu方法對(duì)每個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，每個(gè)時(shí)間序列均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即每個(gè)時(shí)間序列都是一階平穩(wěn)序列，可對(duì)模型進(jìn)行進(jìn)一步的回歸分析。

（二）實(shí)證結(jié)果及分析

本文利用面板數(shù)據(jù)回歸模型實(shí)證分析各影響因子對(duì)基金凈贖回率具體影響效應(yīng)。為確定應(yīng)該使用混合效應(yīng)模型回歸還是固定效應(yīng)模型回歸，本文首先進(jìn)行F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果為F=1.18、Prob>F=0.2435，不應(yīng)拒絕混合效應(yīng)模型的原假設(shè)，因而應(yīng)選用混合效應(yīng)模型對(duì)各風(fēng)險(xiǎn)因素進(jìn)行分析。

由表3可知，單只基金層面有三個(gè)影響因素對(duì)貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的影響效應(yīng)。超額收益率（R）的回歸系數(shù)為0.269，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明超額市場(chǎng)收益率R越大，貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)越小，這與假設(shè)2相符合。貨幣市場(chǎng)基金資產(chǎn)組合剩余到期期限（lnP）的回歸系數(shù)為-0.191，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即資產(chǎn)組合剩余到期期限越長，申贖率越低，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)越大，這和假設(shè)2相符。貨幣市場(chǎng)基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模（lnSIZE）的回歸系數(shù)為0.058，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即lnSIZE越大，貨幣市場(chǎng)基金申贖率越高，流動(dòng)性越小，說明貨幣市場(chǎng)基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模對(duì)貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)有著顯著的負(fù)向影響，與假設(shè)1一致。SHR、lnT的回歸系數(shù)分別為-0.101、-0.06，但在10%統(tǒng)計(jì)水平上并不顯著，說明機(jī)構(gòu)投資者持有股份的比例和貨幣市場(chǎng)基金累計(jì)成立時(shí)長均不影響貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。

從宏觀層面的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)影響因素來看，貨幣供應(yīng)量（M2）的回歸系數(shù)是不顯著的，說明貨幣供應(yīng)量增長率并不影響貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。七天上海銀行間同業(yè)拆借利率變動(dòng)率（SHI）的回歸系數(shù)為-0.266，在1%的置信水平上顯著，說明上海同業(yè)拆借利率（SHI）變動(dòng)率越大，貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)越高，這與本文的假設(shè)4不符。原因可能是利率向上浮動(dòng)帶動(dòng)其他金融產(chǎn)品的收益率的上漲，這可能促使人們贖回貨幣市場(chǎng)份額，而將資金配置于其他金融產(chǎn)品。國內(nèi)生產(chǎn)總值增速（GDP）的回歸系數(shù)為29.220，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)率對(duì)貨幣市場(chǎng)基金的申贖率存在顯著的正向影響，即國內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)率越大，貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)越低，這與假設(shè)4相符。最后，滬深300指數(shù)的回歸系數(shù)為0.127，在10%的置信水平上并不顯著，即滬深300指數(shù)并不影響貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，這與假設(shè)5不符?？赡艿脑蚴钱?dāng)前我國部分投資者的投資態(tài)度較為保守，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)較為厭惡。股票市場(chǎng)的“升溫”在一定程度上帶動(dòng)了貨幣市場(chǎng)基金收益率的上漲，促使部分投資者更偏向于將資金配置在貨幣市場(chǎng)基金中以保持較為穩(wěn)健的收益。

四、我國貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)承壓能力測(cè)試

關(guān)于貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)壓力測(cè)試的模型，本文主要采用面板數(shù)據(jù)回歸模型。上文已通過面板數(shù)據(jù)回歸模型實(shí)證研究了我國貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的有效影響因素。為了使壓力測(cè)試的結(jié)果更加準(zhǔn)確，根據(jù)上文實(shí)證結(jié)果，本文對(duì)模型進(jìn)行了調(diào)整，即將對(duì)貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)影響不顯著的因素移出模型之外再重新回歸，實(shí)證結(jié)果見表4。

由表4可知，原模型各有效影響因素顯著的，剔除不顯著影響因子后的回歸系數(shù)仍然顯著。同時(shí)，通過對(duì)比兩個(gè)模型各項(xiàng)影響因素的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，各影響因素的回歸系數(shù)與原模型差異不大。因此，本文以這五個(gè)顯著影響因子作為解釋變量，以貨幣市場(chǎng)基金的份額申贖率作為被解釋變量建立壓力測(cè)試模型：

flowit=？琢+？酌1Rit+？酌2lnPit+？酌3lnSIZEit+？酌4SHIit+t+？酌5GDPit+eit? （3）

其中，i代表第i只貨幣市場(chǎng)基金;t表示時(shí)間（以年為單位）;eit代表隨機(jī)干擾項(xiàng);？酌n（n=1，2，…，5）為待估計(jì)的系數(shù)。

（一）壓力情景設(shè)定

為了設(shè)定恰當(dāng)?shù)膲毫η榫?，測(cè)試在該壓力情景下我國貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的承壓能力，本文用歷史法和假設(shè)法對(duì)壓力情景進(jìn)行設(shè)定。用上文回歸得到的貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的顯著影響因素作為風(fēng)險(xiǎn)因子進(jìn)行壓力測(cè)試，即基金資產(chǎn)組合剩余到期期限、超額收益率、貨幣市場(chǎng)基金公司資產(chǎn)總規(guī)模和上海銀行間同業(yè)拆借利率年變動(dòng)率以及國內(nèi)生產(chǎn)總值年增長率。

首先對(duì)確定的各風(fēng)險(xiǎn)因子做描述性統(tǒng)計(jì)。對(duì)于單個(gè)基金層面的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)影響因子，本文以資產(chǎn)組合剩余到期期限、貨幣市場(chǎng)基金超額收益率和貨幣市場(chǎng)基金公司資產(chǎn)規(guī)模的原數(shù)據(jù)作為歷史數(shù)據(jù);而對(duì)于整個(gè)基金行業(yè)層面的流動(dòng)性影響因子的數(shù)據(jù)，上海銀行間同業(yè)拆借利率取自所有可取得的年份數(shù)據(jù)作為壓力測(cè)試數(shù)據(jù)，即2007—年至2018年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)選擇的依據(jù)是前文的理論分析結(jié)果和實(shí)證檢驗(yàn)的有效影響因素。

本文用歷史情景法設(shè)定資產(chǎn)組合剩余到期期限（lnP）、貨幣市場(chǎng)基金超額收益率（R）、基金公司資產(chǎn)總規(guī)模（lnSIZE）三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因子作用下的壓力情景。以這三個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因子的最大（?。┲禂?shù)據(jù)設(shè)置重度壓力情景。如上文實(shí)證結(jié)果表明所屬公司資產(chǎn)規(guī)模（lnSIZE）、貨幣市場(chǎng)基金超額收益率（R）對(duì)貨幣市場(chǎng)基金申贖率有顯著的正向影響，本文選取其最小值作為重度壓力值;剩余到期期限（lnP）負(fù)向影響貨幣市場(chǎng)基金的申贖率，本文選取其最大值作為重度壓力測(cè)試值。中度壓力值用風(fēng)險(xiǎn)因子平均值加或減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差作為測(cè)試值，輕度壓力值用各風(fēng)險(xiǎn)因子的平均值加或減標(biāo)準(zhǔn)差的二分之一作為測(cè)試值。其中，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)因子正向影響申贖率時(shí)應(yīng)減上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差或二分之一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，否則為加去一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差或二分之一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。

本文采用假設(shè)情景法設(shè)置國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（GDP）和上海銀行間同業(yè)拆借利率變動(dòng)率（SHI）作用下的壓力情景。鑒于我國近幾年經(jīng)濟(jì)增長速度放緩的事實(shí)，本文選定以6.5%、6%和5.5%作為重度、中度和輕度壓力的測(cè)試值;而從上海銀行間同業(yè)拆借利率變動(dòng)率（SHI）歷史數(shù)據(jù)上看，SHI出現(xiàn)大于1的情況較少，而各年份SHI值均大于0.6，本文以1和0.6分別作為SHI的最大值和最小值。綜上，本文利用歷史情景法和假設(shè)情景法對(duì)各風(fēng)險(xiǎn)因子進(jìn)行了取值，取值結(jié)果見表5。

（二）壓力測(cè)試結(jié)果分析

根據(jù)表5設(shè)定的各風(fēng)險(xiǎn)因子的測(cè)試值，將各取值代入式（3）進(jìn)行壓力測(cè)試，測(cè)試的結(jié)果如表6所示 。由表6可知，在重度壓力下，我國貨幣市場(chǎng)基金申贖率達(dá)到了104.09%，在中度壓力下申贖率達(dá)到64.24%，在輕度壓力情景下為28.17%，都遠(yuǎn)高于我國貨幣市場(chǎng)基金17.83%的現(xiàn)金資產(chǎn)比例（見表1），即可能存在大量贖回需求將無法被滿足，從而引發(fā)嚴(yán)重的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。

（三）對(duì)不同規(guī)模的貨幣市場(chǎng)基金進(jìn)行壓力測(cè)試

為了進(jìn)一步探究資產(chǎn)規(guī)模不同的貨幣市場(chǎng)基金對(duì)流動(dòng)性壓力的承受能力是否相同，本文區(qū)分管理資產(chǎn)規(guī)模十億元人民幣以上和十億元人民幣以下的基金數(shù)據(jù)，并分別對(duì)其進(jìn)行回歸。本文把管理資產(chǎn)規(guī)模十億元以上的基金稱為“大規(guī)模基金”，十億元以下的稱為“小規(guī)模基金”。 為了確定回歸模型，本文分別對(duì)大規(guī)?；鸷托∫?guī)?；鹱鯢統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果分別為F=1、Prob>F=0.452和F=1.25、Prob>F=0.238，故均不拒絕原假設(shè)，因此對(duì)大規(guī)?；鸷托∫?guī)?；鸬幕貧w都應(yīng)選擇混合效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。為了使回歸結(jié)果的更加精確，本文重新對(duì)不同規(guī)模下貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證的結(jié)果見表7。

由表7可知，不管是小規(guī)模基金還是大規(guī)?；?，資產(chǎn)組合剩余到期期限、超額收益率、國內(nèi)生產(chǎn)總值增速、同業(yè)拆借利率均對(duì)其流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的影響。而基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模和滬深300指數(shù)變動(dòng)率對(duì)大小規(guī)模基金的影響不再顯著。可能的原因是基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模和基金管理的資產(chǎn)規(guī)模兩個(gè)變量具有較強(qiáng)的相關(guān)性。一般情況下，基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模較大時(shí)，其管理的資產(chǎn)規(guī)模也比較大，因此當(dāng)控制了基金管理的資產(chǎn)規(guī)模這一變量時(shí)相當(dāng)于把基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模這一變量放在模型之外考察。另外，對(duì)比大小規(guī)模基金的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模基金剩余到期期限、銀行間同業(yè)拆借利率和國內(nèi)生產(chǎn)總值增速回歸系數(shù)的絕對(duì)值均大于小規(guī)?；穑@表明這三個(gè)因素對(duì)大規(guī)?；鹆鲃?dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的影響更大，而小規(guī)模貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)更容易受基金超額收益率的影響。

根據(jù)表7的實(shí)證結(jié)果，本文分別設(shè)置了大小規(guī)?；鹆鲃?dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的壓力測(cè)試模型：

將各風(fēng)險(xiǎn)因子測(cè)試值分別代入大小規(guī)?；鸬膲毫y(cè)試模型，測(cè)試結(jié)果見表8。

從表8可知，在各種壓力情景下，小規(guī)?；鸷痛笠?guī)?；鸲加休^高的凈贖回率，尤其在重度壓力下贖回率都在100%以上，出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，這與上文的研究結(jié)論一致。在輕度壓力情景下，不同規(guī)模基金贖回率都高于不分規(guī)模時(shí)的基金贖回率，可能的原因是不同規(guī)模基金之間的協(xié)同作用有利于消解部分輕度的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。另外，通過對(duì)比大小規(guī)?；鸬膬糈H回率可以發(fā)現(xiàn)，無論是在重度、中度還是在輕度壓力情景下小規(guī)模基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)承壓能力均強(qiáng)于大規(guī)?；?。但是，即使在輕度壓力情景下，小規(guī)模貨幣市場(chǎng)基金的凈贖回率也高達(dá)48.81%，不僅大于當(dāng)前貨幣市場(chǎng)基金現(xiàn)金資產(chǎn)配置比例（17.83%），而且大于2013年發(fā)生贖回潮時(shí)的凈贖回率（43%），因此存在較為嚴(yán)重的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)隱患。

五、結(jié)語

本文以我國2010年之前成立的31只貨幣市場(chǎng)基金作為研究對(duì)象，選取2010—2018年每只基金的微觀數(shù)據(jù)和對(duì)應(yīng)年份的宏觀數(shù)據(jù)作為實(shí)證數(shù)據(jù)，通過面板數(shù)據(jù)回歸模型實(shí)證研究了貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的有效影響因素。同時(shí)，利用有效影響因素設(shè)定壓力情景和壓力測(cè)試模型，檢驗(yàn)了我國貨幣市場(chǎng)基金行業(yè)和不同規(guī)模的貨幣市場(chǎng)基金在一定壓力情景下對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的承壓能力，其結(jié)論主要如下：

一是貨幣市場(chǎng)基金的機(jī)構(gòu)投資者持股比例、滬深300指數(shù)的變動(dòng)率、廣義貨幣供應(yīng)量的增長率、貨幣市場(chǎng)基金累計(jì)成立時(shí)間、對(duì)貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)沒有顯著的影響。

二是貨幣市場(chǎng)基金的超額收益率、國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率、基金所屬公司的資產(chǎn)管理規(guī)模對(duì)貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)有著顯著的負(fù)向影響。上海銀行間同業(yè)拆借利率和基金資產(chǎn)組合剩余到期期限正向影響貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，且影響效應(yīng)十分顯著，可能是因?yàn)槔实纳细?dòng)其他金融產(chǎn)品收益率提升，促使人們贖回貨幣市場(chǎng)份額，將資金配置于債券或其他理財(cái)產(chǎn)品。

三是我國貨幣市場(chǎng)基金流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)承壓能力較弱，無論是在重度、中度還是輕度壓力都將使貨幣市場(chǎng)基金發(fā)生較為嚴(yán)重的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，即使是在輕度壓力情景下凈贖回率也達(dá)到28.17%，也超過了當(dāng)前貨幣市場(chǎng)基金17.83%的現(xiàn)金資產(chǎn)配置比例，存在流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)隱患;同時(shí)，相較于大規(guī)模基金，小規(guī)?；鸬某袎耗芰Ω映錾?，無論是在重度、中度還是輕度壓力測(cè)試情景下，小規(guī)?；鸬膬糈H回率均低于大規(guī)模貨幣市場(chǎng)基金。因此，有必要對(duì)貨幣市場(chǎng)基金的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行防范和管控，尤其對(duì)較大規(guī)模的貨幣市場(chǎng)基金，更有必要對(duì)其流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行重點(diǎn)監(jiān)管。

（責(zé)任編輯：孟潔）

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