貨幣市場基金流動性風險實證研究及承壓能力測試

劉建和 白冰 陳磊

摘? ?要：本文根據(jù)2010年之前成立的我國31只貨幣市場基金相關數(shù)據(jù)，實證分析了我國貨幣市場基金流動性風險的有效影響因素，并利用有效影響因素設定壓力情景和壓力測試模型，檢驗我國貨幣市場基金行業(yè)和不同規(guī)模的貨幣市場基金在一定壓力情景下對流動性風險的承壓能力。研究發(fā)現(xiàn)：上海同業(yè)拆借利率變動率、貨幣市場基金的收益率、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)模對貨幣市場基金流動性風險有顯著性影響;在重度、中度、輕度的壓力測試下，我國貨幣市場基金均出現(xiàn)了嚴重的流動性風險，小規(guī)模貨幣市場基金的承壓能力更加出色。

關鍵詞：流動性風險;貨幣市場基金;流動性風險承壓能力;壓力測試

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2021.03.001

中圖分類號：F830.9? ? ? ? ? ? 文獻標識碼：A? ? ? ? 文章編號：1003-9031（2021）03-0003-12

一、引言與文獻綜述

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

為防范貨幣市場基金流動性風險，2020年7月10日，證監(jiān)會發(fā)布《公開募集證券投資基金側(cè)袋機制指引（試行）》，進一步豐富公募基金的流動性風險管理工具，緩解特定情形下因基金贖回引發(fā)的潛在系統(tǒng)性風險，也可防范先贖占優(yōu)等行為，保護投資者合法權(quán)益。目前關于貨幣市場基金的研究主要集中在五個方面：一是貨幣市場基金系統(tǒng)性風險研究。涂曉楓（2019）指出貨幣市場基金的規(guī)模與系統(tǒng)重要性正相關，與系統(tǒng)脆弱性負相關，投資者集中度則與系統(tǒng)重要性和脆弱性都呈正相關;且系統(tǒng)性風險指標具有持續(xù)性的特征，貨幣基金自身風險與系統(tǒng)重要性正相關，與系統(tǒng)脆弱性負相關。二是貨幣市場基金的收益和流動情況。Jank & Wedow（2008）、Wermers（2010）發(fā)現(xiàn)不同流動性階段，貨幣市場基金的贖回情況不同，金融危機期間，相對于散戶，機構(gòu)投資者對貨幣市場基金投資組合的流動性問題更加敏感。三是貨幣市場基金流動性風險影響因素。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、債券機構(gòu)去杠桿行為等因素可能對貨幣市場基金流動性風險產(chǎn)生影響。四是貨幣市場基金投資組合。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基金的主要影響因素有基金的成立時間、規(guī)模、基金公司的背景（是否為銀行系、是否有外資背景）、銷售服務費，貨幣市場基金的業(yè)績等。不難發(fā)現(xiàn)，學術(shù)界對貨幣市場基金流動性風險的研究仍存在不足，對貨幣市場基金流動性風險管理方面的理論研究較少，特別是利用壓力測試模型研究貨幣市場基金流動性風險方面的成果少之又少。那么，貨幣市場基金的流動性風險究竟受哪些因素影響？如果發(fā)生了流動性風險，我國貨幣市場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只貨幣市場基金相關數(shù)據(jù)和相關宏觀經(jīng)濟指標，實證驗證了影響我國貨幣市場基金流動性風險的主要因素，并利用這些因素設置壓力情景及建立壓力測試模型，實證檢驗貨幣市場基金在不同壓力設定下的流動性風險承壓能力。

二、模型設計

從單個基金層面上看，貨幣市場基金機構(gòu)投資者持有比例、成立時間、規(guī)模、背景、基金收益率、對贖回估計不足等因素可能影響單個基金的流動性風險;而從貨幣市場基金整個行業(yè)的宏觀因素分析，單個基金風險的溢出效應、收益率下降、信用風險事件、政策變動等可能影響整個貨幣市場基金行業(yè)的流動性風險。

（一）理論假設與分析

梅立海（2014）研究表明貨幣市場基金資產(chǎn)規(guī)模、累計成立時間等因素會對貨幣市場基金的流動性風險產(chǎn)生負向影響。資產(chǎn)規(guī)模越大的貨幣市場基金有較強大的資金優(yōu)勢對流動性風險進行管控，流動性風險也就越小;貨幣市場基金累計成立的時間越長，對流動性風險的管控經(jīng)驗越豐富，流動性風險水平就越低。故本文提出假設1。

假設1：貨幣市場基金公司的資產(chǎn)規(guī)模越大、累計成立時間越長，流動性風險就越小。

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

假設2：資產(chǎn)組合的剩余到期期限越短、貨幣市場基金的收益率越高，貨幣市場基金的流動性風險就越小。

貨幣市場基金的持有人結(jié)構(gòu)也會影響其流動性風險。Wermers（2010）指出在風險條件下，機構(gòu)投資者一般更加敏銳，對市場信息較為敏感，反應較為迅速，通常能夠更早地退出市場。另外，涂曉楓（2019）還發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者的“熱錢”效應進一步加劇了風險的集聚與爆發(fā)，機構(gòu)投資者資金在流動性充裕時期大量囤積于貨幣市場基金，一旦流動性緊張，機構(gòu)投資者快速、大體量的一致贖回行為，極易引發(fā)擠兌。當機構(gòu)投資者在基金公司中持股比例較高時，該基金就面臨較大的流動性風險。故本文提出假設3。

假設3：當貨幣市場基金機構(gòu)投資者持有的股份越多，持股占比越高，其流動性風險就越大。

一般來說，宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)較好的時候，人們更傾向于投資貨幣市場基金，貨幣市場基金贖回率就越低，流動性風險也就越小。王雅麗和劉洋（2010）認為利率上浮會帶動貨幣市場基金的收益率上漲，從而降低貨幣市場基金被贖回的可能性，其流動性風險的壓力也就越小。此外，近些年來中央銀行持續(xù)減少貨幣供應量，對貨幣市場基金贖回潮產(chǎn)生了一定影響。故本文提出假設4。

假設4：宏觀經(jīng)濟發(fā)展情況會對貨幣市場基金面臨的流動性風險產(chǎn)生影響，宏觀經(jīng)濟發(fā)展狀況越好，貨幣市場基金的流動性風險水平就越低;銀行間拆借利率水平越高，流動性風險水平就越低;貨幣供應量越大，流動性風險水平就越低。

孫長華和桑柳玉（2013）發(fā)現(xiàn)股市行情走強對貨幣市場基金的流動性風險影響是正向的。股票市場升溫會對貨幣市場基金產(chǎn)生“虹吸效應”，投資者為了騰出資金投資股票市場而大量贖回貨幣市場基金份額，從而增大流動性風險。故本文提出假設5。

假設5：股市行情越好，貨幣市場基金的流動性風險越大。

（二）貨幣市場基金流動性風險有效影響因素實證模型

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）作為衡量貨幣市場基金的流動性風險的變量，也是本文實證部分的被解釋變量。flow>0時表示份額凈申購，flow<0時表示份額凈贖回，其計算方法為flow=（當期總申購-當期總贖回）/（（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變量和整個貨幣市場基金行業(yè)層面的宏觀指標變量，具體設置如下。

單只基金層面的指標變量：超額收益率（R）：表示貨幣市場基金單位凈值的超額收益率;累計成立時間（lnT）：貨幣市場基金的成立累計天數(shù)取對數(shù);機構(gòu)持股比例（SHR）：貨幣市場基金機構(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）：貨幣市場基金公司的資產(chǎn)總數(shù)的對數(shù)值;資產(chǎn)組合剩余到期期限（lnP）：對投資組合中剩余到期期限平均值再進行加權(quán)平均后對數(shù)，權(quán)數(shù)為對應期限的資產(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%）。

整個基金行業(yè)層面的宏觀指標變量：廣義貨幣供應量（M2）：購買力的代表性指標，M2增速加快意味著投資市場變得更加活躍;七天上海同業(yè)拆借利率（SHI）：拆借市場資金價格的代表性指標，金融市場代表性的利率;滬深300指數(shù)（HS）：反映我國整個股票市場的總體狀況。整個基金行業(yè)流動性風險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證檢驗時間跨度內(nèi)，本文選取的貨幣市場基金公司均在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家貨幣市場基金2010—2018年的相關數(shù)據(jù)作為實證數(shù)據(jù)。所有的基金數(shù)據(jù)和宏觀經(jīng)濟指標均取自同花順iFinD金融數(shù)據(jù)庫。

3.模型設定

根據(jù)上文分析，為探究我國貨幣市場流動性風險有效影響因素，本文設定如下實證模型：

（1）

其中，i指第i只貨幣市場基金，t即時間（單位為年），t為隨機干擾項，n（n=1，2，…，9）為待估計的系數(shù)。

（三）壓力測試模型

本文對貨幣市場基金流動性風險的壓力測試采用假設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)生的一種極端變動作為假設發(fā)生情景，由于這種方法利用實際發(fā)生過的歷史數(shù)據(jù)作為測試因子，因此具有客觀性。因現(xiàn)今金融市場的變動迅速，歷史事件變動顯然無法覆蓋未來金融市場的變動，本文在歷史情景分析法的基礎上引入假設情景分析法，參考歷史上發(fā)生的事件并建立各個不同風險的因子下假設會發(fā)生的極端變化事件，再建立測試模型，這樣壓力測試便更加具備完整性。測試模型如式（2）。

flowit=jXit+eit? （2）

其中，i指第i只貨幣市場基金，t即時間（單位為年），n（n=1，2，…，9）即解釋變量系數(shù)，eit指隨機干擾項，Xit表示我國貨幣市場流動性風險有效影響因素。

三、我國貨幣市場流動性風險有效影響因素研究

（一）描述性統(tǒng)計

如表1所示，凈申贖率（flow）最小值為-2.949，說明某只貨幣市場基金歷史上曾遭遇較嚴重的贖回問題，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，說明不同時期貨幣市場基金收益率相差較大;機構(gòu)投資者持股比例（SHR）的最大值與最小值之差達到了97%，從最大值97.32%可以看出有的貨幣市場基金幾乎全部由機構(gòu)投資者掌控，而有些貨幣市場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）的最大值達到了3.081，有較大的標準差，表明歷史上我國的利率市場出現(xiàn)較大的波動;不同貨幣市場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到0.517和-0.253，檢驗期內(nèi)我國股市有一定的波動幅度，說明檢驗期間的選擇較為合理;廣義貨幣供應量年增長率（M2）的標準差較小，僅為0.035，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）年增長率的標準差也處于一個較小的值0.013，M2和GDP在檢驗期間內(nèi)波動幅度較小，說明近些年來我國的貨幣供應狀況和經(jīng)濟增長狀況均比較穩(wěn)定。

為了保證回歸的準確性，本文使用Levin，Lin & Chu方法對每個時間序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示，每個時間序列均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，即每個時間序列都是一階平穩(wěn)序列，可對模型進行進一步的回歸分析。

（二）實證結(jié)果及分析

本文利用面板數(shù)據(jù)回歸模型實證分析各影響因子對基金凈贖回率具體影響效應。為確定應該使用混合效應模型回歸還是固定效應模型回歸，本文首先進行F統(tǒng)計量檢驗。檢驗結(jié)果為F=1.18、Prob>F=0.2435，不應拒絕混合效應模型的原假設，因而應選用混合效應模型對各風險因素進行分析。

由表3可知，單只基金層面有三個影響因素對貨幣市場基金的流動性風險存在顯著的影響效應。超額收益率（R）的回歸系數(shù)為0.269，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明超額市場收益率R越大，貨幣市場基金流動性風險越小，這與假設2相符合。貨幣市場基金資產(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，流動性風險越大，這和假設2相符。貨幣市場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)計水平上顯著，即lnSIZE越大，貨幣市場基金申贖率越高，流動性越小，說明貨幣市場基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模對貨幣市場基金流動性風險有著顯著的負向影響，與假設1一致。SHR、lnT的回歸系數(shù)分別為-0.101、-0.06，但在10%統(tǒng)計水平上并不顯著，說明機構(gòu)投資者持有股份的比例和貨幣市場基金累計成立時長均不影響貨幣市場基金的流動性風險。

從宏觀層面的流動性風險影響因素來看，貨幣供應量（M2）的回歸系數(shù)是不顯著的，說明貨幣供應量增長率并不影響貨幣市場基金的流動性風險。七天上海銀行間同業(yè)拆借利率變動率（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）變動率越大，貨幣市場基金的流動性風險越高，這與本文的假設4不符。原因可能是利率向上浮動帶動其他金融產(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)總值變動率對貨幣市場基金的申贖率存在顯著的正向影響，即國內(nèi)生產(chǎn)總值變動率越大，貨幣市場基金流動性風險越低，這與假設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)并不影響貨幣市場基金流動性風險，這與假設5不符?？赡艿脑蚴钱斍拔覈糠滞顿Y者的投資態(tài)度較為保守，對風險較為厭惡。股票市場的“升溫”在一定程度上帶動了貨幣市場基金收益率的上漲，促使部分投資者更偏向于將資金配置在貨幣市場基金中以保持較為穩(wěn)健的收益。

四、我國貨幣市場基金流動性風險承壓能力測試

關于貨幣市場基金流動性風險壓力測試的模型，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)回歸模型實證研究了我國貨幣市場基金的流動性風險的有效影響因素。為了使壓力測試的結(jié)果更加準確，根據(jù)上文實證結(jié)果，本文對模型進行了調(diào)整，即將對貨幣市場基金流動性風險影響不顯著的因素移出模型之外再重新回歸，實證結(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，通過對比兩個模型各項影響因素的系數(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，本文以這五個顯著影響因子作為解釋變量，以貨幣市場基金的份額申贖率作為被解釋變量建立壓力測試模型：

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

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

（一）壓力情景設定

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

首先對確定的各風險因子做描述性統(tǒng)計。對于單個基金層面的流動性風險影響因子，本文以資產(chǎn)組合剩余到期期限、貨幣市場基金超額收益率和貨幣市場基金公司資產(chǎn)規(guī)模的原數(shù)據(jù)作為歷史數(shù)據(jù);而對于整個基金行業(yè)層面的流動性影響因子的數(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)果和實證檢驗的有效影響因素。

本文用歷史情景法設定資產(chǎn)組合剩余到期期限（lnP）、貨幣市場基金超額收益率（R）、基金公司資產(chǎn)總規(guī)模（lnSIZE）三個風險因子作用下的壓力情景。以這三個風險因子的最大（小）值數(shù)據(jù)設置重度壓力情景。如上文實證結(jié)果表明所屬公司資產(chǎn)規(guī)模（lnSIZE）、貨幣市場基金超額收益率（R）對貨幣市場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）負向影響貨幣市場基金的申贖率，本文選取其最大值作為重度壓力測試值。中度壓力值用風險因子平均值加或減一個標準差作為測試值，輕度壓力值用各風險因子的平均值加或減標準差的二分之一作為測試值。其中，當風險因子正向影響申贖率時應減上一個標準差或二分之一個標準差，否則為加去一個標準差或二分之一個標準差。

本文采用假設情景法設置國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率（GDP）和上海銀行間同業(yè)拆借利率變動率（SHI）作用下的壓力情景。鑒于我國近幾年經(jīng)濟增長速度放緩的事實，本文選定以6.5%、6%和5.5%作為重度、中度和輕度壓力的測試值;而從上海銀行間同業(yè)拆借利率變動率（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情景法對各風險因子進行了取值，取值結(jié)果見表5。

（二）壓力測試結(jié)果分析

根據(jù)表5設定的各風險因子的測試值，將各取值代入式（3）進行壓力測試，測試的結(jié)果如表6所示 。由表6可知，在重度壓力下，我國貨幣市場基金申贖率達到了104.09%，在中度壓力下申贖率達到64.24%，在輕度壓力情景下為28.17%，都遠高于我國貨幣市場基金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)嚴重的流動性風險。

（三）對不同規(guī)模的貨幣市場基金進行壓力測試

為了進一步探究資產(chǎn)規(guī)模不同的貨幣市場基金對流動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)，并分別對其進行回歸。本文把管理資產(chǎn)規(guī)模十億元以上的基金稱為“大規(guī)?；稹?，十億元以下的稱為“小規(guī)?；稹?。 為了確定回歸模型，本文分別對大規(guī)?；鸷托∫?guī)?；鹱鯢統(tǒng)計量檢驗。檢驗結(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，因此對大規(guī)?；鸷托∫?guī)?；鸬幕貧w都應選擇混合效應模型進行回歸。為了使回歸結(jié)果的更加精確，本文重新對不同規(guī)模下貨幣市場基金流動性風險的影響因素進行實證分析，實證的結(jié)果見表7。

由表7可知，不管是小規(guī)模基金還是大規(guī)?；穑Y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)拆借利率均對其流動性風險具有顯著的影響。而基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模和滬深300指數(shù)變動率對大小規(guī)?；鸬挠绊懖辉亠@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)模兩個變量具有較強的相關性。一般情況下，基金所屬公司的資產(chǎn)規(guī)模較大時，其管理的資產(chǎn)規(guī)模也比較大，因此當控制了基金管理的資產(chǎn)規(guī)模這一變量時相當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)的絕對值均大于小規(guī)?；?，這表明這三個因素對大規(guī)?；鹆鲃有燥L險的影響更大，而小規(guī)模貨幣市場基金流動性風險更容易受基金超額收益率的影響。

根據(jù)表7的實證結(jié)果，本文分別設置了大小規(guī)?；鹆鲃有燥L險的壓力測試模型：

將各風險因子測試值分別代入大小規(guī)模基金的壓力測試模型，測試結(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)了較為嚴重的流動性風險，這與上文的研究結(jié)論一致。在輕度壓力情景下，不同規(guī)?；疒H回率都高于不分規(guī)模時的基金贖回率，可能的原因是不同規(guī)?；鹬g的協(xié)同作用有利于消解部分輕度的流動性風險。另外，通過對比大小規(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)?；鸬牧鲃有燥L險承壓能力均強于大規(guī)模基金。但是，即使在輕度壓力情景下，小規(guī)模貨幣市場基金的凈贖回率也高達48.81%，不僅大于當前貨幣市場基金現(xiàn)金資產(chǎn)配置比例（17.83%），而且大于2013年發(fā)生贖回潮時的凈贖回率（43%），因此存在較為嚴重的流動性風險隱患。

五、結(jié)語

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

一是貨幣市場基金的機構(gòu)投資者持股比例、滬深300指數(shù)的變動率、廣義貨幣供應量的增長率、貨幣市場基金累計成立時間、對貨幣市場基金的流動性風險沒有顯著的影響。

二是貨幣市場基金的超額收益率、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)模對貨幣市場基金的流動性風險有著顯著的負向影響。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基金的流動性風險，且影響效應十分顯著，可能是因為利率的上浮帶動其他金融產(chǎn)品收益率提升，促使人們贖回貨幣市場份額，將資金配置于債券或其他理財產(chǎn)品。

三是我國貨幣市場基金流動性風險承壓能力較弱，無論是在重度、中度還是輕度壓力都將使貨幣市場基金發(fā)生較為嚴重的流動性風險，即使是在輕度壓力情景下凈贖回率也達到28.17%，也超過了當前貨幣市場基金17.83%的現(xiàn)金資產(chǎn)配置比例，存在流動性風險隱患;同時，相較于大規(guī)?；?，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試情景下，小規(guī)模基金的凈贖回率均低于大規(guī)模貨幣市場基金。因此，有必要對貨幣市場基金的流動性風險進行防范和管控，尤其對較大規(guī)模的貨幣市場基金，更有必要對其流動性風險進行重點監(jiān)管。

（責任編輯：孟潔）

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