摘要去中心化金融（DeFi）借貸協議近期經歷了顯著增長，然而投資者的動機在很大程度上仍未被探究。我們利用DeFi 借貸市場領導者Aave 的精細的交易層面數據來研究這些動機。我們的理論和實證研究結果表明，在DeFi 借貸池中，流動性提供主要受追求收益的動機驅動，而藉貸活動則主要受投機動機影響，在一定程度上還受治理動機的影響。無論是散戶投資者還是大型投資者，都試圖透過市場波動和價格投機來尋求潛在的高回報，然而後者參與DeFi 借貸的程度相對更高，這還在於他們希望影響協議決策並獲得更顯著的治理權。1 簡介去中心化金融（DeFi）借貸指的是透過區塊鏈技術和智慧合約直接提供和獲取貸款的做法，繞過了銀行等傳統中心化金融中介機構。在這種體系中，參與者可以在無需信任的環境中出借或借入資產，依靠區塊鏈交易的不可篡改性和透明性。利率根據資本的供需情況，依照預先設定的函數來決定。 DeFi 借貸協議經歷了顯著的成長，在2022 年初市場繁榮時期，其鎖定總價值（TVL）一度超過500 億美元，而2020 年底時幾乎為零（Aramonte 等，2022 ）。去中心化金融（DeFi）借貸與傳統銀行業務在三個關鍵方面有所不同。首先是匿名性和缺乏信用評估。與依賴詳盡的信用評估和個人識別的傳統銀行不同，DeFi 借貸遵循匿名原則。借款人和貸款人在不透露身份的情況下進行互動，這使得傳統的信用評估方法無法適用。第二個面向是加密資產作為抵押品在解決資訊不對稱問題中所扮演的核心角色。匿名性和加密資產的波動性導致依賴超額抵押作為風險管理工具，因為沒有其他方法來評估借款人的還款能力。這與傳統銀行業形成了鮮明對比，在傳統銀行業，貸款通常以較低的抵押率發放，或以更廣泛的資產（包括房地產和個人財產）作為抵押。去中心化金融對加密資產作為抵押品的依賴也使其在很大程度上自成一體，並限制了其與實體經濟的互動。第三個不同之處在於自動化和智能合約的使用。去中心化金融（DeFi）利用基於區塊鏈技術的智慧合約來自動化借貸流程。這種自動化使得貸款能夠即時發放，並且與傳統銀行相比，交易成本更低，因為傳統銀行的貸款涉及更多的手動處理和關係管理。然而，這也意味著去中心化金融（DeFi）缺乏傳統銀行業固有的關係建立和信任要素，而這些要素在風險評估和貸款回收方面可以發揮作用。這些協議利用區塊鏈和智能合約的能力，在傳統金融體系中發揮類似信貸中介的作用。與傳統金融不同，去中心化金融借貸協議的商業模式是基於為對平台匿名的借款人提供資金。鑑於去中心化金融（DeFi）借貸與傳統中介形式有顯著差異，瞭解DeFi 借貸的主要動機至關重要。本文旨在闡明促使參與者投身於DeFi 借貸活動的主要動機，並將其與傳統金融中的動機進行對比，以凸顯DeFi 的獨特性。為了弄清楚去中心化金融（DeFi）中介活動的主要決定因素，我們使用了來自Aave 的詳細交易層面數據，Aave 是DeFi 借貸領域最知名的參與者之一。 1如上所述，由於加密資產的價值本質上是波動的，因此在DeFi 借貸池中，借款人必須超額抵押他們所借的款項。借款人能夠做到這一點的程度由一個稱為「健康因子」的統計指標來衡量——這是以太幣（ETH）為單位的抵押品價值與借款價值之比的加權平均值，權重與特定抵押品的清算閾值成正比。圖1 顯示，在Aave 協議中，超過98% 的使用者健康比率高於1。圖1：Aave 使用者依健康比率等級分佈狀況註：此圖表展示了不同健康比率（抵押品價值與貸款價值之比）水平下Aave 用戶所佔的比例。健康比率高於1 表示超額抵押。資料來源：Dune Analytics：@victorljulian；作者計算。儘管去中心化金融（DeFi）借貸業務成長迅速，但從宏觀經濟角度來看，其規模仍相當有限。根據國際貨幣基金組織（2022 年）估計，DeFi 借貸協議的未償債務總額約為250 億美元，這與整個金融體系的未償債務規模相比，只是微不足道的一部分。然而，鑑於DeFi 生態系統的快速發展，如今規模較小並不能保證未來仍會維持如此規模。此外，缺乏監管以及加密貨幣生態系統的高度互聯性，都是密切監測這一市場的又兩個理由。對去中心化金融（DeFi）借貸的影響進行任何評估，都應基於對投資者被吸引進入這些平台的原因的透徹理解。存款交易可能是因為投資者尋求收益，這一點我們將進行檢驗。然而，令人驚訝的是，對於借款動機卻知之甚少。實際上，鑑於去中心化金融借貸需要超額抵押，這些平台上居然還有借款活動，這多少有些令人費解。為何要藉款而不是直接變現抵押品？一種解釋可能是，就像現實世界中某些實體資產（如房地產）一樣，抵押品缺乏流動性。然而，在去中心化金融借貸中，抵押品通常與所借資金一樣具有流動性。因此，還需要另一種解釋。我們分別針對存款和借款交易檢驗特定假設。此外，我們也研究了在檢視小用戶與大用戶時結果的變化。據我們所知，我們的論文是首次探討投資者為何選擇使用去中心化金融借貸協議，並對這些管道進行實證檢驗的研究。我們研究的主要結果如下。首先，「追求收益」是去中心化金融（DeFi）借貸池中流動性供應的關鍵決定因素，尤其是對散戶用戶而言。這種影響因已開發經濟體長期處於低利率環境而得到強化。其次，投資者透過DeFi 借貸協議借入代幣，要麼出於投機目的，要麼是為了透過暫時增加其在治理代幣中的份額來增強投票權，儘管投機動機似乎比治理動機更為重要。第三，無論是散戶（個人、規模較小的參與者）或大型投資者，其借貸決策都受到投機動機的驅動，包括透過槓桿、市場波動和價格投機尋求潛在的高回報。然而，大型投資者出於治理動機（如影響協議決策和累積更重要的治理權）而參與DeFi 借貸的情況相對多於散戶投資者。我們為去中心化金融（DeFi）借貸的新興但發展迅速的文獻做出了貢獻。 Chiu 等人（2022 年）強調了在匿名參與者構成的借貸市場中，基於借款人聲譽和財務實力的傳統借貸做法是如何失效的。然而，他們的分析假定借貸資金池在需要資金的專案方和擁有可用資金的貸方之間發揮傳統的中介作用。迄今為止，尚無直接證據表明DeFi 中的借貸與專案融資有關。儘管如此，我們的研究結果與他們的模型預測一致，即以太幣（ETH）價格上漲與通過去中心化金融（DeFi）協議的借貸增加有關。與我們的研究結果一致，桑喬特（Saengchote，2023 ）表明，Compound（另一個DeFi 借貸協議）的用戶主要透過借貸進行槓桿投資策略。海姆巴赫和黃（Heimbach 和Huang，2024 年）利用主要DeFi 借貸平台的用戶錢包數據對DeFi 槓桿進行了深入分析。他們發現，規模較大且活躍度較高的使用者相比其他使用者往往具有更高的槓桿率。作者也發現，當債務部位接近清算門檻時，高槓桿借款人更傾向於選擇波動較大的抵押品類型。我們的論文透過試圖解釋與高槓桿頭寸相關的風險和行為背後的經濟動機，對他們的分析進行了補充。其他研究分析了去中心化金融中介活動的特定面向。萊哈和帕勒（2024 年）提供了關於流動性池（即自動做市商（AMM））穩定性的證據，並指出了AMM 佔據限價訂單市場主導地位的條件。相反，卡波尼和賈（2024 ）記錄了去中心化交易所的缺陷，表明驗證者收取的租金導致流動性提供者遭受套利損失，並增加了整體流動性供應成本。此外，在訂單量相對於流動性池深度的彈性足夠低的情況下，即時流動性提供者（LP）——即為單一區塊內的交易提供流動性的LP——會排擠被動LP，從而降低整體市場流動性（卡波尼等，2023 ）。有趣的是，與傳統市場中知情交易者隱藏交易意圖的情況相反，去中心化交易所中的知情交易者透過出價更高的手續費來表明其優勢地位（卡波尼等，2023 ）。卡佩拉等（2022 年）；哈維等（2021 ）；馬卡羅夫與肖爾（2022 ）；澤茨切等（2020 ）探討了去中心化金融（DeFi）平台的潛在機會與挑戰。裡維拉等（2023 ）表明，與傳統借貸平台相比，DeFi 借貸中的固定利率結構往往效率更低。萊哈和帕勒（2022 年）研究了清算對DeFi 借貸中價格的影響，發現這是新興金融領域中潛在的脆弱性和市場溢出因素。我們的研究透過提供有關投資者選擇去中心化金融借貸動機的新證據，對這些論文的分析進行了補充。本文其餘部分的結構安排如下：第2 節討論資料集及一些典型事實，第3 節介紹實證模型和基準結果，第4 節闡明機構投資者與散戶投資者的不同動機，第5 節報告穩健性檢驗結果，第6 節為結論。2.資料、典型事實和可檢驗假設在本文中，我們將重點放在以太坊鏈上Aave 的活動。我們的資料庫包含了Aave V2 協議自2020 年12 月（該協議V2 版本推出之時）至2022 年7 月中旬期間的逐筆借款和存款交易資料。在此期間，該協議累計存款超過2,200 億美元（圖2，左圖）。 Aave V2 推出後的頭幾個月，借款活動持續成長。借款總額迅速飆升，超過80 億美元，隨後幾個月逐漸放緩（圖2，右圖）。圖2：Aave V2 協定活動附註：圖表展示了截至2022 年7 月13 日，Aave V2 協議上Dai（DAI）、封裝位元幣（WBTC）、封裝以太幣（WETH）、美元硬幣（USDC）、泰達幣（USDT）以及其他34 種代幣的總存款和借款流量。資料來源：The Graph；作者計算。圖3 展示了按代幣劃分的存款和借款交易分佈。以太坊封裝幣（WETH）無論是從交易數量或存款金額來看，都是存款交易中最常見的代幣（圖（a）和（b））。相反，借款交易則以穩定幣為主。圖（c）和（d）顯示，約75%的借款交易（無論是從交易數量還是藉款金額來看）涉及的是美元硬幣（USDC）、泰達幣（USDT）和去中心化美元（DAI）這幾種代幣。圖3：Aave V2 協議中按代幣劃分的交易分佈情況註：這些圖表顯示了按代幣劃分的存款（上圖）和借款（下圖）交易的分佈。左側圖表基於交易筆數，右側圖表基於交易金額（換算成美元）。數據是根據2020 年12 月至2022 年7 月中旬期間的逐筆交易數據。資料來源：The Graph；作者計算。我們透過增加更多金融和加密市場的變數來擴充資料集。有關政策利率以及不同期限美國公債殖利率的數據來自聖路易斯聯準會的FRED 資料庫。由於政策利率取決於聯邦公開市場委員會（FOMC）會議期間的貨幣政策決策，因此在非營業日該利率是已知且恆定的。對於後者，我們以非營業日市場休市期間的最新交易值來取代缺失值。直觀地說，這些是用戶在全天候開放的DeFi 或加密貨幣市場進行交易時所參考的數值。我們從CCData（CryptoCompare 前身）收集以太坊永續期貨資金費率的數據，以建立一個指標反映市場對以太坊（ETH）價格的預期（He 等，2022 ）。具體而言，我們的衡量方法是計算七家主要加密貨幣交易所（即幣安、Bitget、BitMEX、Bybit、Deribit、Kraken 和OKX 交易所）的以太坊永續期貨資金費率的簡單平均值。永續期貨是一種衍生合約，允許用戶對標的資產進行槓桿交易。資金費率正值意味著期貨價格高於現貨價格（即正向溢價），持有多頭部位的交易者需向持有空頭部位的交易者支付費用。相反，當資金費率為負值時，合約價格低於現貨價格（即反向溢價），持有多頭部位的交易者會收到空頭部位交易者的費用。換句話說，資金費率正值（負值）表示市場預期以太坊價格將上漲（下跌）。以太坊的價格是基於CCData 提供的以太坊定價數據計算得出的。標準普爾500 指數收盤價和VIX 指數的數據來自倫敦證券交易所集團Refinitiv Workspace。借款需求是給定日期內使用者在各個儲備金層級所有借款交易的總和。治理代幣是一個虛擬變量，對於那些允許持有者就專案開發/改進提案進行投票的代幣，其值為1，其餘情況為0。投票日期為虛擬變量，在特定代幣有投票進行的期間取值為1，其餘期間為0。我們從快照（Snapshot）取得每個治理代幣的投票日程。表1 提供了用於我們分析的最終資料集的匯總統計資料。表1：總統計表2020 年12 月至2022 年7 月中旬的每日資料。資料來源：聖路易斯聯準會，FRED；Aave；CCData；倫敦證券交易所集團Refinitiv Workspace；快照；The Graph；作者計算。在本文中，我們對三個假設進行了檢驗。首先，投資者是否因追求收益而將資金存入去中心化金融（DeFi）借貸協議。其次，投資者是否因投機目的透過DeFi 借貸協議借入代幣，以及/或他們是否利用DeFi 借貸協議透過暫時增加其治理代幣的持股來提升投票權。第三，帳戶餘額較小的用戶（即散戶）與帳戶餘額較大的用戶在行為上是否有差異。3. 實證模型與結果3.1 Aave V2 協定架構Aave V2 協議由兩個借貸池組成。每個借貸池再細分為多個儲備金，每種代幣對應一個儲備金。這些儲備金的功能類似錢包。用戶可以透過智能合約直接與這些儲備金進行存款和/或借款等交易。這些合約與協議協同工作，確保相應餘額的準確維護。在Aave 協議中，每筆交易都是透過合約來執行的。用戶透過存入加密貨幣進入Aave 協議（即存款交易）。一旦進入協議，用戶就開始獲得質押或存款收益，並決定執行其他交易，例如借入其他代幣或贖回其持有的資產以退出協議。需要注意的是，借款交易是以存款交易為前提的。換句話說，單一用戶可以存款而不借款，但用戶若要藉款，必須先在協議中存入資金。3.2存款交易需求在我們分析的第一步，我們將重點放在推動去中心化金融（DeFi）中存款交易的動機。具體而言，我們檢驗投資者是否出於追求收益的目的將資金存入DeFi 借貸協議。我們指定方程式1 如下：其中因變數是用戶i 在時間戳t 對儲備金j 進行的每筆存款交易金額的自然對數，X 是貨幣政策。此指標反映了投資於其他形式的流動性資產的機會成本。我們依序考慮了聯準會政策利率以及不同期限（3 個月、6 個月、1 年、2 年和10 年）的美國公債殖利率。 Z 是一個控制變數向量，用於捕捉可能促使用戶將資金存入DeFi 借貸協議的其他因素。具體而言，我們納入了以太坊永續期貨資金費率的一日滯後值作為投資者對以太坊價格預期的代理變量，以太坊價格自然對數的一日滯後值以控制動量交易，標準普爾500 指數收盤價自然對數的一日滯後值以控制實體經濟中的股票價格，以及對波動率指數（VIX）自然對數的股票價格滯後值以控制數的價格滯後。最後，用戶可能在Aave 協議中存入更多資金，以便能夠增加其借貸活動，而這反過來又需要更多的抵押品。為了控制這一因素，我們在向量Z 中納入了用戶i 在同一天對儲備金j 的借款需求的自然對數。方程式1 中包含了豐富的使用者-儲備固定效應（θ ij ），其目的是為了捕捉使用者-儲備層面的時不變的未觀測到的異質性。之所以要納入使用者-儲備固定效應，是因為去中心化金融（DeFi）使用者在金融知識水平、收入或對特定儲備存款的偏好方面可能存在差異。因此，如果要估計使用者/儲備之間在去中心化金融協議存款金額與利率水準之間的關係，可能會存在潛在的遺漏變數偏差。相反，納入用戶-儲備固定效應使我們能夠捕捉到用戶在特定儲備內存款金額與我們感興趣的變數之間的變化。在基準回歸中，我們未包含存款年利率（APR），因為這是由平台根據需求和供給匹配而內生決定的。表2 報告了對公式1 進行估計的結果。在控制了投資者對以太坊價格的預期、動量交易、股票和波動率狀況以及借貸成本等因素後，隨著需求的增加，聯準會政策利率和美國國債收益率的係數在各種期限內均為負值且具有統計意義（在1%的水平上），且係數的大小隨著證券期限的延長而減小。這種影響在經濟上也是有意義的。在其他條件不變的情況下，聯準會政策利率每降低1 個百分點，去中心化金融協議的存款量就會增加約60%（第1 列）。總體而言，這些結果與投資者出於追求收益的目的進入去中心化金融借貸協議的觀點相符。自全球金融危機爆發以來，已開發經濟體經歷的「長期低利率」環境是這種追求收益行為的關鍵促成因素。實際上，透過將加密貨幣存入去中心化金融協議，流動性提供者能夠獲得比透過傳統金融中介管道更高的利率。例如，在樣本期間，向Aave 提供泰達幣（USDT）流動性平均年利率為5.6%，高峰超過15%。在我們樣本的最後階段，隨著利率開始正常化，用戶將資金留在去中心化金融協議的機會成本上升了。表2：存款方程式括號內為依使用者儲備層級聚類的標準誤。 ***/*/* 表示在1%/5%/10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶儲備固定效應。來源：作者闡述。3.3借款交易需求在Aave 平台上，參與者選擇向借貸池借款的原因有很多。例如，某人可能希望用自己目前沒有持有的某種加密貨幣進行投資，或取得交易所代幣以獲得投票權帶來的好處。在這種情況下，平台參與者是選擇借款以獲得另一種代幣，還是出售自己目前持有的代幣直接購買，這取決於他們對自己目前持有的代幣未來價格的預期。特別是，如果消費者對自己目前持有的加密貨幣未來價格夠樂觀，他們就會選擇借款。另一種動機是利用其在某種加密貨幣中的現有部位。例如，假設某人持有加密貨幣A，並認為其價格會上漲。此人可以透過將加密貨幣A 作為抵押品存入借貸池，借入穩定幣，然後用穩定幣購買更多的加密貨幣A 來放大其頭寸。如果加密貨幣A 的價格上漲，此人將從其最初的加密貨幣A 持股中獲得更多收益。此外，如果加密貨幣A 能帶來治理收益，此人透過增加其持倉量也能從中獲益。在接下來的內容中，我們將正式對這兩種動機進行建模，忽略交易成本，並說明從借貸池借款的決策如何取決於價格預期以及可能的治理收益。3.3.1 借款以獲取另一種（投資）代幣假設某個人持有1 單位的A 幣，但有機會透過另一種B 幣獲取收益。投資者有兩種投資選擇。首先，如果該個人認為在投資期間A 幣的價格會上漲，那麼他可能會選擇將A 幣作為抵押品，並借入B 幣進行投資。其次，另一個選擇是該個人直接出售A 幣，然後直接購買B 幣。在第一種方案中，假設一個借貸池合約要求貸款成數（LTV）為0.75。設StB/A表示在時期t 時，硬幣A 對硬幣B 的匯率。那麼，一個持有1 枚A 幣的個人可以藉入0.75St B/A 硬幣B 。假設硬幣B 在一個周期內回報率為r%，存入抵押品（即存入資金）的每期存款利率為d%，借入資金的每期利率為i%。那麼，以一枚A 幣作為抵押品獲取一枚B 幣，然後將這枚B 幣投資一個周期的單位收益為：第一個項代表投資.75St 單位的幣B 所獲得的淨收益，第二個項是作為抵押品的幣A 所支付的獎勵，而最後兩項的差值是持有1 單位幣A 在該時間段內的資本收益或損失，其中所有收益均以美元計價。治理代幣的影響可以透過引入正的常數bA 和bB 來納入模型，這兩個常數分別反映了持有治理代幣A 和B 的單位收益（這些收益可能體現在交易平台上享受折扣或對協議規則進行投票的能力），並乘以一個指示函數1v=yes，當投資期間存在投票收益時該函數值為1。還有一種清算風險，這種風險源自於投資者健康因子（Health Factor）可能惡化，健康因子是衡量每個Aave 用戶償債能力的一個指標。健康因子定義為作為抵押品的資產（需扣除一個稱為清算門檻的折扣）與負債（借款加上利息）的比率。在我們所舉的例子中，投資者在Aave 上僅進行了一筆交易，即用1 單位的Coin A 作為抵押品借入了Coin B，如果貸款價值比（LTV）= 0.75，清算閾值= 0.8，那麼在交易發起時t 時刻的健康因子為在初始借貸交易之後，資產的價值因抵押品和投資所獲收益而增值，負債的價值也相應增加。這筆貸款的利息。加密貨幣價格的波動會導致投資者資產和負債價值的進一步變化，這些資產和負債由協議以以太幣為單位進行評估。具體來說，分子應為且分母為如果在維持幣A 和以太幣的相對價格不變的情況下增加（幣A 的供應量），那麼健康因子可能會降至1 以下，此時投資將被清算。為簡化起見，我們假設若健康因子低於1，則恰好在t + 1 時發生。那麼，當且僅當[.75 + i - .6r] St+1 > （1 + d).8St） 時，在t + 1 時刻發生清算。表示t + 1 時發生清算的機率。如果投資者的資產組合被清算，他們將失去抵押品，並且還需向清算人支付一筆清算費用。因此，在我們的例子中，他們的收益為設其中對應的是藉款人向清算人支付的清算獎金，而θ∈[0, 0.5] 對應的是單次清算請求中被清算的借款比例。因此，借款選擇權的收益可以寫成如下形式：第二種選擇是往返投資的情形，即投資者在t 時期從幣種A 轉投幣種B，將幣種B 投資一個時期，然後再轉回幣種A。忽略交易費用，此投資的每單位美元報酬率為：方程式6 中的第一項是投資所獲得的美元收益（一定數量的幣B） ，最後一項是初始投資的美元成本。如果投資者認為從時期t 到時期t + 1，幣A 的價格會上漲，那麼她可能更願意借入幣B，而不是出售幣A 併購買幣B 來進行投資。我們可以透過比較方程式5 和方程式6 的差異來理解這一點：方程式7 中表達式的符號不僅取決於幣A 的美元價格如何變化，還取決於幣B 的美元價格如何變化。當幣A 的美元價格上漲而幣B 的美元價格下跌時，即幣A 相對於幣B 升值時，該符號更有可能為正。一個有趣且具有實際意義的情況是，當硬幣B 是一種穩定幣時，那麼且可能不存在治理效益，因此方程式7 變成：在這裡我們可以馬上看出，那些足以確信硬幣A 的美元價格會上漲的投資者會認為，從預期來看，這個表達式會嚴格為正。對這些投資者而言，借入穩定幣將是他們首選的投資策略。，因此不存在價格變動的可能性。當硬幣A 的價格相對於硬幣B 的價格上升時，那麼，方程式7 就簡化為：另外值得注意的是，如果幣B 和幣A 的價格完全（正）相關，那麼第一項是藉款的淨收益。第二項是由於超額抵押的要求，個人只能將其持有的0.75 單位的A 幣用於投資，而非1 單位，從而放棄投資的機會成本。第三項是預期的清算成本，最後一項給出的是A 幣的淨治理收益。第一項為正的情況不太可能持續。在這個簡單的例子中，我們將利率i 和d 視為外生變量，但實際上它們會根據借款需求和存款數量進行調整（見附錄A.4）。如果市場參與者發現單獨的借款行為有利可圖，那麼i 會上升，d 會下降，直到d - 0.75i ≤ 0。第二項和第三項顯然是負的。因此，方程式9 為正的唯一可能性是A 幣的治理收益夠大。3.3.2 舉債以求槓桿效應使用與上一小節相同的符號，我們可以寫出一位投資者將幣種A 存入借貸池，借入穩定幣，然後出售該穩定幣以購買更多幣種A（例如通過交換）所獲得的收益（以美元計）：要讓套利有意義，這種收益必須超過僅僅持有A 幣一個周期的收益：取差值我們得到要讓公式12 的結果為正，就必須是額外的治理收益與價格上漲相結合足以抵銷預期的槓桿成本。3.3.3 實證分析上述情況表明，如果投資者的抵押品相對於另一種投資貨幣的預期價格上漲，那麼借款可能會更受青睞；而如果投資者預期相對價格會下降，那麼借款似乎就不太可取。治理方面的益處也可能使借款更有可能，但如果沒有相對價格的上漲，僅靠這些益處可能還不足以讓投資者傾向於借款。我們無法衡量單一投資者的價格預期，但可以透過以太坊永續期貨的融資利率以及以太幣的價格，對整體市場的信念和情緒有一個很強的感知。當這些指標上升時，上述計算表明，越來越多的投資者可能傾向於借款而非出售抵押品來為其投資提供資金。我們的假設是，借款水準將與前一天的以太坊永續期貨資金費率、以太坊價格以及投票權活化（從而帶來治理收益）呈正相關。因此，我們將方程式13 規定如下：其中因變數對應的是用戶i 對儲備金j 的每一筆借款交易金額的自然對數（Ln（借款金額）），在時間t 時，對借款金額的自然對數進行回歸，回歸變數為Y，用於捕捉用戶借入加密貨幣是出於投機和/或投票權動機。向量Y 包括以太坊永續期貨資金費率的一日滯後值以及以太坊價格自然對數的一日滯後值（Ln（以太坊價格）），以衡量對加密貨幣價格上漲的預期，從而捕捉投機行為。具體而言，前者透過期貨市場捕捉對以太坊價格上漲的預期，而後者衡量由動量效應驅動的投機行為（Liu 和Tsyvinski，2021）。為了衡量投票權動機，我們引入兩個虛擬變數的互動項：第一個虛擬變數（治理代幣）對於那些賦予持有者對發行協議中智能合約擬議修訂進行投票權的代幣取值為1，而第二個虛擬變數（投票日期）對於與借款交易執行時間戳對應的正在進行的投票取值為1。與方程式1 一樣，方程式13 也包含使用者儲備固定效應（θ ij）。表3 報告了結果。我們發現，衡量投機動機的變數（以太坊永續合約前一日資金費率和前一日以太坊價格的自然對數）與借貸量之間存在正相關關係，且在所有計量經濟學模型中均具有統計意義（在1%的水平上），這表明投資者情緒越樂觀，去中心化金融協議中的用戶借貸量就越高。這種影響在經濟上具有重要意義。第1 列的係數表明，以太坊永續合約前一日資金費率每上升1%，去中心化金融協議中的借貸量就會增加約0.35%，而以太坊價格前一日的自然對數每上升1%，在用戶-儲備層面的借貸量就會增加約0.77%。這些證據表明，去中心化金融借貸是由對價格上漲的預期所驅動的，投資者押注價格還會進一步上漲。此外，第2 列和第3 列互動項的正係數且具有統計意義，顯示治理代幣在投票日的借貸量大約會增加10%。這些結果與投資者透過去中心化金融協議借貸以增強其投票權從而影響代幣發展計劃的推論相符。第4 列報告了完整模型的結果，我們發現，與第3.3 節理論模型的推論一致，投機原因似乎佔主導地位，因為互動項仍為正但失去了統計意義。治理利益缺乏顯著性可能是由兩個因素造成的。一個因素是，借款資料無法捕捉到槓桿交易帶來的額外治理收益，除非在某些情況下，借入的代幣是互換交易的一部分。另一個因素是不同投資人類型（即機構投資人與散戶）的行為有差異。由於資料限制，我們無法研究前者因素。我們在下一節研究後者方面的情況。表3：借款方程式括號內為依使用者儲備層級聚類的標準誤。 ***/*/* 表示在1%/5%/10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶儲備固定效應。資料來源：作者計算所得。4. 大型投資者與散戶投資者在本節中，我們檢驗大型投資者的存款和借貸行為是否與散戶投資者有差異。隨著利率從極低水準開始正常化，散戶投資者可能會迅速轉向安全資產，而大型投資者可能更關注加密貨幣價格波動帶來的上行潛力、收益機會或由貪婪驅動的市場情緒。為了闡明這一方面，我們創建了一個虛擬變量，對於累計存款餘額處於分佈上三分之一的大型投資者賦值為1，其餘為0。具體而言，我們修改了基準迴歸模型，並將累積存款餘額處於下三分之一的用戶（散戶用戶）的交易與處於上三分之一的用戶（大型用戶）的交易進行比較，剔除了處於中間三分之一的用戶。表4 顯示，利率水準對兩種投資人類型都有影響，儘管對散戶的影響更為顯著。政策利率和美國國債殖利率的單一係數在各種利率期限下均為負值且具有統計意義，這表明「長期低利率」環境促使散戶投資者透過在去中心化金融協議中存入加密貨幣來「尋求收益」。這種影響在統計學和經濟意義上都具有顯著性：特定利率變數每上升1%，存款金額會下降約35% 至近60%，取決於模型設定。同時，政策利率和美國公債殖利率係數及其與大型投資者虛擬變數互動作用的聯合顯著性F 檢定具有統計意義。然而，這種影響的幅度要小得多：特定利率變數每上升1%，存款金額會下降約9% 至近17%，具體取決於模型設定。綜合來看，這些結果表明，與散戶投資者相比，大型投資者的決策在去中心化金融協議中的存款，受政策利率或美國國債收益率的影響要小得多。因此，一個合理的問題是，還有什麼其他因素可能在影響大投資者的存款決策？為回答這個問題，我們檢視了Aave V2 協議中存款年利率（APR）所起的作用，該利率由平台在儲備金層面根據供需情況內生決定。有可能的是，儘管傳統金融市場利率一上升，散戶投資者就認為傳統投資更具吸引力，但完全融入DeFi 生態系統的大型投資者可能反而更關注DeFi 協議所提供的收益。我們透過在表4 中的雙重互動項模型基礎上進行擴展來檢驗這個假設。為緩解內生性問題，我們透過池層級的平均存款APR（即各儲備金的平均值）來捕捉DeFi 協議的收益機會，這不太可能受到特定儲備金中某位用戶存款決策的影響。此外，我們將作為連續變數的存款APR 與「大型投資者」虛擬變數進行互動，以區分對兩類投資者的影響。表4：存款方程式：大型投資者與零售投資者比較括號內為依用戶-儲備金層級聚類的標準誤。 ***、**、* 分別表示在1%、5%、10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶-儲備金固定效應。大型投資者對應帳戶餘額處於上三分之一的用戶；零售用戶則為下三分之一。資料來源：作者闡述。表5 顯示，對於零售投資者和大型投資者而言，存款年利率的係數均為正值且具有統計意義。具體而言，存款年利率與大型投資者的互動項係數在統計上並不顯著，這表明大型投資者在存款年利率上升時，相對於散戶投資者並不會向DeFi 協議存入更多資金（表5 第1 列）。 F 檢定表明，大型投資者的整體效應為正且具有統計意義。存款年利率每上升1 個百分點，大型投資人在去中心化金融協議的存款金額就會增加81 個基點（表5 第1 列）。我們發現零售投資者的行為會受到存款年利率變動的影響（在各種計量經濟模型設定中，存款年利率這一單一係數始終為正且具有統計意義）。然而，即便在控制變數中加入存款年利率，傳統金融市場利率對零售投資人的影響結果依然穩健。同樣，即便在模型設定中加入存款年利率，大型投資者的整體影響結果仍具有統計意義，不過相對於零售投資者而言，其影響程度明顯較小。表5：存款方程式：大型投資者與零售投資者（與存款年利率的互動作用）括號內為依用戶-儲備層級聚類的標準誤差。 ***/*/* 表示在1%/5%/10% 的水平上具有統計意義。所有回歸均包含用戶-儲備固定效應。大型投資者對應帳戶餘額處於上三分之一的用戶；零售用戶則為下三分之一。資料來源：作者闡述。表6 報告了零售投資者和大型投資者在藉貸行為方面不同群體間差異效應的結果。有趣的是，與表3 中呈現的基準結果相比，它揭示了一些特殊之處。以太坊永續期貨資金費率和ln（以太幣價格）的證據大致與基準結果一致，顯示無論是大型投資者還是零售投資者，都傾向於在預期價格上漲和加密貨幣價格呈上升趨勢時借入更多資金。其次，治理代幣*投票日期與大型投資者指示變數之間的互動項為正，且在10% 的水平上具有統計意義（第2 列），這表明相對於散戶投資者，大型投資者透過DeFi 協議借入更多資金以增加其投票權，從而影響代幣的發展計畫。可以說，這種策略對大型投資者更具吸引力，因為他們能夠透過借貸顯著增加對專案發展提案的投票權。在第3 欄中，我們也測試了當將ETH 永續期貨資金費率的一日滯後值、治理代幣*投票日期、ETH 價格的一日滯後值及其互動項同時納入同一計量經濟學模型時係數的穩定性。點估計值保持穩定。表6：借款方程式：大型投資人與散戶用戶括號內為依用戶-儲備層級聚類的標準誤差。 *** / ** / * 表示在1% / 5% / 10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶-儲備固定效應。大型投資者對應帳戶餘額處於上三分之一的用戶；零售用戶則為下三分之一。資料來源：作者計算。5. 穩健性檢定5.1 擴展用於存款分析的樣本在2021 年4 月26 日至2022 年5 月20 日期間，Aave 協議向存款人發放了原生的Aave 代幣作為獎勵，從而激勵資金流入該平台。 26 一個合理的擔憂是，我們關於「收益尋求」所進行的存款分析結果可能會受到此類激勵計畫的影響。換句話說，用戶可能會向Aave 協議存入更多資金以賺取此類激勵代幣，這種做法也被稱為「收益耕種」。為瞭解決這些擔憂，我們對表2 的存款分析進行重新計算，樣本時間範圍延長至2020 年12 月至2024 年6 月，但排除收益耕種活躍的時期（即2021 年4 月26 日至2022 年5 月20 日）。表7 的結果顯示，點估計值仍為負值，具有統計意義，並且與表2 的結果一致，儘管數值略小。具體而言，第1 欄表明，政策利率每上升1 個百分點，去中心化金融協議中的存款流入量就會下降近20 個百分點。整體而言，在考慮激勵計畫的情況下，「逐利」效應有所減弱，但仍一致，這與基準設定（即表2）中的證據相符，證實了我們研究結果的穩健性。表7：存款方程式：剔除收益耕種期括號內為依使用者儲備層級聚類的標準誤。 *** / ** / * 表示在1% / 5% / 10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶儲備固定效應。資料來源：作者整理。樣本涵蓋2020 年12 月至2024 年6 月期間，不包括收益耕種期（即2021 年4 月26 日至2022 年5 月20 日）。5.2 在受限樣本的WETH 抵押品上進行借款交易分析在第3.3 小節中，為推導迴歸係數的假設所提供的論證在一定程度上進行了簡化，因為我們沒有考慮投資者可能用以太幣以外的資產作為抵押品的可能性。要明白為何這可能很重要，我們必須更仔細地檢視健康因子的定義。其公式為其中a 表示作為抵押品存入的代幣，d 表示借入的代幣，Collaterali,a,t 表示截至時間t 存入的代幣及其產生的利息，清算thresholda,t 表示抵押品價值的折扣，Borrowsi,d,0:t 表示從時間0 開始到時間t 仍未償還的借款，而interesti,d,t 表示截至時間 產生的利息。公式14 表明，健康因子是抵押代幣與借入代幣相對於以太幣的匯率的函數。若要在我們的模型中充分考慮這兩種匯率的波動性，就需要為每筆具體的借款交易建立抵押代幣與借入代幣之間的一一對應關係。然而，在計算健康因子時，存入的抵押品是合併在一起的，其總價值會被「轉換」為以太幣。因此，要建立這種一一對應關係是不可能的。然而，我們可以將研究對象限制為那些全部以與以太幣價值掛鉤的代幣（即WETH）作為抵押品的用戶，從而消除健康因子分子值的波動性，並證明我們的結果在第3.3 小節所用的設定下依然成立。換句話說，如果抵押品是純以太幣，那麼健康因子的分子值就不會隨著以太幣價格的漲跌而改變。此外，透過將樣本範圍限制在那些僅存入此類代幣作為抵押品的用戶，在該協議中使用的是WETH，我們衡量由價格上漲預期（即ETH 永續期貨資金費率）和動量效應（即ETH 價格的自然對數）所驅動的投機行為的指標，不會受到每種代幣相對變化的影響。因此，作為第一個穩健性檢驗，我們在僅以WETH 作為抵押品的使用者樣本上重複了表3 和表6 的分析。需要注意的是，該樣本並未包含所有曾以WETH 作為抵押品（因此在一定程度上由WETH 抵押品支援）的用戶的全部借款交易，而僅包含那些在其整個歷史記錄中始終僅以WETH 作為抵押品的用戶的交易。換句話說，在這項測試中，我們排除了那些在其整個歷史記錄中的至少一筆存款交易中存入了除WETH 以外的代幣的用戶。透過採用這種嚴格的定義，我們確保了所隔離的用戶群體中健康因子的變化純粹是由所借代幣（在大多數情況下是與美元掛鉤的穩定幣）與以太幣之間的相關性所驅動的。該測試得出了非常相似且一致的結果，證實了我們的建模假設。表8 顯示，前一天的以太坊永續期貨資金費率與借款量之間存在正相關關係，且具有統計意義（在1% 的水平上），這表明當我們將樣本限制為使用相同抵押品（WETH）進行借款的用戶時，我們的結果仍然成立。有趣的是，與表3 的基準模型相比，係數的大小大幅增加。具體而言，以太坊永續期貨資金費率每增加一個標準差（即11.9%），借款量就會增加10.9%（第1 列），而表3 中記錄的數值為4.1%。然而，治理代幣與投票日期之間的互動項失去了統計意義，這表明（平均而言）持有治理代幣所帶來的好處與投票日期無關。在去中心化金融（DeFi）平台上，取得質押代幣並非驅動借貸交易的主要動機。表8：借款方程式：WETH 抵押品括號內為依保護區層級聚類的標準誤。 *** / ** / * 表示在1% / 5% / 10% 的水平上具有統計意義。所有迴歸均包含保護區固定效應。資料來源：作者計算。5.3 替代固定效應設定在表2 中，我們發現存入DeFi 協議的資金量與利率水準之間呈反比關係，這證實了我們的假設，即投資者將資金存入DeFi 協議是為了追求收益。儘管迴歸模型中包含了使用者儲備的固定效應，但我們未加入時間固定效應，以避免與利率變數產生多重共線性（或過度減少資料變化）。然而，有人可能會認為，除了政策利率之外，用戶儲備層面的其他時變因素（如新冠疫情）也可能影響投資者將資金存入Aave 的決策。為了控制這種可能性，我們在計量經濟模型中加入了使用者儲備月固定效應。可以說，這種設定要求很高，因為它排除了那些利率在月度內沒有變化的估計值，因為在這些月份，利率會僅在某個月中的某一天與月度固定效應以及存入/借出資金的用戶產生多重共線性。表9 報告了結果。儘管觀測值大幅減少——超過38,000 個——但結果仍顯示，存入去中心化金融協議的資金量與利率水準之間存在負相關且具有統計意義的關係，這證實了我們的基準結果。另外值得注意的是，表9 中的係數與表2 中所報告的結果相比大幅縮小。不過，點估計值在經濟意義上仍然具有意義。在其他條件不變的情況下，聯準會政策利率每降低1 個百分點，每月存入去中心化金融協議的資金量就會增加14%（第1 列）。表9：在存款方程中納入使用者- 儲備- 月固定效應括號內為依用戶-儲備金層級聚類的標準誤。 ***/*/* 表示在1%/5%/10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶-儲備金-月份固定效應。資料來源：作者計算。同樣地，不可觀測的隨時間變化的用戶特定特徵，有可能與我們感興趣的變數相關的其他因素也可能影響投資者在DeFi 協議中藉款的決定。同樣，疫情的爆發可能對用戶出於投機目的借款的傾向產生異質性影響，而這種影響可能無法透過以太坊永續期貨資金費率完全反映出來。遵循上述方法，我們也在藉款模型中加入了使用者-儲備-月份的固定效應。表10 中所報告的結果在加入三重固定效應互動項後仍然成立，這證實了表3 中基準借款結果的有效性。實際上，以太坊永續期貨資金費率、治理代幣*投票日期和ln（以太坊價格） 的係數保持了符號和統計顯著性，與基準結果一致。與表9 的結果類似，係數的大小有所減少。考慮到表10 的估計減少了約22,000 個觀測值，這是由於排除了那些每月未多次借款的用戶，表10 和表3 中點估計值的穩定性令人放心。表10：在藉款方程中加入使用者- 儲備- 月固定效應括號內為依用戶-儲備金層級聚類的標準誤。 ***/*/* 表示在1%/5%/10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶-儲備金-月份固定效應。資料來源：作者計算所得。5.4 標準誤差的替代聚類方法在基準模型中，我們將標準誤差以使用者-儲備金等級進行聚類。由於我們迴歸中的自變數是每日時間序列，對於在給定日期發生的每筆交易都取相同的值，因此一個合理的擔憂是，所獲得的標準誤差會受到我們資料集這一特定特徵的影響。為解決這一擔憂，我們透過將標準誤差按使用者-儲備金和日期層級進行聚類來重複基準分析。表11 中關於存款交易的結果與表2 的結果相似且一致，證實了我們基準結果的穩健性。表11：存款方程式：雙向標準誤聚類括號內為依用戶-儲備金和日期層級聚類的標準誤。 *** / ** / * 表示在1% / 5% / 10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶-儲備金固定效應。來源：作者闡述。同樣，表12 的結果與表3 的結果相似且一致，這顯示在藉貸交易的情況下，我們的基準模型同樣具有穩健性結果。表12：借貸方程式：雙向標準誤聚類括號內為依用戶-儲備金和日期層級聚類的標準誤。 *** / ** / * 表示在1% / 5% / 10% 的水平上具有統計顯著性。所有回歸均包含用戶-儲備金固定效應。資料來源：作者計算。6. 結論本文分析了去中心化金融（DeFi）借貸協議中投資者的行為。為了理解去中心化金融中介活動的主要決定因素，我們使用了來自Aave 的詳細交易層面數據，Aave 是去中心化金融借貸領域最知名的參與者之一。我們研究的主要結果如下。首先，在低利率環境下，「追求收益」是去中心化金融（DeFi）借貸池中流動性供給的關鍵決定因素，尤其是對散戶用戶而言。其次，投資者透過DeFi 借貸協議借入代幣，要麼出於投機目的，要麼是為了透過暫時增加其在治理代幣中的持股比例來增強投票權，儘管投機動機佔主導地位。第三，不同類型的投資人在藉貸行為上有關鍵差異。無論是散戶投資者還是大型投資者，其借貸決策都受到投機動機的驅動，試圖透過槓桿、市場波動和價格投機來獲取潛在的高額回報。最後，大型投資者出於治理動機（如影響協議決策和獲取收益）而參與DeFi 借貸以獲得更多重要的治理權的比例相對高於散戶投資者。總的來說，我們的證據表明，去中心化金融（DeFi）的中介活動將資金從儲蓄者轉移到了投機者手中，而不是從事具有社會生產力活動的企業家手中。論文作者：朱利奧·科內利等期刊來源：美國國家經濟研究局，Working Paper 1183 （好雨知時）
