我國(guó)貨幣政策對(duì)收益率曲線效應(yīng)關(guān)系的實(shí)證研究

1.引言　　
　　貨幣政策和利率期限結(jié)構(gòu)(收益率曲線)之間的關(guān)系一直是貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為貨幣政策是通過(guò)其對(duì)市場(chǎng)利率產(chǎn)生效應(yīng)而傳遞給經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的，各國(guó)的貨幣政策制定者一般將短期利率作為他們的主要操作工具，通常是采用銀行同業(yè)之間的隔夜拆借利率作為貨幣政策運(yùn)作工具。然而，實(shí)際的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)諸如投資和消費(fèi)在很大程度上是取決于長(zhǎng)期利率水平的。因此，貨幣政策的有效性就高度依賴于其是否會(huì)對(duì)長(zhǎng)期利率產(chǎn)生影響。貨幣政策制定者為了實(shí)現(xiàn)影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的目標(biāo)，就應(yīng)當(dāng)使貨幣政策可以影響不同期限的利率(整個(gè)收益率曲線)。
　　傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制假定利率期限結(jié)構(gòu)可以由預(yù)期假說(shuō)來(lái)充分地描述，長(zhǎng)期利率是當(dāng)前和未來(lái)短期利率的加權(quán)平均值。貨幣政策制定者通過(guò)影響當(dāng)前的短期利率，就可以改變預(yù)期的未來(lái)短期利率和長(zhǎng)期利率。因此，如果預(yù)期假說(shuō)有效，則貨幣政策只會(huì)引起收益率曲線的平行變動(dòng)而不會(huì)改變它的坡度。鑒于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲線的坡度來(lái)作為預(yù)測(cè)貨幣政策是否發(fā)生變化的一個(gè)先行指標(biāo)。總的來(lái)看，研究貨幣政策對(duì)收益率曲線影響的文獻(xiàn)可以分為兩大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲線的動(dòng)態(tài)變化是否與預(yù)期假說(shuō)相一致，結(jié)果發(fā)現(xiàn)雖然預(yù)期假說(shuō)常被實(shí)證結(jié)果所拒絕，但它至少可以解釋市場(chǎng)利率變動(dòng)的某些行為；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和時(shí)間序列分析的方法來(lái)量化研究貨幣政策對(duì)收益率曲線的直接影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貨幣政策的確可以影響市場(chǎng)利率，但其影響力隨著到期期限的延長(zhǎng)而變?nèi)�，在收益率曲線的遠(yuǎn)端甚至變得不太顯著。
　　國(guó)內(nèi)在這方面的研究還較少。文獻(xiàn)［8］、［9］和［10］主要從定性的角度分析了貨幣政策變動(dòng)與國(guó)債收益率曲線之間在理論上的一般聯(lián)系、貨幣政策影響利率期限結(jié)構(gòu)的方式和相應(yīng)的政策建議，但缺乏客觀的量化研究；文獻(xiàn)［11］運(yùn)用Granger因果測(cè)試、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解檢驗(yàn)了收益率曲線坡度和央行基準(zhǔn)利率在預(yù)測(cè)產(chǎn)出增長(zhǎng)和通貨膨脹率中的信息含量，但并未實(shí)證檢驗(yàn)貨幣政策是否對(duì)收益率曲線有影響以及是否使收益率曲線的短、中、長(zhǎng)期部分發(fā)生平行變動(dòng)。因此，本文的目的就是通過(guò)研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)的貨幣政策是否對(duì)國(guó)債市場(chǎng)的利率期限結(jié)構(gòu)(收益率曲線)具有顯著的影響，如有，這種影響是否以相同的方式影響收益率曲線的短、中、長(zhǎng)期部分，還是存在某些差別。對(duì)這兩個(gè)問(wèn)題的研究，將有助于評(píng)估我國(guó)貨幣政策的有效性。
　　
　　2.樣本數(shù)據(jù)及處理
　　
　　本文選用的數(shù)據(jù)為2004年5月20日到2005年11月3日的313個(gè)日度數(shù)據(jù)，其中央行的貨幣政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中國(guó)貨幣網(wǎng)(http：//www.chinamoney.com.cn)，國(guó)債回購(gòu)利率數(shù)據(jù)(R001、R007、R014、R028、R091和R182)則由上海證券交易所獲得。而且，對(duì)上述兩類數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的處理，剔除掉了一些缺失觀測(cè)。至于從1年期到20年期的國(guó)債利率，則是首先由上海證券交易所(http：//www.sse.com.cn)獲得對(duì)應(yīng)上述利率數(shù)據(jù)觀測(cè)日的39只記賬式國(guó)債收盤價(jià)，接著根據(jù)當(dāng)日的國(guó)債收盤報(bào)價(jià)，根據(jù)廣義息票剝離法并利用Svensson模型估計(jì)出該日的國(guó)債市場(chǎng)利率期限結(jié)構(gòu)，最后利用獲得的利率期限結(jié)構(gòu)參數(shù)模型估計(jì)出到期期限分別為1到20年的國(guó)債市場(chǎng)利率數(shù)據(jù)。本文的研究所使用的數(shù)學(xué)軟件為Matlab7?0和Eviews5和SPSS11?5。
　　
　　3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析
　　
　　3?1預(yù)期假說(shuō)與貨幣政策
　　預(yù)期假說(shuō)認(rèn)為t時(shí)刻n期資產(chǎn)的收益率Rn,t是由當(dāng)前和未來(lái)的一組m期資產(chǎn)的收益率Rm,t(n＞m)唯一決定的。對(duì)于由零息票債券的即期收益率構(gòu)成的期限結(jié)構(gòu)關(guān)系，僅僅表明n期投資的收益率應(yīng)當(dāng)?shù)扔趍期投資的收益率向前滾動(dòng)k(k=n/m，且為整數(shù))次并加上一項(xiàng)僅隨m和n變動(dòng)而不隨時(shí)間變動(dòng)的期限溢價(jià)θn,t，如式(1)所示：
　　
　　貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制就是通過(guò)式(2)進(jìn)行運(yùn)作的。央行的貨幣政策部門可以通過(guò)改變隔夜拆借利率R0,t，來(lái)引發(fā)當(dāng)前的短期利率發(fā)生變化，同時(shí)也改變了對(duì)利率未來(lái)變動(dòng)路徑的市場(chǎng)預(yù)期，即長(zhǎng)期利率由于可以看成是當(dāng)期和預(yù)期未來(lái)的短期利率的加權(quán)平均，也會(huì)受到相應(yīng)的影響。對(duì)貨幣政策效應(yīng)的大小和顯著性可以通過(guò)估計(jì)多變量進(jìn)行直接檢驗(yàn)，其本質(zhì)就是假定在貨幣政策工具和市場(chǎng)利率之間存在一種平穩(wěn)的同期變動(dòng)關(guān)系，即可以通過(guò)由貨幣政策工具的同期以及滯后和先行(lead)變動(dòng)構(gòu)成的仿射函數(shù)來(lái)對(duì)市場(chǎng)利率的變動(dòng)進(jìn)行解釋，如式(3)所示：
　　
　　其中，Δ代表差分算子，Ri,t代表t時(shí)刻的國(guó)債回購(gòu)利率和到期期限為1到20年的國(guó)債利率，R0,t代表t時(shí)刻的隔夜拆借利率(貨幣政策工具)，ε是誤差項(xiàng)，β0,i、β1,i和β2,i是到期期限為i的市場(chǎng)利率對(duì)貨幣政策工具變化響應(yīng)程度的參數(shù)。如果βi(=β0,i β1,i β2,i)是統(tǒng)計(jì)顯著的，則表明貨幣政策的確會(huì)影響不同到期期限的利率；如果βi隨著利率到期期限的延長(zhǎng)而減少，則表明貨幣政策對(duì)到期期限較長(zhǎng)的利率的影響變?nèi)�，同時(shí)也表明貨幣政策引發(fā)了收益率曲線的非平行變動(dòng)，使其平坦化。在式(3)中，引入Ri,t-1是為了消除殘差的自相關(guān)現(xiàn)象，引入R0,t-1是為了體現(xiàn)對(duì)貨幣政策變動(dòng)的預(yù)期，而引入R0,t 1則是為了體現(xiàn)不能由當(dāng)期貨幣政策數(shù)據(jù)所反映而實(shí)際上變化的貨幣政策已經(jīng)對(duì)當(dāng)期利率所產(chǎn)生的影響。
　　由于篇幅所限，本文對(duì)式(3)的估計(jì)結(jié)果和相關(guān)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量沒(méi)有列表給出，但從其結(jié)果來(lái)看，貨幣政策工具對(duì)國(guó)債市場(chǎng)單個(gè)到期期限的利率的影響絕大部分都是顯著的，表明市場(chǎng)的確會(huì)在一定程度上預(yù)期到貨幣政策的變化。不過(guò)從分析中也可以看到，貨幣政策工具對(duì)國(guó)債市場(chǎng)利率的同期影響β0,i和總影響βi則是隨著國(guó)債市場(chǎng)利率期限的增加呈現(xiàn)先劇烈下降后稍稍上升的走勢(shì)，引發(fā)了收益率曲線的非平行變動(dòng)。國(guó)債回購(gòu)利率R001對(duì)貨幣政策工具(隔夜拆借利率)的響應(yīng)程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他期限利率對(duì)隔夜拆借利率的響應(yīng)，表明二者之間具有相當(dāng)高的相關(guān)性，R001對(duì)貨幣政策的變化反應(yīng)是相當(dāng)敏感的，因此在研究中可以適當(dāng)?shù)赜肦001來(lái)代替隔夜拆借利率，以解決其可能的數(shù)據(jù)缺失問(wèn)題。對(duì)于除R001以外的其他期限利率對(duì)隔夜拆借利率的響應(yīng)估計(jì)結(jié)果，則表明我國(guó)的貨幣政策對(duì)于國(guó)債市場(chǎng)收益率曲線的效應(yīng)僅在短期內(nèi)有效，而對(duì)于中長(zhǎng)期、長(zhǎng)期則基本無(wú)效或者效應(yīng)相當(dāng)?shù)�。　�??2協(xié)整理論及其實(shí)證檢驗(yàn)
　　盡管式(3)的估計(jì)結(jié)果可以用來(lái)分析我國(guó)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，但如果用于估計(jì)(3)的國(guó)債市場(chǎng)各期限利率是非平穩(wěn)的，則得到的估計(jì)結(jié)果是不可靠的。雖然，式(3)通過(guò)對(duì)各變量差分消除了非平穩(wěn)，但同時(shí)也會(huì)喪失各變量歷史數(shù)據(jù)之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。不過(guò)，如果預(yù)期假說(shuō)成立，則國(guó)債市場(chǎng)各期限利率和隔夜拆借利率之間會(huì)表現(xiàn)出動(dòng)態(tài)協(xié)同變動(dòng)即具有相同的隨機(jī)趨勢(shì)。具體來(lái)講，就是國(guó)債市場(chǎng)各期限利率和隔夜拆借利率之間具有協(xié)整關(guān)系且協(xié)整向量的系數(shù)具有對(duì)稱性。鑒于上述兩點(diǎn)，本文應(yīng)用協(xié)整理論來(lái)檢驗(yàn)國(guó)債市場(chǎng)各期限利率和隔夜拆借利率之間是否存在動(dòng)態(tài)協(xié)同變動(dòng)以及如果存在動(dòng)態(tài)協(xié)同變動(dòng)，其具體的協(xié)整向量系數(shù)是否為(1，-1)形式。這等價(jià)于檢驗(yàn)預(yù)期假說(shuō)中貨幣政策工具對(duì)收益率曲線不同段的影響程度，如果國(guó)債市場(chǎng)各期限利率和隔夜拆借利率之間協(xié)整向量系數(shù)均為(1，-1)形式，則表明貨幣政策變化會(huì)引起收益率曲線的平行變動(dòng)，反之則不然。
　　對(duì)于n維時(shí)間序列向量{X_t}，如果{X_t}的分量序列為I(d)序列，且存在一個(gè)向量α≠0，使得α^TX_t～I(xiàn)(d-b),b＞0，則稱{X_t}的分量序列存在(d，b)階協(xié)整關(guān)系，記為X_t～CI(d-b)，而α稱為協(xié)整向量。一個(gè)帶有高斯誤差項(xiàng)ε的無(wú)約束協(xié)整系統(tǒng)的向量自回歸表述形式如式(4)所示：
　　
　　式(5)中矩陣Π的秩決定了各變量之間是否存在顯著的協(xié)整向量，對(duì)此可采用Johansen中的跡統(tǒng)計(jì)量λtr和最大特征值統(tǒng)計(jì)量λmax來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，并且在檢驗(yàn)之前根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則選擇合適的滯后長(zhǎng)度以確保模型的殘差項(xiàng)不存在序列自相關(guān)現(xiàn)象。利用Eviews軟件可以得到基于Johansen檢驗(yàn)的雙變量(國(guó)債市場(chǎng)各期限利率和隔夜拆借利率)系統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（編者按：因篇幅所限，本文省略了協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，有興趣者，可向作者網(wǎng)上索取，Libiao2002403@163.com）
　　雙變量的秩檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，國(guó)債市場(chǎng)各期限利率中除1、2年期與8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的顯著性水平上不存在雙變量的協(xié)整關(guān)系外，其他各期限利率均與隔夜拆借利率存在協(xié)整關(guān)系。這表明我國(guó)的貨幣政策對(duì)國(guó)債市場(chǎng)利率具有一定程度上的長(zhǎng)期影響，但對(duì)于收益率曲線上不同到期期限的市場(chǎng)利率的影響程度有很大差異，這可以從表2標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量(1，β)結(jié)果中得到進(jìn)一步的證明。對(duì)于短期和超短期的國(guó)債回購(gòu)市場(chǎng)利率，其與隔夜拆借利率(貨幣政策工具)的長(zhǎng)期參數(shù)絕對(duì)值接近于1，而對(duì)于那些利用國(guó)債收盤價(jià)估計(jì)出的1到20期的市場(chǎng)利率，則長(zhǎng)期參數(shù)絕對(duì)值遠(yuǎn)小于1，且變動(dòng)情況也十分復(fù)雜。除不存在協(xié)整關(guān)系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的長(zhǎng)期參數(shù)估計(jì)值呈現(xiàn)反復(fù)波動(dòng)，不過(guò)仍小于0?4，而對(duì)于11到20年期的利率，長(zhǎng)期參數(shù)估計(jì)值則呈現(xiàn)出有規(guī)律的上升態(tài)勢(shì)，但上升幅度很小，且均在0?5以下。因此，雖然貨幣政策對(duì)我國(guó)市場(chǎng)收益率曲線具有效應(yīng)關(guān)系，但其對(duì)于中短期、中期和長(zhǎng)期利率的影響很弱，這就說(shuō)明我國(guó)目前的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是很不健全的，市場(chǎng)利率對(duì)貨幣政策的變化不敏感，貨幣政策很難影響長(zhǎng)期利率走勢(shì)，同時(shí)貨幣政策變化也會(huì)使我國(guó)的市場(chǎng)收益率產(chǎn)生非平行變動(dòng)，甚至扭曲。
　　
　　標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量
　　
　　4.貨幣政策對(duì)收益率曲線效應(yīng)測(cè)度的主成分分析
　　
　　為進(jìn)一步說(shuō)明貨幣政策對(duì)收益率曲線短、中、長(zhǎng)端效應(yīng)程度的不同，可應(yīng)用統(tǒng)計(jì)中的主成分分析方法識(shí)別出影響市場(chǎng)收益率變動(dòng)的公共因子來(lái)進(jìn)行研究。由于主成分分析要求序列是平穩(wěn)的，因此需要對(duì)各期限的國(guó)債回購(gòu)利率和1到20年期市場(chǎng)利率進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行相應(yīng)的差分處理，使各利率序列達(dá)到平穩(wěn)。（編者按：篇幅所限，對(duì)本文主成分分析結(jié)果感興趣者，可與作者網(wǎng)上聯(lián)系。libiao2002403@163.com）
　　根據(jù)Kaiser檢驗(yàn)顯著的三個(gè)主成分對(duì)各期限市場(chǎng)利率的解釋能力分別為72?7107％、13?0465％和6?9151％。其中，第一主成分主要與國(guó)債回購(gòu)利率中的R091和R182以及到期期限從2年到20年的利用國(guó)債收盤價(jià)估計(jì)出的市場(chǎng)利率相關(guān)；第二主成分主要與國(guó)債回購(gòu)利率中的R007、R014和R028相關(guān)；而第三主成分則主要對(duì)應(yīng)與國(guó)債回購(gòu)利率中的R001和到期期限為1年的市場(chǎng)利率。這表明我國(guó)的國(guó)債回購(gòu)市場(chǎng)存在明顯的短、中、長(zhǎng)期分割現(xiàn)象，而對(duì)于到期期限更長(zhǎng)的國(guó)債市場(chǎng)這種現(xiàn)象卻不甚明顯。對(duì)于我國(guó)的國(guó)債回購(gòu)市場(chǎng)，傳統(tǒng)的預(yù)期假說(shuō)不成立，因?yàn)轭A(yù)期假說(shuō)認(rèn)為所有的利率均和同樣的影響因子具有強(qiáng)相關(guān)性，而本文得到的實(shí)證結(jié)果顯然拒絕了這種觀點(diǎn)。相反，本文的結(jié)果表明在我國(guó)的國(guó)債回購(gòu)市場(chǎng)中存在影響利率變動(dòng)的不同驅(qū)動(dòng)因素，可以認(rèn)為與國(guó)家貨幣政策相對(duì)應(yīng)的流動(dòng)效應(yīng)是對(duì)短期市場(chǎng)利率變動(dòng)起決定性的因素。下表中的貨幣政策工具IBO001和三個(gè)主成分的樣本相關(guān)系數(shù)更清楚地表明了這一點(diǎn)。雖然貨幣政策工具變量IB0001和三個(gè)主成分的樣本相關(guān)系數(shù)都是顯著的，但和第三個(gè)主成分(主要與R001相關(guān))的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0?776，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于和前兩個(gè)主成分的相關(guān)系數(shù)值。因此，應(yīng)用主成分分析研究貨幣政策對(duì)收益率曲線效應(yīng)關(guān)系的結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文前面的結(jié)論：我國(guó)的貨幣政策僅能有效地影響收益率曲線的短端，而對(duì)中、長(zhǎng)端的效應(yīng)則很低，且使收益率曲線可能發(fā)生非平行變動(dòng)。
　　
　　貨幣政策工具IBO001和三個(gè)主成分的雙變量樣本相關(guān)系數(shù)
　　
　　5.結(jié)論
　　
　　對(duì)上述研究結(jié)果進(jìn)行分析，有以下兩點(diǎn)結(jié)論：
　　1)我國(guó)的貨幣政策對(duì)于國(guó)債市場(chǎng)收益率曲線的效應(yīng)僅在短期內(nèi)有效，而對(duì)于中長(zhǎng)期、長(zhǎng)期則基本無(wú)效或者效應(yīng)相當(dāng)?shù)�；同時(shí)貨幣政策變化也會(huì)使我國(guó)的市場(chǎng)收益率產(chǎn)生非平行變動(dòng)，甚至扭曲。說(shuō)明我國(guó)目前的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制還存在問(wèn)題，有待完善。
　　2)根據(jù)上述的研究結(jié)果，可以按貨幣政策對(duì)收益率曲線影響程度的不同進(jìn)行相應(yīng)的階段劃分，將與其對(duì)應(yīng)的國(guó)債分為六類：國(guó)債回購(gòu)市場(chǎng)短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、長(zhǎng)期利率(R091、R182)；國(guó)債市場(chǎng)短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和長(zhǎng)期利率(11年到20年)。
　　
　　參考文獻(xiàn)：
　�。�1］Estrella，A?,Hardouvelis，G The term structure as a predictor of economic activity[J].Journal of Finance，1991，(46)：555-576
　　［2］Bernanke，B?,Blinder,A?The federal funds rate and the channels of monetary transmission[J]?The American Economic Review,1992,82(4)：901-921
　�。�3］Cuthbertson，K?The expectations hypothesis of the term structure：the UK interbank market[J].Economic Journal，Royal Economic Society,106(436)：578-592

【我國(guó)貨幣政策對(duì)收益率曲線效應(yīng)關(guān)系的實(shí)證研究】相關(guān)文章：

我國(guó)中小企業(yè)成長(zhǎng)性的實(shí)證研究06-08

零售企業(yè)再定位策略實(shí)證研究06-07

光電效應(yīng)的研究歷史和光電效應(yīng)法測(cè)量的探討論文04-23

媒體參與企業(yè)社會(huì)責(zé)任治理的效應(yīng)研究06-07

職業(yè)認(rèn)同與組織認(rèn)同關(guān)系研究06-15

中學(xué)生網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)行為的實(shí)證研究04-29

對(duì)我國(guó)老實(shí)信用原則研究現(xiàn)狀的評(píng)析06-02

我國(guó)證券經(jīng)紀(jì)人制度實(shí)施研究06-04

關(guān)于上市公司現(xiàn)金股利政策信號(hào)內(nèi)涵的影響因素實(shí)證研究08-05

實(shí)證法思想的演化05-11