货币政策对收益率曲线效应关系实证

1、货币政策对收益率曲线效应关系实证0和Eviews5和SPSS115。 3.计量经济分析 31预期假说与货币政策 预期假说认为t时刻n期资产的收益率Rn,t是由当前和未来的一组m期资产的收益率Rm,t(nm)唯一决定的。对于由零息票债券的即期收益率构成的期限结构关系，仅仅表明n期投资的收益率应当等于m期投资的收益率向前滚动k(k=n/m，且为整数)次并加上一项仅随m和n变动而不随时间变动的期限溢价n,t，如式(1)所示： 货币政策传导机制就是通过式(2)进行运作的。央行的货币政策部门可以通过改变隔夜拆借利率R0,t，来引发当前的短期利率发生变化，同时也改变了对利率未来变动路径的市场预期，即长期利

2、率由于可以看成是当期和预期未来的短期利率的加权平均，也会受到相应的影响。对货币政策效应的大小和显著性可以通过估计多变量进行直接检验，其本质就是假定在货币政策工具和市场利率之间存在一种平稳的同期变动关系，即可以通过由货币政策工具的同期以及滞后和先行(lead)变动构成的仿射函数来对市场利率的变动进行解释，如式(3)所示： 其中，代表差分算子，Ri,t代表t时刻的国债回购利率和到期期限为1到20年的国债利率，R0,t代表t时刻的隔夜拆借利率(货币政策工具)，是误差项，0,i、1,i和2,i是到期期限为i的市场利率对货币政策工具变化响应程度的参数。如果i(=0,i+1,i+2,i)是统计显著的，则表

3、明货币政策的确会影响不同到期期限的利率；如果i随着利率到期期限的延长而减少，则表明货币政策对到期期限较长的利率的影响变弱，同时也表明货币政策引发了收益率曲线的非平行变动，使其平坦化。在式(3)中，引入Ri,t-1是为了消除残差的自相关现象，引入R0,t-1是为了体现对货币政策变动的预期，而引入R0,t+1则是为了体现不能由当期货币政策数据所反映而实际上变化的货币政策已经对当期利率所产生的影响。 由于篇幅所限，本文对式(3)的估计结果和相关检验统计量没有列表给出，但从其结果来看，货币政策工具对国债市场单个到期期限的利率的影响绝大部分都是显著的，表明市场的确会在一定程度上预期到货币政策的变化。不过

4、从分析中也可以看到，货币政策工具对国债市场利率的同期影响0,i和总影响i则是随着国债市场利率期限的增加呈现先剧烈下降后稍稍上升的走势，引发了收益率曲线的非平行变动。国债回购利率R001对货币政策工具(隔夜拆借利率)的响应程度远远高于其他期限利率对隔夜拆借利率的响应，表明二者之间具有相当高的相关性，R001对货币政策的变化反应是相当敏感的，因此在研究中可以适当地用R001来代替隔夜拆借利率，以解决其可能的数据缺失问题。对于除R001以外的其他期限利率对隔夜拆借利率的响应估计结果，则表明我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低。 32协整

5、理论及其实证检验 尽管式(3)的估计结果可以用来分析我国的货币政策传导机制，但如果用于估计(3)的国债市场各期限利率是非平稳的，则得到的估计结果是不可靠的。虽然，式(3)通过对各变量差分消除了非平稳，但同时也会丧失各变量历史数据之间存在的长期均衡关系。不过，如果预期假说成立，则国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间会表现出动态协同变动即具有相同的随机趋势。具体来讲，就是国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间具有协整关系且协整向量的系数具有对称性。鉴于上述两点，本文应用协整理论来检验国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间是否存在动态协同变动以及如果存在动态协同变动，其具体的协整向量系数是否为(1，-1

6、)形式。这等价于检验预期假说中货币政策工具对收益率曲线不同段的影响程度，如果国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间协整向量系数均为(1，-1)形式，则表明货币政策变化会引起收益率曲线的平行变动，反之则不然。 对于n维时间序列向量Xt，如果Xt的分量序列为I(d)序列，且存在一个向量0，使得TXtI(d-b),b0，则称Xt的分量序列存在(d，b)阶协整关系，记为XtCI(d-b)，而称为协整向量。一个带有高斯误差项的无约束协整系统的向量自回归表述形式如式(4)所示： 式(5)中矩阵的秩决定了各变量之间是否存在显著的协整向量，对此可采用Johansen中的迹统计量tr和最大特征值统计量max来进行

7、检验，并且在检验之前根据AIC信息准则选择合适的滞后长度以确保模型的残差项不存在序列自相关现象。利用Eviews软件可以得到基于Johansen检验的双变量(国债市场各期限利率和隔夜拆借利率)系统的协整检验结果（编者按：因篇幅所限，本文省略了协整检验结果，有兴趣者，可向作者网上索取，Libiao2002403） 双变量的秩检验结果说明，国债市场各期限利率中除1、2年期与8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5的显著性水平上不存在双变量的协整关系外，其他各期限利率均与隔夜拆借利率存在协整关系。这表明我国的货币政策对国债市场利率具有一定程度上的长期影响，但对于收益率曲线上不同到期期限的市场利率的影响

8、程度有很大差异，这可以从表2标准化的协整向量(1，)结果中得到进一步的证明。对于短期和超短期的国债回购市场利率，其与隔夜拆借利率(货币政策工具)的长期参数绝对值接近于1，而对于那些利用国债收盘价估计出的1到20期的市场利率，则长期参数绝对值远小于1，且变动情况也十分复杂。除不存在协整关系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的长期参数估计值呈现反复波动，不过仍小于04，而对于11到20年期的利率，长期参数估计值则呈现出有规律的上升态势，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，虽然货币政策对我国市场收益率曲线具有效应关系，但其对于中短期、中期和长期利率的影响很弱，这就说明我国目前的货币

9、政策传导机制是很不健全的，市场利率对货币政策的变化不敏感，货币政策很难影响长期利率走势，同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。 标准化的协整向量 4.货币政策对收益率曲线效应测度的主成分分析 为进一步说明货币政策对收益率曲线短、中、长端效应程度的不同，可应用统计中的主成分分析方法识别出影响市场收益率变动的公共因子来进行研究。由于主成分分析要求序列是平稳的，因此需要对各期限的国债回购利率和1到20年期市场利率进行单位根检验，在此基础上再进行相应的差分处理，使各利率序列达到平稳。（编者按：篇幅所限，对本文主成分分析结果感兴趣者，可与作者网上联系。libiao2002403

10、） 根据Kaiser检验显著的三个主成分对各期限市场利率的解释能力分别为727107、130465和69151。其中，第一主成分主要与国债回购利率中的R091和R182以及到期期限从2年到20年的利用国债收盘价估计出的市场利率相关；第二主成分主要与国债回购利率中的R007、R014和R028相关；而第三主成分则主要对应与国债回购利率中的R001和到期期限为1年的市场利率。这表明我国的国债回购市场存在明显的短、中、长期分割现象，而对于到期期限更长的国债市场这种现象却不甚明显。对于我国的国债回购市场，传统的预期假说不成立，因为预期假说认为所有的利率均和同样的影响因子具有强相关性，而本文得到的实证结

11、果显然拒绝了这种观点。相反，本文的结果表明在我国的国债回购市场中存在影响利率变动的不同驱动因素，可以认为与国家货币政策相对应的流动效应是对短期市场利率变动起决定性的因素。下表中的货币政策工具IBO001和三个主成分的样本相关系数更清楚地表明了这一点。虽然货币政策工具变量IB0001和三个主成分的样本相关系数都是显著的，但和第三个主成分(主要与R001相关)的相关系数高达0776，远远大于和前两个主成分的相关系数值。因此，应用主成分分析研究货币政策对收益率曲线效应关系的结果进一步验证了本文前面的结论：我国的货币政策仅能有效地影响收益率曲线的短端，而对中、长端的效应则很低，且使收益率曲线可能发生非

12、平行变动。 货币政策工具IBO001和三个主成分的双变量样本相关系数 5.结论 对上述研究结果进行分析，有以下两点结论： 1)我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低；同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。说明我国目前的货币政策传导机制还存在问题，有待完善。 2)根据上述的研究结果，可以按货币政策对收益率曲线影响程度的不同进行相应的阶段划分，将与其对应的国债分为六类：国债回购市场短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、长期利率(R091、R182)；国债市场短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和长期利率(11年到20年)。 参考文献： 1Estrella，A,Hardouvelis，G The term structure as a predictor of economic activityJ.Journal of Finance，1991，(46)：555-576 2Bernanke，B,Blinder,AThe federal funds rate and the channels of monetary trans