我國貨幣政策對基準收益率曲線影響的實證研究

摘要：利用估計出的基準收益率曲線數據，實證分析2001年8月至2007年12月我國超額準備金利率對基準收益率曲線產生的影響。計量結果表明，超額準備金利率對較短期基準收益率曲線斜度有較小的反向影響，對較長期基準收益率曲線斜度有較大的反向影響。當央行實施緊縮的貨幣政策（提高超額準備金利率）時，其結果是使長短期即期利率之差變小，基準收益率曲線變得平坦。因此，我國基準收益率曲線是貨幣政策態勢的重要體現，央行可以通過基準收益率曲線及其變動來分析貨幣政策的傳導，通過貨幣政策的調整引導和影響利率期限結構。研究結果可以為提高我國貨幣政策的有效性提供一些參考。

關鍵詞：貨幣政策； 基準收益率曲線； 基準利率

中圖分類號：F822.0 文獻標識碼：A 文章編號：1004－0544（2008）09－0000－07

一、 引言

根據利率期限結構的預期假說，長期利率是當前和未來短期利率的加權平均值。因此，貨幣政策制定者通過影響當前的短期利率，就可以改變預期的未來短期利率和長期利率。如果預期假說有效，則貨幣政策只會引起收益率曲線的平行變動而不會改變它的斜度。這樣，收益率曲線的斜度就可以作為預測貨幣政策是否發生變化的一個先行指標（EstrellaHardouvelis，1991；BernankeBlinder，1992)。A. Estrella和F. S.Mishkin(1995)考察了歐洲和美國的利率期限結構與貨幣政策工具之間的關系。結果顯示貨幣政策是期限結構差（收益率曲線斜度）的一個重要的決定因素，但不是惟一的決定因素。Thornton(1994)、Jondeau和Ricart(1999)、Haldane和Read(2000)等采用事件分析和事件序列分析的方法來量化研究貨幣政策對收益率曲線的直接影響，結果發現貨幣政策的確可以影響市場利率，但其影響力隨著到期期限的延長而變弱，在收益率曲線的遠端甚至變得不太顯著。

近幾年來國內已經開始重視這方面的研究。馬明和向楨（2002）、紀志宏（2003）以及謝持和董華香（2005）等主要從定性的角度分析了貨幣政策變動與國債收益率曲線之間在理論上的一般聯系、貨幣政策影響利率期限結構的方式和相應的政策建議，但缺乏客觀的量化研究；宋福鐵和陳浪南（2004）采用1997年6月到2003年2月間上交所交易國債的月度數據，通過息票剝離法計算得到零息票收益率。然后運用Granger因果測試、脈沖響應函數和方差分解檢驗了收益率曲線坡度和央行基準利率在預測產出增長和通貨膨脹率中的信息含量，但并未實證檢驗貨幣政策是否對收益率曲線有影響以及是否使收益率曲線的短、中、長期部分發生平行變動。李彪和楊寶臣（2006）利用2004年5月20日到2005年11月3日的313個日度數據，運用廣義息票剝離法和Svensson模型估計出上交所每日的國債市場利率期限結構，根據預期假說理論通過采用標準差分回歸模型、協整檢驗和主成分分析，以銀行間同業拆借利率IBO001作為貨幣政策工具變量，并利用國債回購利率和估計出的國債市場利率數據，對我國貨幣政策對收益率曲線的效應程度進行了實證研究。研究結果表明我國的貨幣政策對于國債市場收益率曲線的效應僅在短期內有效，而對于中長期、長期則基本無效或者效應相當低；同時貨幣政策變化也會使我國的市場收益率曲線發生非平行變動，甚至扭曲?？傊@些都說明我國目前的貨幣政策傳導機制還存在問題，有待完善。劉海東（2006）則利用上交所2002年4月1日至2005年8月31日國債的現貨交易數據和各上市國債的基本信息，估計出總共830個交易日的國債利率期限結構，然后以貨幣市場基準利率銀行間7天國債回購利率HGR作為貨幣政策的指標，運用平穩性檢驗和協整檢驗等計量方法分析了我國貨幣政策對利率期限結構的影響。結果表明，我國貨幣政策的實施會對國債利率期限結構產生顯著的影響，但貨幣政策對短期、中期和長期即期利率所施加的影響是不同的，其對短期利率的影響相對于中長期利率來說要大得多，從而也會對國債利率期限結構的斜率有顯著的影響。

利用估計出的基準收益率曲線數據，運用時間序列的單整、協整等計量方法，實證分析我國貨幣政策的實施對基準收益率曲線產生的影響，為提高我國貨幣政策的有效性提供一些參考。

二、 實證研究

（一） 數據和變量

基于Svensson模型(注：由于Svensson模型具有較好的平滑性和穩健性等特征，國際上多數中央銀行都采用這個模型來估計零息國債收益率曲線以用于貨幣政策分析，詳見Magnus Dahlquist Lars E.O.Svensson（1996）和Attila Csajbók（1998）等論文以及BIS(2005)報告。)運用SAS8.2軟件編程估計出我國銀行間債券市場2001年8月至2007年12月共77個月的附息式固定利率國債的即期利率收益率曲線，(注：選用銀行間債券市場的國債數據，是因為從交易規模和市場影響力看，銀行間債券市場是中國債券市場交易的主體場所，在中國債券市場發揮主導作用；選取附息式固定利率國債是因為國債大多數都是這種類型的，選擇同一類型可以保持樣本債券特征的一致性；選取這個期間的數據是因為2001年8月以前銀行間債券市場每月交易的國債數量支數很少，不能滿足模型估計的基本要求②；選用月度數據，是因為國際上的同類研究也多用月度數據，而且能夠保證一個較大的樣本容量，以滿足進一步計量研究的需要。而國債即期利率曲線即零息國債收益率曲線最有資格擔當基準收益率曲線，關于基準收益率曲線的內涵筆者已有專文論述，詳見《上海金融》2008年第2期第43-47頁。)從這些收益率曲線上可以得到任意時間長度的利率值，計算出任意個利率差（收益率曲線斜度）。這里選取若干關鍵期限的即期利率和收益率曲線斜度(注：本文選取1個月和3個月代表短期，3年和5年代表中期，15年和20年代表長期。相應的，以中、長期和短期即期利率之差代表基準收益率曲線的斜度。)作為因變量，看貨幣政策是否對這些即期利率和收益率曲線斜度產生影響。

顯然，貨幣政策是這里的自變量，選擇一個能夠代表貨幣政策的恰當的中介指標就顯得格外重要。一般來說，中央銀行是通過調整短期利率（基準利率）這一操作目標來改變整個基準收益率曲線的。長期以來我國中央銀行的基準利率包括超額準備金利率、金融機構一年期存貸款利率、法定存款準備金利率、再貸款利率和再貼現利率。為了選擇一個合適的貨幣政策中介指標，我們對所有這些中央銀行基準利率和前面估計得到的短期即期利率（這里以1個月利率代表）做了相關性分析。各種利率的變量代碼和屬性見表1。這些利率兩兩之間的相關系數見表2。

表1： 各利率變量的代碼和屬性

表2：2001.8-2007.12利率之間的相關系數（Pearson Correlations）

*表示相關系數在5%水平(雙尾檢驗)顯著。**表示相關系數在1%水平(雙尾檢驗)顯著。

從表2可以看到，和短期國債利率相關系數最高的中央銀行基準利率是超額準備金利率，為0.33，且在1%水平上是顯著的。圖1是這五種利率的走勢圖，比較直觀地顯示了各種利率的走勢，從圖中可以看出，超額準備金利率確實和一個月期國債利率的走勢最接近。這樣，我們就選取超額存款準備金利率作為貨幣政策中介指標進行實證分析。

（二） 計量方法

傳統的回歸方法一般假定所用的時間序列平穩，因為只有序列平穩，才可以把根據過去數據推測出來的關于序列的統計特征應用于對序列未來時期變化的預測，從而為預測奠定有效的基礎。但宏觀經濟中的很多變量是不平穩的，如果兩個時間序列非平穩，用傳統的回歸方法及顯著性檢驗時，會產生“偽回歸”現象。將數據差分變換成平穩序列再進行回歸雖可以消除偽回歸，但只能反映變量間的短期關系。作為動態計量經濟學分析方法之一的協整理論，既能有效地計量非平穩時間序列，又能克服上述方法的不足。

協整是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述。如果兩個或兩個以上的非平穩時間序列經過某種線性組合可得到一個平穩的時間序列，則兩個或兩個以上的非平穩時間序列之間存在這協整關系，即長期均衡關系。為了研究變量時間序列是否存在協整關系，需要檢驗這些變量的平穩性，觀察變量是否是同階單整的。一個序列若在成為平穩序列前進行d次差分，則該序列被稱為d階單整，記為I（d）。檢驗單整時，可以一次檢驗是否為I（0），再檢驗是否為I（1）。單位根檢驗的方法很多，常用的有ADF檢驗和PP檢驗。如果兩序列單整階數相同，兩序列之間可能存在協整關系。協整檢驗主要有兩種方法：一種是Engel和Granger提出的基于協整回歸方程殘差項的兩步法平穩性檢驗(簡稱E-G兩步法)，另一種是Johansen提出的基于VAR的協整系統的檢驗。(注：運用E-G兩步法考察變量間的協整關系需要事先能確定哪個變量作為被解釋變量，哪些變量作為解釋變量，進而確定一個協整關系，并在此基礎上建立一個回歸模型，然后對殘差序列的平穩性加以檢驗。而Johansen方法是對系統中所有可能存在的協整關系作總體分析，不事先假定系統中協整關系的個數，也無需事先區分哪個變量為解釋變量。)

如果兩個變量之間存在協整關系，那么一定可以用誤差修正模型來表示。協整是誤差修正模型的必要條件。因此對于多個非穩定時間序列的研究，步驟均是先進行協整檢驗，若證明存在協整關系，則可進一步建立誤差修正模型，對短期波動和長期均衡進行直接的描述。但是如果檢驗結果表明兩個變量不存在協整關系，則序列之間不存在長期均衡關系，那么用誤差修正模型就不合適了，此時只有用格蘭杰（Granger）因果檢驗(注：格蘭杰因果檢驗是指：在序列X和Y消除了趨勢之后，如果利用過去的X值和過去的Y值一起對本期或未來Y值進行預測，比單用Y過去值預測的效果更好，則表明序列X和Y存在因果關系，稱X是Y的格蘭杰原因。)來檢驗其因果關系。

圖1利率走勢圖

根據上述計量方法，本文主要分以下三個步驟進行實證研究：首先，要對各變量數列進行平穩性檢驗；其次，對超額準備金利率與即期利率序列進行協整檢驗，檢驗二者之間是否具有一種長期穩定的均衡關系；最后，如果通貨膨脹率與即期利率序列之間確實存在協整關系，就可進一步建立誤差修正模型，研究通貨膨脹率與即期利率序列之間的短期調整關系，如果通貨膨脹率與即期利率序列之間不存在協整關系，就對二者進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗它們之間的因果關系。

如果超額準備金利率與即期利率序列之間存在協整關系，則第二步協整回歸得到的系數β就能說明超額準備金利率能否對即期利率產生影響，以及影響力的強弱。β值越大說明超額準備金利率對即期利率影響越大。

（三） 計量分析

表3：超額準備金利率的ADF單位根檢驗

注：（1）符號△表示一階差分；（2）檢驗形式（c，t，k）中c表示常數項，t表示趨勢項，k表示所采用的滯后階數；（3）﹡表示在1%顯著性水平下平穩。當ADF值大于臨界值時說明序列不平穩。

1. 序列的平穩性檢驗。在進行各變量協整分析前，首先對被解釋變量和解釋變量序列進行平穩性檢驗，這里對其進行ADF檢驗。超額準備金利率的ADF單位根檢驗結果如表3所示。(注：篇幅所限，這里只列出超額準備金利率的平穩性檢驗結果，其它變量的平穩性檢驗結果如文中所述。)分析結果表明，所有各即期利率、收益率曲線斜度和超額準備金利率序列都是序列。符合協整分析的前提條件。

2. 序列的協整檢驗。在單整的基礎上，要檢驗各利率、收益率曲線斜度和超額準備金利率是否存在協整關系。應用E-G兩步法進行協整檢驗：首先，建立協整回歸方程，估計協整參數，并得到相應的殘差序列；然后檢驗殘差序列的平穩性，如果殘差序列平穩，說明變量序列之間存在協整關系。為了考察貨幣政策對利率和收益率曲線斜度的影響，建立協整回歸方程如下：

（1）

（2）

在（1）中，ii，t表示期國債利率的時間序列，ai為常數項，CHEZHBt表示超額準備金利率的時間序列，系數βi度量了超額準備金利率序列對國債利率序列的影響程度。在（2）中，imt-int表示t時刻m期與n期名義利率之差，即，收益率曲線的斜度。截距cm，n是常數項。同樣，dm，n度量了超額準備金對收益率曲線斜度的影響程度。εt是隨機擾動項。運用計量軟件Eviews5.1，超額準備金利率（貨幣政策）與利率期限結構及其斜度的回歸結果見表4。

從表4中的回歸結果可以看出，超額準備金利率與短期即期利率的回歸結果在99%置信水平上都是顯著的，與3年期即期利率的回歸結果在90%置信水平上是顯著的，與5年期即期利率的回歸結果則不顯著，與長期的15年和20年期即期利率的回歸結果分別在90%和95%置信水平上是顯著的。對于收益率曲線的斜度，超額準備金利率和NSINT3Y1、NSINT3Y3在90%置信水平上是顯著的，和更長期的所有其它斜度的回歸結果在99%置信水平上都是顯著的。但是以上所有回歸，除了和1個月即期利率回歸的DW值是合格的，其它回歸的DW值都偏低，說明回歸的殘差序列存在不同程度的正的序列自相關，模型可能存在偽回歸問題。由此進行E-G兩步法的第二步，對所有殘差序列進行平穩性檢驗，對殘差的ADF檢驗結果見表5和表6。

以上對殘差序列進行的平穩性檢驗表明，所有殘差序列都是平穩的，說明以上回歸都不是偽回歸。由此可知，各即期利率、即期利率差序列和超額準備金利率序列之間確實具有一種長期穩定的均衡關系。

作為央行基準利率的超額準備金利率對短期即期利率有顯著的正向影響，超額準備金利率每提高1個百分點，則1個月期和3個月期即期利率都約提高0.32個百分點；對3年期即期利率也有顯著的正向影響，但對5年期即期利率有微弱的統計上不顯著的正向影響；對15年期和20年期即期利率則有顯著的反向影響，超額準備金利率每提高1個百分點，則15年期即期利率降低0.16個百分點，20年期即期利率降低0.22個百分點。

表4： 超額準備金利率與即期利率期限結構的回歸關系

注：1：括號內為t檢驗統計值（t-stat），下同。

2：括號內為t檢驗的P值（Prob(t-stat)），下同。

3：括號內為F檢驗的P值（Prob(F-stat)），下同。

超額準備金利率對各期限即期利率的影響大小和符號各不相同，說明它對基準收益率曲線的斜度應該產生一定的影響。表4中的計量結果表明：超額準備金利率對較短期基準收益率曲線斜度有較小的反向影響，例如超額準備金利率每提高1個百分點，收益率曲線的斜度NSINT3Y1和NSINT3Y3會降低約0.11個百分點，NSINT5Y1和NSINT5Y3會降低

約0.20個百分點；對較長期基準收益率曲線斜度則有較大的反向影響，例如超額準備金利率每提高1個百分點，NSINT15Y1和NSINT15Y3約降低0.48個百分點，NSINT20Y1

和NSINT20Y3約降低0.54個百分點?？傊?，央行基準利率的提高會導致利率差的減小，收益率曲線會變得較為平坦。

3. 建立誤差修正模型。以上檢驗表明，基準收益率曲線的斜度和超額準備金利率序列之間存在長期的協整關系，為了進一步研究即期利率差（收益率曲線的斜度）和超額準備金利率之間的短期調整關系，使用Hendry的從一般到特殊的方法，(注： Hendry的從一般到特殊的方法是首先從一個包括了盡可能多解釋變量的“一般”模型開始，通過檢驗回歸系數的約束條件逐步剔除那些無顯著意義的變量，壓縮模型規模，最終得到一個簡化（或特殊的）模型。)從滯后3期的方程開始，刪除不顯著的變量，建立如下的誤差修正模型：(注：國外通常將收益率曲線斜度定義為10年期和3月期國債收益率之間的差值，這里我們用15年期和3月期國債收益率之間的差值代表收益率曲線斜度。)

D(NSINT15Y3)=-1.0730*D(CHEZHB) - 0.6950*E(-1)（3）

（-2.034024） （-6.412636）

（0.0455） （0.0000）

R² =0.365719 DW=2.181214

注：方程式下面括號內為t統計量，D( )表示一階差分。

模型（3）說明超額準備金利率每變動1個單位，15年期與3個月即期利率之差就反向變動1.1個單位，而當15年期與3個月即期利率之差偏離長期均衡水平時，誤差修正項將以70%的比例反向影響下一期的即期利率差的變動，從而使其對長期均衡水平的偏離減少，這個調整幅度還是相當大的。

表5： 方程（1）回歸殘差的ADF單位根檢驗

注：（1）檢驗形式（c，t，k）中c表示常數項，t表示趨勢項，k表示所采用的滯后階數；（2）﹡表示在1%顯著性水平下平穩。當ADF值大于臨界值時說明序列不平穩。

表6：方程（2）回歸殘差的ADF單位根檢驗

注：（1）檢驗形式（c，t，k）中c表示常數項，t表示趨勢項，k表示所采用的滯后階數；（2）*表示在1%顯著性水平下平穩，**表示在5%顯著性水平下平穩。當ADF值大于臨界值時說明序列不平穩。

三、 結語

實證檢驗了我國的貨幣政策和基準收益率曲線之間的關系。根據中央銀行各基準利率和短期國債即期利率之間的相關程度，選取其中與國債即期利率相關程度最大的超額準備金利率作為我國貨幣政策的中介指標。實證結果表明，超額準備金利率對短、中期即期利率的影響都是正向。對長期即期利率卻有較大的且統計上顯著的反向影響。超額準備金利率對各期限即期利率的影響大小和符號各不相同，說明它對基準收益率曲線的斜度應該產生一定的影響。計量結果表明，超額準備金利率對較短期基準收益率曲線斜度有較小的反向影響，對較長期基準收益率曲線斜度卻有較大的反向影響。這樣當央行實施緊縮的貨幣政策（提高超額準備金利率）時，其結果是使長短期即期利率之差變小，基準收益率曲線變得平坦。

總之，我國基準收益率曲線是貨幣政策態勢的重要體現，央行可以通過基準收益率曲線及其變動來分析貨幣政策的傳導，通過貨幣政策的調整來改變預期，引導和影響利率期限結構。

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責任編輯 劉鳳剛