中國(guó)國(guó)債收益率曲線與貨幣政策

中國(guó)國(guó)債收益率曲線與貨幣政策(一)引言：中國(guó)國(guó)債收益率曲線與貨幣政策國(guó)債收益率曲線是指不同到期期限的國(guó)債收益率所組成的19811999Hermite中債登公司旗下的中國(guó)國(guó)債收益率曲線已然成為了中國(guó)國(guó)債市貨幣政策是指中央銀行通過(guò)調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量和利率水平等泰勒規(guī)則為代表的貨幣政策規(guī)則所需要的核心變量。例如中央銀行通過(guò)控制短期利率和貨幣供應(yīng)量來(lái)影響市場(chǎng)上的雖然過(guò)去很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)我國(guó)貨幣政策操作都是以數(shù)量型價(jià)格型貨幣政策工具在我國(guó)宏觀調(diào)控中發(fā)揮著越來(lái)越重要的作率曲線能夠?yàn)樨泿耪叩闹贫ㄌ峁┖畏N信息以及貨幣政策如何通過(guò)國(guó)債收益率曲線進(jìn)行傳導(dǎo)這兩個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題進(jìn)行深入研究，這(二)國(guó)債收益率曲線對(duì)關(guān)鍵宏觀信息的預(yù)測(cè)一、文獻(xiàn)綜述國(guó)內(nèi)外已有大量研究指出國(guó)債收益率曲線蘊(yùn)含著一定的經(jīng)代西方學(xué)者就發(fā)現(xiàn)了美國(guó)國(guó)債收益率曲線對(duì)于未來(lái)通貨膨脹具有預(yù)測(cè)作用，關(guān)于未來(lái)通貨膨脹的信息主要集中在912（Browne和Manasse1990）Estrella和Hardouvelis（1991）進(jìn)一步肯定了長(zhǎng)短期利差對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的（一年內(nèi)（Rudebusch和收益率曲（DewachterLyrio，2006）。國(guó)內(nèi)研究者也指出了我國(guó)國(guó)債收益率曲線對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)具與數(shù)據(jù)的局限性，在總體上對(duì)于貨幣政策制定的參考價(jià)值有限。因此本子課題首先擬采用前人研究中較為完備成熟的模型框架來(lái)全面分析中國(guó)國(guó)債收益率曲線對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與通貨膨脹等核心經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的預(yù)測(cè)能力，以期為前瞻性貨幣政策的制定提供可靠參考。二、實(shí)證檢驗(yàn)本部分將首先檢驗(yàn)中國(guó)國(guó)債收益率曲線是否對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)中最為重要的兩項(xiàng)指標(biāo)——通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有預(yù)測(cè)作用。參照前人研究（EstrellaandHardouvelis1991），本報(bào)告首先構(gòu)建了如下回歸分析模型分析中國(guó)國(guó)債收益率曲線對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)能力：其中表示當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增速，表示當(dāng)期長(zhǎng)短期利差,表示未來(lái)kGDP310率作為長(zhǎng)短期利率來(lái)計(jì)算利差。數(shù)據(jù)選取為20022022年二季度的季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源為萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)。表1中國(guó)國(guó)債收益率長(zhǎng)短期利差對(duì)經(jīng)濟(jì)增速的預(yù)測(cè)k:123456利差0.947*1.664***1.892***2.344***2.280***1.320**(0.51)(0.57)(0.61)(0.63)(0.62)(0.62)當(dāng)期gdp增速0.620***0.433***0.301***0.070.180.435***(0.09)(0.10)(0.11)(0.12)(0.12)(0.12)Constant0.022**0.030***0.039***0.054***0.045***0.033***(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)Observations81.0080.0079.0078.0077.0076.00AdjustedR20.440.310.24789101112利差1.838***1.595**1.743***1.925***1.346**1.14(0.60)(0.61)(0.59)(0.64)(0.67)(0.69)當(dāng)期gdp增速0.406***0.427***0.482***0.478***0.546***0.564***(0.12)(0.12)(0.12)(0.17)(0.18)(0.19)Constant0.029***0.030***0.023**0.020.020.02(0.01)(0.01)(0.01)(0.01)(0.02)(0.02)Observations75.0074.0073.0072.0071.0070.00AdjustedR20.290.270.330.300.240.22Note: *p**p***p<0.01111U100bpsGDP2313。短期國(guó)債收益率則主要受到貨幣政策和市場(chǎng)流動(dòng)性等因素的影展。1長(zhǎng)出現(xiàn)劇烈變化時(shí)中國(guó)國(guó)債長(zhǎng)短期利差也能作為有效的預(yù)測(cè)指標(biāo)。將長(zhǎng)期利率替換為二十年期國(guó)債收益率后主要結(jié)論基本不月的超短期或超過(guò)二十年的超長(zhǎng)期。圖1長(zhǎng)短期利差與GDP增速 圖2模型預(yù)測(cè)的GDP增速（未來(lái)1期）與實(shí)際增速其次本報(bào)告參照Mishkin(1990)的工作，構(gòu)建了如下回歸分析模型分析中國(guó)國(guó)債收益率曲線對(duì)通脹預(yù)期的預(yù)測(cè)能力：其中 表示當(dāng)期通脹預(yù)期， 表示滯后一期的通脹預(yù)期，表示短期實(shí)際利率，表示長(zhǎng)期利率（五年期和十年期國(guó)債收益率），數(shù)據(jù)選取為2002年一季度至2022年二季度的季度數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)來(lái)源為萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)。表2中國(guó)國(guó)債收益率對(duì)通貨膨脹的預(yù)測(cè)M0_M2M0_M3M0_M6M0_M9M0_M12delta_interestRateConstant-0.298***(0.11)0.001**-0.390***(0.14)0.002**-1.069***(0.22)0.006***-1.727***(0.29)0.011***-2.339***(0.34)0.015***(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)Observations246.00245.00242.00239.00236.00AdjustedR20.020.030.090.130.17M1_M2M1_M6M1_M9M1_M12M9_M12delta_interestRate-0.482**(0.20)-1.231***(0.36)-1.671***(0.46)-2.325***(0.56)-3.124**(1.50)Constant0.000.003**0.005***0.008***0.002*(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)Observations246.00242.00239.00236.00236.00AdjustedR20.020.040.050.060.01Note: *p**p***p<0.012國(guó)債收益率曲線的短端仍然對(duì)未來(lái)通貨膨脹的變動(dòng)具有預(yù)測(cè)作本報(bào)告發(fā)現(xiàn)近十年來(lái)隨著國(guó)債市場(chǎng)的不斷發(fā)展和收益率曲線編中期通貨膨脹的變化也獲得了預(yù)測(cè)能力，例如在上表中912越來(lái)越多的市場(chǎng)參與者的認(rèn)可。最后本報(bào)告構(gòu)建了如下回歸分析模型檢驗(yàn)了中國(guó)國(guó)債收益率曲線是否蘊(yùn)含通脹預(yù)期的信息：其中表示當(dāng)期通脹預(yù)期， 表示滯后一期的通脹預(yù)期表示短期實(shí)際利率，表示長(zhǎng)期利率（五年期和十年期國(guó)債收益率20022022數(shù)據(jù)來(lái)源為萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)。表3收益率曲線與通脹預(yù)期通脹預(yù)期(1)(2)short_rate-0.074***(0.025)-0.070***(0.025)M600.535***(0.177)M1200.579***(0.187)infl_exp_t_minus_10.336***(0.116)0.334***(0.115)Constant -0.001-0.004(0.005)(0.006)Observations 81 81AdjustedR2 0.564 0.566*p**p***p<0.013圖3中國(guó)長(zhǎng)期國(guó)債收益率與通脹預(yù)期(三)國(guó)債收益率曲線對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)作等貨幣政策工具將政策利率調(diào)整到實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)需要的利率傳導(dǎo)渠道對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)控的過(guò)程可以劃分為兩個(gè)傳導(dǎo)（政策實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)階段。謎題。2004620052150（長(zhǎng)期收益率的20066（打折扣。圖4美國(guó)短期利率與長(zhǎng)期利率：2004-2006201122.5%63.5%左右；但長(zhǎng)39并沒(méi)有明顯的上升趨勢(shì)——這表明中國(guó)也出現(xiàn)了“格林斯潘之謎”。姚余棟和李宏瑾(2011)根據(jù)這一現(xiàn)象首次提出了中國(guó)也20072015（長(zhǎng)期收益率的反向變動(dòng)經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)行造成了一定的干擾。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期放緩以及外國(guó)央行對(duì)美國(guó)長(zhǎng)期國(guó)債的大量購(gòu)買等20112010)圖5中國(guó)長(zhǎng)短期國(guó)債收益率、存準(zhǔn)率與貸款基準(zhǔn)利率：2005-2021年（政策利率就能影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的貨幣政策框一、文獻(xiàn)綜述2005KimWright2005降可以部分解釋“格林斯潘之謎”；Lame(2013)使用相似的方BackusWright2007)進(jìn)一步證明了可能是通脹預(yù)期不確定性的下降導(dǎo)致了期限溢價(jià)的下降。Valcarcel(2019)明了緊縮性的貨幣政策在短期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致美國(guó)國(guó)債收益率曲線順時(shí)針傾斜（clockwise（counterclockwisetilt），期限溢價(jià)最終會(huì)擴(kuò)大。Rudebusch(2007)認(rèn)為這些研究對(duì)“格林斯潘之謎”的（政策利率受貨幣政策影響而不斷上升時(shí)長(zhǎng)期利用的基于仿射模型對(duì)長(zhǎng)期收益率進(jìn)行分解的研究方法進(jìn)行了批Rudebusch,SwansonWu(2006)將“格林斯潘之謎”界定為綜合考慮到宏觀因素和貨幣政策后長(zhǎng)期收益率的行為仍值得注意的是，Rudebuschetal2006MacroeconomicAdvisers2005經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)性下降。囿于數(shù)據(jù)可獲得性，Rudebuschetal.(2006)只對(duì)第一、第四和第七點(diǎn)因素進(jìn)行了檢驗(yàn)。和Franz2005)構(gòu)建了一個(gè)包括貨幣政策、通脹預(yù)期和商業(yè)周期的宏觀金融模型，發(fā)現(xiàn)2004-2005釋；BandholzClostermannSeitz2009)對(duì)該模型進(jìn)行了改國(guó)長(zhǎng)期國(guó)債的需求是“格林斯潘之謎”的成因。但Wu2005（認(rèn)為的負(fù)相關(guān)）。Thornton(2018)認(rèn)為美聯(lián)儲(chǔ)將聯(lián)邦基金利率選作貨幣政策因素后美國(guó)聯(lián)邦基金利率與長(zhǎng)期國(guó)債收益率之間的實(shí)際相關(guān)性1988CoughlinThornton2022)進(jìn)一步支持了這中介目標(biāo)后其國(guó)內(nèi)短期利率與長(zhǎng)期利率之間的實(shí)際相關(guān)性也迅速將為零。etaletal2016)；彭方平和王少平(2007)從微觀層面得出了同樣的結(jié)論。同時(shí)也有研究2013etal2016)檢驗(yàn)了我鐘正生(2010)證明了利率市場(chǎng)化改革強(qiáng)化了貨幣政策通過(guò)貨幣市場(chǎng)進(jìn)行傳導(dǎo)的效率，郭豫媚,戴賾和彭俞超(2018)發(fā)現(xiàn)利率監(jiān)管政策與利率傳導(dǎo)機(jī)制方面，馬駿,施康,王紅林和王立升(2016)DSGE2022)檢了利率傳導(dǎo)機(jī)制存在的一些滯塞，例如錢雪松,杜立和馬文濤(2015)指出體制外民營(yíng)企業(yè)借款利率受政策利率影響并不顯著。也有一些國(guó)內(nèi)學(xué)者在金融結(jié)構(gòu)對(duì)貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的200419982006)構(gòu)建了一個(gè)二元金融Xiao(2020)得出的結(jié)論一致。金融脫媒是金融結(jié)構(gòu)變化的20102013)都認(rèn)為金融脫媒削弱了貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道但增強(qiáng)了利率傳導(dǎo)渠道和資產(chǎn)負(fù)債表渠道，整體上增強(qiáng)了貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。但朱玲玲和胡日東(2014)的實(shí)證結(jié)果表明金融脫媒實(shí)際上抑制（例如民營(yíng)企業(yè)（例如監(jiān)管政策對(duì)短期利率通過(guò)銀行向長(zhǎng)期貸款利率傳導(dǎo)的影響此本文將從這一角度出發(fā)，通過(guò)宏觀金融仿射模型來(lái)研究中國(guó)方學(xué)者提出的成因在中國(guó)是否成立。二、宏觀金融仿射期限結(jié)構(gòu)模型Swanson,和Wu2006AngPiazzesi(2003BackusWright2007KimWright2005)。素卻不被收益率曲線蘊(yùn)含的信息完全解釋(Joslin,Priebsch,Singleton,2014)。后文將簡(jiǎn)要說(shuō)明如果不施加“宏觀因子不被覆蓋（unspanned）”這一約束條件，宏觀金融仿射模型可能會(huì)推導(dǎo)出與事實(shí)相悖的結(jié)論。Duffee(2002)對(duì)仿射模型的定義是：“零息債券收益率是晰的表達(dá)市場(chǎng)在無(wú)套利的情況下對(duì)風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)而形成不同期限的模型做出如下設(shè)定。假設(shè)N維狀態(tài)向量F_t服從1階向量自回歸過(guò)程：(1)其中同時(shí)設(shè)短期利率是狀態(tài)向量的仿函數(shù)：tn可以表示為：

(2)(3)其中 表示定價(jià)核。仿射模型假設(shè)定價(jià)核服從一種特的形式： (4)為了能夠反映投資者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的定價(jià)是隨時(shí)間變化的這一特點(diǎn)，假設(shè)風(fēng)險(xiǎn)的市場(chǎng)價(jià)格 同樣是狀態(tài)向量的仿射函數(shù)：(5)當(dāng)恒等于零時(shí)式(3)即表示風(fēng)險(xiǎn)中性下債券的定價(jià)過(guò)程設(shè)在風(fēng)險(xiǎn)中性測(cè)（Q測(cè)度下仍然服從1階向量自回歸過(guò)程 則可以將和表示為： (7)根據(jù)Ang和Piazzesi(2003)的工作，在以上條件下，零息債券的價(jià)格可以表示為：零息債券的對(duì)數(shù)收益率可以表示為其中，。

(8)(9)(10)在因子數(shù)量的選擇上，Knez,Litterman和Scheinkman(1994)發(fā)現(xiàn)3個(gè)潛因子就能解釋期限結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)變化，Dai和Singleton(2000)也證明了在仿射模型中少量幾個(gè)潛因子就能很好的擬合利率期限結(jié)構(gòu)。因此本文參照前人研究，在狀態(tài)向量中加入3個(gè)潛因子。LudvigsonNg(2009)指出宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)債AngPiazzesi(2003)也證明了在仿射模型中加入宏觀因子能夠顯著增強(qiáng)模型的預(yù)測(cè)能力。Joslin,LeSingleton(2013)認(rèn)為，雖然少數(shù)潛因子能綜上所述本文設(shè)其中是維的潛因子向量，是維的宏觀因子向量。假設(shè)潛因子向量服從1階向量自回歸過(guò)程： (11)量之間相互正交，為單位矩陣。在宏觀因子的選擇上，通脹與產(chǎn)出是被廣泛使用1的因子組考慮的因素。將產(chǎn)出因子記為opinfl服從p階向量自回歸過(guò)程： (12)為了能夠識(shí)別，設(shè) 是下三角矩陣。記 ，則易將式(12)整理為1向量自回歸過(guò)程：(13) (14)綜上所述，式(1)可以整理為： (15)設(shè)宏觀因子向量和潛因子向量相互正交，即和是元素全部為零的矩陣。為了識(shí)別的便利性，設(shè) 是元素全部為1AngPiazzesi2003)、PericoliTaboga2008)、BikbovChernov2010)、Joslinetal.(2013)、Lame2013)都是用了通脹和產(chǎn)出作為宏觀因子；Bernankeetal2004)、DewachterIania(2011)、H?rdahlTristaniVestin2006Wolcott2020)都使用的宏觀因子包括了通脹和產(chǎn)出。的矩陣考慮到后文在月度數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上建模假設(shè)為減少需要估計(jì)的參數(shù)的數(shù)量本文假設(shè)所代表的風(fēng)險(xiǎn)的市場(chǎng)價(jià)格只受到同期的宏觀因子影響即左下角的子矩陣中對(duì)應(yīng)的第3至第24列全部為零。若不對(duì)模型進(jìn)一步施加約束那么根據(jù)Joslinetal.的研究以表示收益率曲線的前q個(gè)主成分,則可以將表示為 的仿射函數(shù)： (16)上式意味宏觀經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)出和通脹可以完全由收益率曲線解釋，即宏觀因子被收益率序列完全覆蓋。然而Ludvigson(2009)等實(shí)證研究已經(jīng)證明了宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)只有小部分能16JoslinPriebschSingleton(2014)，假設(shè)模型中宏觀因子不被完全覆蓋（unspanned），即： (17)式(17不再對(duì)宏觀因子進(jìn)行定（中對(duì)應(yīng)的元素全部為零但時(shí)，模型中潛因子的市場(chǎng)價(jià)格又受到宏觀因子的影響（）2這種假設(shè)等價(jià)于假設(shè)投資者要求的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)不受到歷史信息的影響。能完全解釋宏觀因子的波動(dòng)變化。在施加上述約束后，可以重新將利率的仿射函數(shù)整理為： (18)其中 ， ， 和 服從方程組: (19)三、數(shù)據(jù)與模型估計(jì)2005120216Wind61357844對(duì)數(shù)收益率與宏觀因子的描述性統(tǒng)計(jì)變量樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差中位數(shù)最小值最大值yields6M1982.460.712.470.854.13yields1Y1982.560.692.590.934.00yields3Y1982.900.592.881.354.29yields5Y1983.120.523.041.964.34yields7Y1983.320.483.272.334.46yields8Y1983.380.473.332.474.58INDUS19810.566.649.25-25.8752.34CPI1981.290.951.40-2.103.00GDP（表示CPI2013發(fā)布核心CPICPI率（CPI）代表通脹。數(shù)據(jù)均通過(guò)Wind620052%。但值得注意的是，國(guó)內(nèi)宏2008圖6CPI：2005M1-2021M6宏觀金融仿射期限結(jié)構(gòu)模型的估計(jì)一直是研究中的難點(diǎn)之一，Kim2009對(duì)非線性關(guān)系進(jìn)行優(yōu)化（OLS）；大量需要估計(jì)的參數(shù)。早期研究中主要使用的方法是極大似然估計(jì)法（MLE），AngPiazzesi2003)使用的基于Kim2009中可能存在多個(gè)最優(yōu)解；HamiltonWu2012)也發(fā)現(xiàn)Ang2003)得到的結(jié)果只是局部最優(yōu)解。為了解決這一問(wèn)Wu2012)提出了應(yīng)用于仿射類模型的最小卡方（MCSE），他們證明了MCSEMLEMCSE果是否是似然函數(shù)的全局最優(yōu)解。本文選擇MCSE方法。參照前人研究對(duì)潛因子向量進(jìn)行歸一化處理設(shè)為全部零的向量。在估計(jì)中，為了避免Hamilton和Wu(2012)中發(fā)現(xiàn)的識(shí)別問(wèn)題，設(shè) 中的對(duì)角線元素降序排列，即同時(shí)設(shè)中第一列最后兩個(gè)元素為零對(duì)角線上第二個(gè)元素與第三個(gè)元素相等。根據(jù)Dai和Singleton(2000文設(shè)的最后一個(gè)元素。6135783658137誤差，記為 ，即：(20)根據(jù)HamiltonWu2012)提供的方法，首先使用OLS(21)方程組(20)和(21)的參數(shù)之間存在如下映射關(guān)系：(22)隨后使用MATLABMCSE的參數(shù)，具體步驟詳見(jiàn)HamiltonWu2012)。5PQ1與前人研究結(jié)論一致。中參數(shù)的估計(jì)值都遠(yuǎn)大于其標(biāo)準(zhǔn)差，說(shuō)明在中國(guó)債券市場(chǎng)上風(fēng)險(xiǎn)的市場(chǎng)價(jià)格顯著的受到了宏觀經(jīng)濟(jì)為水平、斜率和曲率因子，考慮到本文模型設(shè)定下實(shí)際上有則的估計(jì)結(jié)果表明宏觀經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)出因素主要作美國(guó)市場(chǎng)上LudvigsonNg(2009Rudebusch,Sack2007latent1latent10.27(0.0011)0.59(0.00078)1(0.0037)latent20.098(0.0012)0.76(0.00098)0.018(0.0059)0.98(0.0023)0.053(0.0052)latent30.51(0.0011)0.087(0.00063)-0.017(0.0053)-0.0066(0.0023)0.98(0.0023)latent1-0.11(0.19)latent1-0.11(0.19)0.91(0.03)latent20.72(0.34)-0.053(0.031)0.91(0.028)latent3-0.079(0.038)0.025(0.019)0.82(0.038)0.00342.4e-05-1.8e-041.5e-05(0.00015)(1.5e-05)(9e-06)(1.5e-05)6中報(bào)告了模型的平均絕對(duì)誤差（MAE）和根均方誤差（RMSE），單位為基點(diǎn)（bps）。對(duì)于假設(shè)不存在測(cè)量誤差的一MAERMSE10bps（一年期的收益率的擬合誤差是期限最（七年期（不是白噪聲的因素而不是模型的內(nèi)在缺陷。表6收益率曲線估計(jì)誤差假設(shè)不存在測(cè)量誤差半年期 五年期 八年期假設(shè)存在測(cè)量誤差一年期 三年期 七年期MAE(bps)1.5e-145.3e-150.005.756.102.34RMSE(bps)2.3e-141.6e-140.007.757.302.95在上文估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，控制λ_t=077定。Taboga(2007Rudebuschetal.(2006)和都發(fā)現(xiàn)了這一點(diǎn)：Rudebuschetal.(2006)VAR曲線更加平滑；Taboga(2007)指出由于同樣的原因，這類模型無(wú)法很好地反映短期利率的長(zhǎng)期預(yù)期的結(jié)構(gòu)性變化。趙雅丹和關(guān)禹(2020)也發(fā)現(xiàn)中國(guó)債券市場(chǎng)上短期利率的長(zhǎng)期預(yù)期并不是地反映短期利率的長(zhǎng)期預(yù)期的結(jié)構(gòu)性變化。圖7半年期、五年期、八年期擬合收益率曲線分解BackusWright2007)采用類似的方法通過(guò)仿射模型將收2004-2005釋美國(guó)市場(chǎng)上的“格林斯潘之謎”。但遺憾的是宏觀金融模型自身存在兩點(diǎn)問(wèn)題給這種研究方法蒙上了一層陰影：（1）對(duì)擬合曲線進(jìn)行分解的方法存在不確定性；（2）分解得到的短期利于第一點(diǎn)，Rudebuschetal.(2007)總結(jié)了幾種經(jīng)典的測(cè)度期限溢價(jià)的方法，發(fā)現(xiàn)不同方法得到的收益率曲線的期限溢價(jià)成分存在顯著的區(qū)別，即分解的結(jié)果高度依賴于模型的設(shè)定；Cochrane(2007)指出對(duì)收益率曲線分解得到的結(jié)果依賴于模型作為研究的參考，但無(wú)法得到令人信服的結(jié)論。因此本文采用Rudebuschetal2006)提出的另一種基于宏觀金融模型的研差序列進(jìn)行分析。(四)中國(guó)“格林斯潘之謎”及其成因810MAERMSE6.49bps8.73bps，略高于樣本內(nèi)擬合的最大值。圖8十年期收益率擬合及分解對(duì)估計(jì)誤差序列進(jìn)行Ljung-Box92011182013920144201252014210228bps12實(shí)際長(zhǎng)期收益率和模型推斷的長(zhǎng)期收益率發(fā)生了難以忽視的偏離。圖9十年期收益率估計(jì)誤差注：圖中短劃線表示三倍標(biāo)準(zhǔn)差，圓點(diǎn)線表示兩倍標(biāo)準(zhǔn)差。201111），受此影響市場(chǎng)短期利率迅速上升。理同樣上升，但事實(shí)上十年期收益率并未像模型估計(jì)的那樣上升；（在上半年的加息結(jié)束時(shí)十年期國(guó)債收益率才回到加息開(kāi)始前的201120112012圖10短期收益率與長(zhǎng)期收益率：2011-2014圖11存準(zhǔn)率與貸款基準(zhǔn)利率：2011-2014201320132013以一種隱蔽的形式出現(xiàn)在中國(guó)債券市場(chǎng)上。綜上所述，結(jié)合理論分析與統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，本文認(rèn)為中國(guó)“格林策利率向市場(chǎng)長(zhǎng)期利率的傳導(dǎo)不暢，市場(chǎng)長(zhǎng)期利率低于合理水平。者發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的下降和長(zhǎng)期國(guó)債收益率波動(dòng)性的下降(Rudebuschetal2006)和及投資者通脹預(yù)期的不確定性(Kim和Wright2005Rudebuschetal.(2006)的工作，本文使用規(guī)模以上工業(yè)增加值與不含食品的CPI的二十四個(gè)月移動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量產(chǎn)出與通貨膨脹的不確定性。為了衡量股票市場(chǎng)與債券市場(chǎng)的波動(dòng)性，本文計(jì)算了上證指數(shù)與中債綜合指數(shù)收益率的二十四個(gè)月移動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差作為代理變量。圖7報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)。在樣本區(qū)間內(nèi)，平均而言產(chǎn)2007)通過(guò)GARCH-M1952-2004(2011)的結(jié)論相同。表7成因變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量變量說(shuō)明均值標(biāo)準(zhǔn)差y10error模型對(duì)十年期收益率的估計(jì)誤差-1.838.55ipStd 準(zhǔn)差

3.51 2.05cpiStd 不含食品的CPI二十四個(gè)月移動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差 0.57 0.42stkStd 上證指數(shù)收益率二十四個(gè)月標(biāo)準(zhǔn)差 1.50 0.45bondStd 中債綜合指數(shù)收益率二十四個(gè)月標(biāo)準(zhǔn)差 0.11 0.05素進(jìn)行檢驗(yàn)：8（2）列結(jié)果表明金融市場(chǎng)波動(dòng)Rudebuschetal2006)的發(fā)現(xiàn)一致。因是股票市場(chǎng)與債券市場(chǎng)之間存在波動(dòng)性溢出效應(yīng)(胡秋靈和馬2011)，股票市場(chǎng)波動(dòng)性的驟變可能會(huì)導(dǎo)致投資者調(diào)整資產(chǎn)組合中不同類型資產(chǎn)的比例，從而導(dǎo)致長(zhǎng)期債券收益率的變化(FlemingKirbyOstdiek1998)。從第（）列可以發(fā)現(xiàn)在控制了金融市場(chǎng)的波動(dòng)因素后，宏觀經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)出與通貨膨脹的不確定性也會(huì)對(duì)長(zhǎng)期收益率產(chǎn)生影響產(chǎn)出不確定性越高長(zhǎng)期收益率更傾向于高于模型推斷的正常值，但通脹不確定性越高，長(zhǎng)期收益率反而會(huì)低于正常水平前者與Bna,Kk,Saisoih和Yrn(04的實(shí)證結(jié)果相同，即宏觀經(jīng)濟(jì)的不確定性是資產(chǎn)定價(jià)中應(yīng)該單獨(dú)考慮的風(fēng)險(xiǎn)之一波動(dòng)性的上升會(huì)導(dǎo)致折現(xiàn)率的上升對(duì)債券市場(chǎng)而言就意味著收益率的上升雖然通脹不確定性與長(zhǎng)期收益率的負(fù)相關(guān)關(guān)系在資產(chǎn)定價(jià)理論下是反常（通脹不確定性作為一種風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)該得到補(bǔ)償?shù)灿袑W(xué)者在實(shí)際中發(fā)現(xiàn)的通貨膨脹不確定性與利率負(fù)相關(guān)的現(xiàn)象，例如Oay和Hsnv(00發(fā)現(xiàn)美國(guó)通貨膨脹不確定性與利率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系且在低通脹時(shí)期內(nèi)更加顯著。針對(duì)這一現(xiàn)象也有學(xué)者提出了解釋，例如Jser和Tyor(95認(rèn)為，為了對(duì)抗通脹的不確定性消費(fèi)者可能會(huì)選擇減少消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄進(jìn)而導(dǎo)致利率的降低Jrà和Sler(03發(fā)現(xiàn)在有限參與模型下貨幣政策的不確定性可能導(dǎo)致利一步研究。表8西方學(xué)者發(fā)現(xiàn)的“格林斯潘之謎”成因變量 (1)(2)(3)ipStd0.4900.842***(0.320)(0.300)cpiStd-0.202-3.444**stkStd(1.582)5.197***(1.628)6.396***(1.192)(1.316)bondStd46.133***45.311***Constant-3.440***(13.125)-14.145***(13.016)-16.909***(1.209)(2.206)(2.404)Observations198198198AdjustedR20.0040.1380.16616%可9觀金融模型對(duì)十年期國(guó)債收益率的估計(jì)誤差及各個(gè)解釋變量的2011120128201392014430bps該高于估計(jì)值——而不是長(zhǎng)期低于。表9宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性與金融市場(chǎng)波動(dòng)性對(duì)中國(guó)“格林斯潘之謎”的解釋模型擬 自變量×回歸系數(shù)合誤差序列合誤差序列ipStdcpiStdstkStdbondStd(1)(2)(3)(4)(5)變化2011.1- -24.92-3.775.54-10.67-2.812012.5(15.1%)(-22.2%)(42.8%)(11.3%)變化2013.9- -28.72-1.190.50-0.420.082014.2(4.7%)(-2.0%)(1.7%)(-0.3%)值注：表中第一列報(bào)告了2011年1月至2012年5月和2013年9月至2014年2月期間，宏觀金融模型對(duì)十年期國(guó)債收益率估計(jì)誤差的變化值，其中2011年1月和2013年9月是兩次中國(guó)“格520142前人研究都指出了宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性與金融市場(chǎng)的波動(dòng)性(五)階段性結(jié)論與下一步研究計(jì)劃一、階段性結(jié)論利率傳導(dǎo)渠道是數(shù)量型貨幣政策框架下最為重要的傳導(dǎo)渠性結(jié)論如下。首先是本文通過(guò)理論分析與定量分析相結(jié)合的方式確定了201120122013時(shí)期內(nèi)中國(guó)存在“格林斯潘之謎”現(xiàn)象。國(guó)研究者發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性的下降和金融市場(chǎng)波動(dòng)性的下降能夠部分解釋美國(guó)和西歐國(guó)家出現(xiàn)的“格林斯潘之謎”現(xiàn)象，1650%。二、未來(lái)研究展望方面繼續(xù)深入對(duì)中國(guó)“格林斯潘之謎”的研究。紀(jì)大多普遍已經(jīng)建成了高效的金融體系，所以西方學(xué)者在研究也應(yīng)該在中國(guó)“格林斯潘之謎”的考慮之中。(六)參考文獻(xiàn)AngAPiazzesiM2003Ano-arbitragevectorautoregressionoftermstructuredynamicswithmacroeconomicandlatentvariablesJournalofMonetaryEconomics,50(4745-787.Backus,D.K.,andWright,J.H.,(2007),"Crackingtheconundrum",BrookingsPapersonEconomicActivity,2007(1),293-316.Bandholz,H.,Clostermann,J.,andSeitz,F.,(2009),"Explainingtheusbondyieldconundrum",AppliedFinancialEconomics,19(7-9),539-550.Bansal,R.,Kiku,D.,Shaliastovich,I.,andYaron,A., 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