我國銀行間市場國債利率期限結構影響因素研究

1、 FILENAME simple_format PAGE - PAGE 10 -我國銀行間市場國債利率期限結構影響因素研究周娟，伍偉（湖南大學金融與統(tǒng)計學院，湖南省長沙市，410079）摘要：通過采用三階段樣條模型擬合國債利率期限結構，并運用結構性向量自回歸模型（SVAR）考察宏觀經(jīng)濟因素對該利率期限結構的影響情況。發(fā)現(xiàn)我國國債利率期限結構受實體經(jīng)濟增長的影響最大，貨幣政策調(diào)整和物價水平波動的影響次之。但是它們的影響都未達到最佳狀態(tài)，表明國債利率期限間結構尚未能充分發(fā)揮充當金融監(jiān)控、風險管理和資產(chǎn)定價的理想工具的作用。要發(fā)揮國債利率期限結構的上述作用，就需要提高政策透明度，疏通政策傳導途徑；同

2、時從市場參與主體和市場載體全方位提高市場有效性，促進利率市場化。關鍵詞：利率期限結構；宏觀經(jīng)濟因素；結構性向量自回歸模型中圖分類號：F8 文獻標識碼：A引言 在成熟市場，國債利率期限結構由于蘊含豐富的宏觀經(jīng)濟信息，具有較強的預測能力，使其不但成為央行監(jiān)控金融系統(tǒng)和調(diào)節(jié)貨幣政策的重要依據(jù)，也是投資者進行風險管理和資產(chǎn)定價的重要工具。而在我國，雖然國債利率期限結構體系已經(jīng)初步建立，但是由于國債期限品種不太合理、市場功能不夠完善等原因，使得國債利率期限結構是否充分蘊含宏觀經(jīng)濟信息、是否能夠體現(xiàn)貨幣政策意圖，發(fā)揮其在金融監(jiān)控、風險管理和資產(chǎn)定價中的基礎性作用，有待深入研究。 近些年，研究利率期限結構與

3、宏觀經(jīng)濟變量之間關系的方法大致分為兩種: 第一種方法是考察不同到期期限的利率水平和期限價差與產(chǎn)出及通貨膨脹等宏觀因素的相關關系。第二種方法是利用宏觀金融模型研究利率曲線的潛在因子與宏觀經(jīng)濟變量的關系。這里的宏觀金融模型包括將利率分解為三個潛在主成分的無套利宏觀金融模型，以及基于Nelson-Siegel模型將利率期限結構分解為水平(Level)，斜率 (Slope)和曲率(Curvature)三個潛在因子的宏觀金融模型1。 在國際上， Litterman和Scheinkman(1991) 2首次運用主成分分析方法研究了美國國債市場的收益率曲線，發(fā)現(xiàn)有三個主要影響因子，并將其命名為水平(leve

4、l)、斜率(slope)和曲率(curvature)。Dewachter and Lyrio(2002) 3發(fā)現(xiàn)通貨膨脹是影響利率期限結構水平因子的長期因素。Ang和Piazzesi (2003) 4基于VAR模型，發(fā)現(xiàn)宏觀因素可以解釋斜率和曲度因子的變化，但水平因子的變動需要借助引入的隱含因素來解釋。Diebold, Rudebuschb和Aruoba(2006) 5得出水平因子與通脹率高度相關，斜率因子與實際經(jīng)濟增長高度相關，曲度因子與主要宏觀經(jīng)濟變量不相關。Ang和Piazzesi(2007) 6采用Nelson-Siegel因子發(fā)現(xiàn)通貨膨脹影響水平因子，產(chǎn)出影響曲度因子，且通貨膨脹率對

5、短、中期利率的影響非常明顯，長期來看則相對較弱。 在國內(nèi)，關于利率期限結構影響因素研究所構建的實證模型，前人經(jīng)驗包括VECM模型、VAR模型和SVAR模型。孫良(2008) 7運用VECM模型建立了消費者價格指數(shù)、貨幣供給、上證綜指等經(jīng)濟變量與不同期限收益率之間的協(xié)整關系，并分別從長期趨勢和短期影響分析了各經(jīng)濟變量對收益率的影響；趙永亮、朱恩濤等(2003) 8運用VAR模型研究銀行間債券市場同業(yè)拆借利率期限結構，發(fā)現(xiàn)其變化基本由貨市供應量的變化確定；劉金全、王勇等 (2007) 9運用VAR模型，發(fā)現(xiàn)宏觀因素的沖擊只對利率曲線的水平具有顯著影響，對斜率和曲率影響微弱；胡雪琴(2010) 10

6、運用SVAR模型分析宏觀經(jīng)濟、貨幣政策和利率期限結構之間的關系得出，宏觀經(jīng)濟對水平因子、斜率因子的影響顯著，對曲率因子的影響較??；水平因子對貨幣政策產(chǎn)生負向響應，曲率因子相反，斜率因子則因貨幣政策指標選取的不同而呈現(xiàn)不一樣的結果。 VECM模型單純研究解釋變量和被解釋變量的同期相關關系，VAR模型雖考慮了滯后期的影響，但只研究宏觀經(jīng)濟變量與期限結構的單向聯(lián)系，忽略了其他內(nèi)生變量同期的結構化影響，SVAR模型對前兩種模型進行了修正與完善，考慮了自身變量滯后期和其他變量同期影響，又研究了宏觀經(jīng)濟與期限結構雙向反饋影響機制，然而前人運用SVAR研究利率期限結構影響因素時主要基于主成分分析法獲取的利率

7、期限結構信息，經(jīng)濟意義不夠明確，因此本文旨在基于更接近于真實利率水平的利率期限結構，運用SVAR模型考察宏觀經(jīng)濟因素的影響動態(tài)。樣本數(shù)據(jù)處理與實證模型構建利率期限結構自身特征變量的獲取 本文選取2012年1月1日至2014年8月31日的銀行間市場國債作為研究對象，首先對國債利率期限結構做出估計，從而獲得代表期限結構自身特征的因子。參照Bekaert(2005)的研究思路，結合我國國債交易現(xiàn)狀，賦予利率期限結構自身三大因子以經(jīng)驗值，其中水平因子，斜率因子，曲率因子。然后研究宏觀經(jīng)濟變量對這三大因子的影響。考慮到宏觀經(jīng)濟影響因素為月度數(shù)據(jù)，本文選取樣本期內(nèi)每月最后一個交易日的固定利率附息國債交易數(shù)

8、據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，總共32個樣本。宏觀經(jīng)濟變量的選取 利率期限結構的變動受多種宏觀因素的影響，本文將其分為實體經(jīng)濟增長、貨幣政策調(diào)整和物價水平波動三大類。反映實體經(jīng)濟增長水平的最佳指標是GDP增長率，但是由于GDP增長率沒有月度數(shù)據(jù)，本文以工業(yè)增加值（IP）同比增速取代GDP增長率，這是因為工業(yè)增加值一般占GDP比重達50%以上，與GDP具有高度相關性。貨幣政策調(diào)整用貨幣供應量M1、M2的月度同比增速表示。物價水平波動采用消費物價指數(shù)（CPI）同比增速和生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）同比增速表示。結構性自回歸（SVAR）模型介紹考慮k個變量，p階滯后的SVAR（p）模型： 式(1)其中，。是均值為0，

9、獨立同分布的結構擾動項列向量。系數(shù)表示變量的單位變化對的即時作用，雖然和是單純出現(xiàn)在和中的隨機沖擊，但是如果，則作用在上的隨機沖擊會通過對產(chǎn)生間接的即時影響。表示階滯后變量的單位變化對變量的滯后影響。將SVAR模型應用到本文中，即其中代表水平因子（L）、斜率因子（S）和曲率因子（C）三大潛在因子序列，代表宏觀因子的平穩(wěn)序列。由于本文意在考察宏觀經(jīng)濟因素對利率期限結構的單向影響，因此對該SVAR施加的6*（6-1）/2個約束條件，即、為對角元素為1的下三角矩陣。宏觀經(jīng)濟因素影響國債利率期限結構的實證分析國債利率期限結構擬合根據(jù)國內(nèi)外學者的研究，擬合利率期限結構效果最好的模型是三階段樣條函數(shù)模型（

10、Spline模型）和Svensson模型。本文分別采用這兩種模型擬合國債利率期限結構，以2014年8月29日為例，得出三階段樣條法、Svensson模型的目標函數(shù)值分別為0.007197，0.030544。估計模型更優(yōu)的標準是樣本債券的定價誤差（即理論價格和實際價格的差別）最小，如圖1，顯然三階段樣條函數(shù)法擬合效果更佳。因此采用三階段樣條函數(shù)來擬合國債利率期限結構，并據(jù)此計算水平因子、斜率因子和曲率因子。圖1 Spline模型和Svensson模型的定價誤差平穩(wěn)性檢驗 由于SVAR模型要求所有變量序列都是平穩(wěn)的，所以在建模之前要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。表1 變量平穩(wěn)性檢驗結果變量檢驗形式檢驗類

11、型t-統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值LPP檢驗(C,N,0)-2.50079-3.661661-2.960411-2.619160.1250D(L,1)PP檢驗(C,N,0)-8.077309-3.670170-2.963972-2.6210070.0000SPP檢驗(C,N,0)-5.876084-3.661661-2.960411-2.619160.0000CPP檢驗(C,N,0)-5.694522-3.661661-2.960411-2.619160.0000IPPP檢驗(C,N,0)-6.693428-3.661661-2.960411-2.619160.0000M1PP檢

12、驗(C,N,0)-2.89128-3.661661-2.960411-2.619160.0579D(M1,1)PP檢驗(C,N,1)-9.046410-3.670170-2.963972-2.6210070.0000M2PP檢驗(C,N,0)-2.471179-3.661661-2.960411-2.619160.1320D(M2,1)PP檢驗(C,N,1)-7.464310-3.670170-2.963972-2.6210070.0000CPIPP檢驗(C,T,0)-2.31038-4.28458-3.562882-3.2152670.4164D(CPI,1)PP檢驗(C,T,0)-4.77

13、1598-4.296729-3.568379-3.2183820.0032PPIPP檢驗(C,T,0)-2.2073-4.28458-3.562882-3.2152670.4692D(PPI,1)PP檢驗(C,T,0)-1.943961-4.296729-3.568379-3.2183820.6070D(PPI,2)PP檢驗(C,T,0)-3.243869-4.309824-3.574244-3.2217280.0959注：L表示水平因子（1年、5年、10年期利率的均值）；S表示斜率因子（10年期和1年期利率差額）；C表示曲率因子（2倍5年期利率-1年期利率-10年期利率）。檢驗形式（C，T，

14、L）分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)，N是指不包括C或T。滯后階數(shù)根據(jù)SC和AIC準則確定。 從表1可知，S、C因子和IP序列為0階平穩(wěn)序列，L、M1、M2、CPI一階差分平穩(wěn)序列，PPI二階差分平穩(wěn)序列。 由于樣本數(shù)據(jù)不滿足同階單整以進行協(xié)整檢驗的條件，所以本文將所有非平穩(wěn)序列經(jīng)過差分轉化為平穩(wěn)序列，從而通過SVAR模型分析宏觀經(jīng)濟變量對利率期限結構的動態(tài)影響。 水平因子的影響因素分析 由于運用最大滯后數(shù)檢驗法得出最佳滯后長度為3，因此建立SVAR（3）模型進行分析。2.3.1 水平因子對宏觀因素的脈沖響應分析脈沖響應如下：圖2 水平因子對宏觀因素沖擊的響應圖 從圖2可

15、知，各指標一單位的正向沖擊對水平因子的影響都呈現(xiàn)出震蕩態(tài)式。M1對水平因子的影響大于M2；CPI對水平因子的影響大于PPI，且PPI的影響基本可以忽略。總的來說，IP的影響最大、最持久，M1次之，CPI最小。 IP的正向沖擊代表經(jīng)濟擴張，產(chǎn)出和收入同時增加，資金需求增加，利率水平整體上升。若市場存在通貨膨脹預期，利率水平更會提高。因此，IP對水平因子的沖擊最大也非常合理。M1、M2的正向沖擊代表寬松的貨幣政策。按照貨幣供求理論分析，貨幣供給增加，利率會下降；而根據(jù)費雪效應，人們存在通貨膨脹預期，利率水平又將上升。前期水平因子對貨幣政策的響應函數(shù)為正值，說明在銀行間國債市場，由于參與主體主要是機

16、構投資者，具有高度的同質性，在貨幣政策實施的短期內(nèi)便形成一致的通貨膨脹預期，從而推動利率水平上升；而后參與主體隨著市場信息的更新改變前期預期，于是貨幣政策沖擊持續(xù)3期引起利率水平下降。CPI、PPI的沖擊代表通貨膨脹的加劇，從理論上來說，央行會提高基準利率來抑制通貨膨脹，這一措施將很快傳到整個市場，提高市場利率；同時通貨膨脹加劇，資金供給方將會減少供給，利率水平因此上升。即理論上，水平因子對CPI的響應程度應該大于對M1的響應，CPI對水平因子的響應應直到通貨膨脹得到一定控制后才有出現(xiàn)負向影響的可能。而從圖2可知，物價水平的最大沖擊力度所在時期均為負向影響，與理論相違背，說明CPI、PPI對水

17、平因子的影響不顯著。2.3.2 宏觀因素對水平因子變化的貢獻度分析方差分解如下：表2 水平因子的方差分解表PeriodS.E.D(LEVEL)IPM1D(M2)D(CPI)D(PPI,2)11.420514100.0000000.0000000.0000000.0000000.0000000.00000021.51501488.952633.5919162.4998520.0019394.919650.03400931.73622188.019785.9427871.920630.0016263.9886270.12655341.78900983.2666310.49791.941080.32

18、90973.7771660.18812351.82519481.3882310.280533.9949330.4475973.7078940.1808161.85315678.9517410.619734.7197191.4665113.94210.300271.87407877.970310.404124.6216831.5563075.0505270.39706281.89320677.006210.551475.3212111.690655.0350420.39542791.92401774.8162310.705876.8005041.8515095.3996530.426225101

19、.94727873.0938210.720437.5615381.8321146.3465490.44555111.97954371.7599112.307527.4636671.7813256.2561980.431377121.99428171.0740313.160327.3557071.7602466.2216090.428088注：黑體表示除水平因子自身外貢獻度最大的因素 從表2可知，除去水平因子自身沖擊的影響之外，IP的貢獻度最大，且有緩慢增加的趨勢；M2和PPI貢獻度較小，幾乎可以忽略不計；M1和CPI對水平因子的貢獻度相差不多。這說明實體經(jīng)濟對水平因子的變化影響最持久、最顯著，

20、是導致利率期限結構曲線截距變化的最主要宏觀影響因素。斜率因子的影響因素分析2.4.1斜率因子對宏觀因素的脈沖響應分析脈沖響應如下：圖3 斜率因子對宏觀因素沖擊的響應圖 斜率因子代表長短期利率差。從圖3可知，各指標均對斜率因子有著較強烈的影響，且持續(xù)期比較長，持續(xù)期數(shù)至少達5期；其次，斜率因子對各宏觀因素的響應均為震蕩態(tài)式。IP一個單位的正向沖擊在第2期對斜率因子產(chǎn)生一個幾乎可以忽略不計的負向影響，而后第3期轉為正向，在第4期達到最大值，這之后直到第8、9期才減弱趨近于0，但之后又有反彈，正向影響程度不斷增大，直至恢復到初始水平。這可能是實體經(jīng)濟擴張在1-4期內(nèi)使短期資金需求增加，短期國債價格上

21、升，短期利率下降，長短期利差增大；之后隨著長期資金需求的不斷增加，長短期利差有所減小，乃至趨于穩(wěn)定（脈沖響應函數(shù)趨近于0）；但經(jīng)過長短期資金的博弈，投資者預期短期資金需求還是將不斷增大，因此斜率因子對IP的響應又開始增大，逐漸恢復到期初的水平。 貨幣政策的正向沖擊會引起資金供過于求，市場利率下降；同時加上投資者通貨膨脹預期的存在，長期利率的下降幅度將小于短期利率的降幅，長短期利差將增大。因此，貨幣政策一個單位的正向沖擊應該對斜率因子產(chǎn)生正向影響。圖3顯示，前期貨幣政策沖擊的影響均為負向，M1經(jīng)過第6期的負值，在第7期達到負向最大值，而后變?yōu)檎?；M2在經(jīng)歷第2期的負值之后，在第3期達到負向最大

22、值，而后轉為正值，這說明擴張的貨幣政策存在一定的滯后性，政策一旦開始實施，在沖擊的前2期，長短期利差在不斷縮小，直到第3期才正式產(chǎn)生政策效果，增大長短期利率差。因此擴張貨幣政策存在約兩期的滯后性。 無論是CPI還是PPI，二者對斜率因子的最大沖擊力度所在時期均為負向影響；隨后響應逐漸變?nèi)踔敝邻吔?，或者趨于0后又開始產(chǎn)生負向影響。這說明，面對物價水平?jīng)_擊，首先為抑制通貨膨脹，市場基準利率上升，短期利率上升；同時有可能引發(fā)通貨緊縮預期，長期資金供給充足，長期利率下降，長短期利差縮小，因此物價水平?jīng)_擊對斜率因子的影響總的來說為負向。2.4.2宏觀因素對斜率因子變化的貢獻度分析 方差分解如下：表3

23、 斜率因子的方差分解表PeriodS.E.SLOPEIPM1D(M2)D(CPI)D(PPI,2)11.604796100.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 21.63246197.805410 0.140474 0.934015 1.067954 0.013030 0.039117 31.80347880.548870 10.555900 1.796054 2.387417 4.628185 0.083568 42.06959261.735360 28.097000 1.503914 4.033913 3.811283 0

24、.818537 52.10109660.168540 29.090510 1.505863 4.434345 3.945905 0.854836 62.13495359.063510 28.471360 2.743265 4.366344 4.127400 1.228121 72.28538551.568350 30.873980 4.441561 4.022543 5.836868 3.256700 82.29495551.172040 30.620770 4.605052 4.519258 5.792709 3.290168 92.3118350.474160 30.282620 4.68

25、4534 5.509672 5.778071 3.270942 102.35670450.107770 29.990340 4.669404 5.346818 6.564560 3.321112 112.41353748.207580 29.832360 5.062904 5.378412 7.852651 3.666098 122.49059245.858160 32.361170 5.070244 5.714774 7.374280 3.621363 注：黑體表示除水平因子自身外貢獻度最大的因素由表3可知，宏觀因素對斜率因子的解釋力度明顯強于對水平因子的解釋力度，解釋力度最高達55%，實體

26、經(jīng)濟依然是導致利率期限結構斜率因子變化的最主要宏觀經(jīng)濟因素。曲率因子的影響因素分析2.5.1曲率因子對宏觀因素的脈沖響應分析脈沖響應如下：圖4 曲率因子對宏觀因素沖擊的響應圖 從圖4可知，曲率因子對各指標的響應比較強烈，持續(xù)期也比較長，基本上達8期以上的持續(xù)影響。其中，IP影響最為強烈，M1、M2和CPI、PPI影響程度不分伯仲。曲率因子代表中期利率與長短期利率的差額，分析曲率因子對宏觀因素的響應，意在了解是中期利率對宏觀因素的響應更敏感還是長短期利率對宏觀因素的沖擊更敏感。如圖4，IP初期會減少曲率因子，大概半年期時會使曲率因子增加，之后又減少曲率因子，這說明在經(jīng)濟增長的初期，長短期利率對實

27、體經(jīng)濟的沖擊更為敏感，經(jīng)濟增長，長短期利率上升，曲率因子變?。欢箅S著經(jīng)濟的不斷繁榮，中期利率上升，長短期利率有所下降，曲率因子變大；半年后，市場參與主體預計經(jīng)濟增長將長期存在，長期利率又有大幅提升，導致中期利率與長短期利率的差額再次縮小。M1和M2對曲率因子的影響呈震蕩式，初期寬松貨幣政策剛實施階段，市場短期資金供過于求，短期利率降低，曲率因子對短期利率的響應更敏感，曲率因子增大；待到政策實施一段時期后，市場產(chǎn)生通貨膨脹預期，中長期利率上升，曲率因子對中長期利率的響應更敏感，中期利率上升幅度小于長期利率上升幅度，曲率因子減??；而且若通脹預期消失，長期利率下降，中期利率降幅小于長期利率，曲率因

28、子又完全有可能增大。之于物價水平，通脹加劇導致短期利率上升，若引發(fā)緊縮預期，長期利率便會下降，因此，最終CPI、PPI對曲率因子的影響情況如何，完全取決于長短期利率因子對物價水平的響應敏感度。圖4顯示，CPI、PPI對曲率因子的最大沖擊為正值，這說明，中期利率與長短期利率的差額在增加，長期利率的下降幅度大于短期利率的上升幅度。 2.5.2宏觀因素對曲率因子變化的貢獻度分析 方差分解如下：表4 曲率因子的方差分解表PeriodS.E.CURVEIPM1D(M2)D(CPI)D(PPI,2)11.605374100.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.00000

29、0 0.000000 21.62993997.621310 0.043443 0.543025 1.602703 0.108771 0.080749 31.8408976.892440 14.510870 1.466738 2.420663 4.620365 0.088925 42.12680558.106140 31.730550 1.129563 4.295430 3.901799 0.836511 52.16924556.110370 33.075400 1.198328 4.777434 3.972455 0.866011 62.20996955.013290 32.112090 2.

30、850379 4.753795 4.154661 1.115791 72.38897547.080620 35.215290 4.921673 4.243508 5.658299 2.880611 82.39859646.714610 35.030160 5.148945 4.563863 5.651395 2.891022 92.41767646.003880 34.648470 5.290379 5.568669 5.618459 2.870134 102.46473846.066350 34.345160 5.178092 5.419162 6.106983 2.884260 112.5

31、1829744.577260 34.316120 5.374664 5.426801 7.217517 3.087635 122.59342642.381850 36.575990 5.488028 5.670388 6.806272 3.077475 注：黑體表示除水平因子自身外貢獻度最大的因素 從表4可知，宏觀經(jīng)濟變量對曲率因子的解釋力度略高于對斜率因子的解釋力度，解釋度最高達58%；貢獻最大的因子仍是IP。實證結論總結 運用脈沖響應函數(shù)和方差分解技術系統(tǒng)地分析宏觀經(jīng)濟沖擊對利率期限結構的影響，得出如下結論：實體經(jīng)濟是對利率期限結構水平因子、斜率因子以及曲率因子影響最顯著，持續(xù)時間最持久的

32、宏觀經(jīng)濟因素；宏觀經(jīng)濟因素對利率期限結構三大因子的解釋差別較大，對曲率因子的解釋力度最大（高達60%），斜率因子次之，水平因子最后（最高只有30%）；貨幣政策對水平因子、斜率因子以及曲率因子都有一定的影響，且擴張的貨幣政策正向影響長短期利差時，政策傳導存在約兩期的時滯；物價水平?jīng)_擊對水平因子的影響不顯著，但顯著影響斜率因子和曲率因子。 總的來說，國債利率期限結構蘊含豐富的宏觀經(jīng)濟信息，其影響機制雖不甚完美，但完善市場相關不足后，監(jiān)管層可以通過宏觀經(jīng)濟政策的相機決策來調(diào)整利率期限結構，從而進行金融產(chǎn)品的定價、投資者的風險管理以及監(jiān)管層的金融調(diào)控。相關建議 基于上述結論，針對性地提出如下建議：提高

33、市場有效性，促進利率市場化宏觀經(jīng)濟因素對水平因子的最高解釋度只有30%，物價水平?jīng)_擊對水平因子的影響不顯著，這說明宏觀經(jīng)濟因素對銀行間國債市場利率的影響仍存在局限性，市場有效性還有待完善?；诖?，我認為需從市場參與主體投資者和市場載體金融產(chǎn)品這兩個方面出發(fā)來促進利率市場化。投資者方面，要加強投資者的國債投資知識教育和投資風險教育，增強投資能力以及風險識別能力，促進形成理性的投資理念；其次，要提高市場參與者的自主決策能力，適當引入外國投資者和機構投資者。金融產(chǎn)品方面，要促進產(chǎn)品創(chuàng)新，完全基于市場去發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品的價格；且協(xié)調(diào)金融監(jiān)管與創(chuàng)新，弱化政府在金融創(chuàng)新中的角色。增加貨幣政策透明度，調(diào)整貨幣政策中

34、介目標貨幣供應量在政策實施后首先影響市場短期利率，之后才作用于消費、投資、進出口，從而影響實體經(jīng)濟，同時短期利率通過預期才影響長期利率，而后才影響市場總需求。這一傳導過程是一個長期的運作過程，一旦貨幣政策不夠公開透明，便會影響投資者對貨幣政策產(chǎn)生的市場預期，削弱其對政策的理解與支持，阻礙政策的順利傳導。因此，政府要加大貨幣政策的透明度，使得利率期限結構能夠較好地反映貨幣政策的變動，縮減貨幣政策傳導時滯。利率期限結構包含貨幣政策因素影響的信息，央行可以提前有針對性地調(diào)整貨幣政策，形成預期的利率曲線，所以國情允許，完全可以考慮用利率取代貨幣供應量作為我國的貨幣政策中介目標。發(fā)展實體經(jīng)濟，調(diào)整利率期

35、限結構研究國債利率期限結構最終意在發(fā)揮國債利率的市場基準作用，通過有效的、市場化程度高的利率期限結構來設計金融產(chǎn)品并定價，同時反過來預測未來經(jīng)濟形勢。實體經(jīng)濟因素對利率期限結構變化影響最大，因此，計劃性擴大實體經(jīng)濟或者有意控制實體經(jīng)濟規(guī)模增速，都將快速、強有力地反映到我國利率曲線的曲率因子、斜率因子和截距變化上。央行等金融管理機構完全可以通過設定階段性的實體經(jīng)濟規(guī)模增速目標來調(diào)整利率期限結構。參考文獻1 賀暢達.產(chǎn)出、通貨膨脹預測與利率期限結構基于無套利動態(tài) NS 模型J.財經(jīng)問題研究,2012,11:58-65 2 Littemrnan R., Scheinkman J. Common Fa

36、ctors Affecting Bond ReturnsJ.Journal of Fixed Income,1991,1(1):54-613 Dewachter H.,Lyrio M. Macro factors and the term structure of interest ratesJ.manuscript,Catholic University of Leuven. 20024 Ang A., Piazzesi M.A no-arbitrage vector auto-regression of term structure dynamics with macroeconomic

37、and latent variablesJ.Journal of Monetary Economics,2003,50:745-7875 Diebold F.X.,Rudebusch G.D.,Aruoba,S.B.The Macroeconomy and the Yield Curve:A Dynamic Latent Factor ApproachJ.Journal of Econometrics,2006,131(1):3093386 Ang A.,Sen Dong,Piazzesi M.No-Arbitrage Taylor RulesJ.NBER Working Paper No.1

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