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短期拆借范文1
關鍵詞:同業拆借利率;股票價格指數;股市收益率;協整檢驗;Granger因果檢驗
中圖分類號:F830.91文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2009)29-0136-04
一、引言
在我國,股票市場一直被稱為是“資金市”或“政策市”。所謂資金市,是指股票價格的波動很大程度上受到流入股票市場資金量的影響。所謂政策市,1999年8月19日,中國人民銀行制定并頒布了《基金管理公司進入銀行間同業市場管理規定》、《證券公司進入銀行間同業市場管理規定》,允許符合條件的基金管理公司和證券公司進入銀行間市場從事同業拆借業務而成為同業拆借市場中的重要參與機構,因而貨幣政策(即同業拆借利率)的每一次調整,必將通過影響這兩大機構在同業拆借市場上的循環借貸資金量而影響股票市場的價格。
另一方面,同業拆借利率在我國是重要的貨幣政策工具,而隨著資產價格在經濟中作用的日益突出,許多學者認為,股價也應該進入貨幣政策決策,成為貨幣政策最終目標函數中的一個變量。由此可見,同業拆借利率作為貨幣政策調控的重要手段與股價之間的關聯關系需要明確。所以,本文試圖從理論上闡釋兩大市場價格關聯的機制,實證上驗證兩大市場價格關聯的方向和程度。
二、文獻綜述
國外對于貨幣市場與資本市場聯通的研究比較少,因為在西方經濟學理論中,貨幣市場與資本市場是緊密融合不可分割的,兩個市場都是以金融機構為中介、利率為指標、資金為媒介進行運動的場所。因此,國外對于同業拆借市場與股票市場相關性的研究主要集中于市場中的指標互動性研究,利率與股票價格的關系研究成為了研究兩市場關聯性的重要體現。
Rahma & Mustafa(1999)[1]分析了許多國家股票價格和利率之間的因果關系,結果表明:大多數國家不存在股價和利率之間的Granger因果關系,但可能存在長期協整關系。Rigobon & Sack(2002)[2]則分析了美國貨幣政策對股市的影響,發現貨幣政策會導致股市的波動。Bemanke 和Kuttner(2005)[3]分析了美國證券市場對利率變化的平均反映,研究顯示市場對未預料到的聯邦基金利率變化有著相當強烈的反應,而對于被期貨市場投資者預測到的聯邦基金利率的變動,證券市場的反應卻極為微弱。Wing-Keung Wong、 Habibullan Khan & Jun Du(2006)[4]以1982年1月至2002年12月的數據為樣本,研究了新加坡和美國主要的股票指數與宏觀經濟變量間的長短期關系,得出新加坡股票價格與利率存在長期的關系,但在美國不成立。而從短期來看,1997年亞洲金融危機前,新加坡股市與利率之間有關聯效應,1997年之后不存在關聯,而美國股價與利率之間在危機之前存在著強關聯性,此后關聯效應減弱。
從我國的研究來看,由于我國是在1999年才批準證券公司和基金管理公司進入同業拆市場,所以我國對于同業拆借利率與股票價格互動的研究都是在近幾年才開始的,研究的內容多是從近幾年的相關市場數據入手,采用相應的實證方法,驗證同業拆借市場與股票市場的關聯性。陳祥國、汪蓉(2004)[5]認為,無論是長期還是短期,央行對利率進行調整在一定程度上使股票價格反方向變化。而王麗英(2005)[6]通過實證分析得出結論,銀行資金中的同業拆借市場資金變動與證券一級市場資金變動相關,而與二級市場及其指數之間的變動無關。鄭振龍、張蕾(2007)[7]對1996―2006年間中國短期利率與上證綜指之間的動態相關性進行了研究,指出2002年之前利率與股指之間呈現微弱的動態負相關性,2002年后相關性持續增強。姜曉黎(2007)[8]對同業拆借利率及證券市場價格波動建立了雙變量回歸模型,并對兩者的相關性進行實證分析,認為標志著資本成本的同業拆借利率顯著地影響了股市的價格走勢。鄧曉益、王慶云等(2008)[9]通過SVAR模型進行實證研究,結果表明,名義利率變動與股市波動的相關性比實際利率強,總體來看利率對股市的影響很弱。短期內,利率變動不會對股價產生顯著的影響,利率對股價的長期效應為負,且存在較長的滯后期。
綜上所述,目前國內外就同業拆借市場與股票市場相關指標關聯性的研究注重方法的運用,但研究結論差異很大。原因也許在于指標選取差異及樣本區間的不同造成的。
三、理論基礎
理論上講,任何一種形態的市場都是信息匯聚、整理、傳遞和交易的場所,因而同業拆借市場和股票市場的一切聯動都是各種信息相互影響的結果;而價格可以起到某種“濃縮”、“代表”其他大量信息的作用[10],因而各種信息正是以價格作為媒介在兩個市場之間傳遞。所以本文選取兩個市場的價格作為研究對象。
1.同業拆借市場向股票市場的價格傳導
傳統經濟學理論認為,存在著利率到股票價格的單向變動關系,兩者負相關。其原因在于:第一,根據股價的理論計算公式,股價=股息/利率*票面金額,兩者反向變動;第二,利率是資金的價格,利率上升時,投資股市以及企業投資的資金成本均提高,抑制了股票的投資,股價下跌;第三,利率是央行調控貨幣投放的手段,利率上升則銀根抽緊,減少了貨幣投放,股價下跌。
從貨幣政策的傳導機制的理論來看,在現代市場經濟條件下,各國中央銀行貨幣政策操作首先影響的是貨幣市場上銀根松緊和短期利率的高低,然后通過貨幣市場與資本市場的聯系影響資本市場,達到宏觀調控的目的。即貨幣政策操作的市場信號應該是通過貨幣市場這個橋梁傳遞到資本市場。同業拆借市場作為貨幣市場上最重要的子市場,其價格是貨幣政策的集中體現,其變化準確地反映我國資金供求格局的變化,起到信號和導向作用。
2.股票市場向同業拆借市場的價格傳導
短期拆借范文2
【關鍵詞】 同業拆借； 信息披露； 相關性
中圖分類號：F275.2 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）09-0097-03
一、我國銀行同業拆借業務會計信息披露現狀
同業拆借是指經中國人民銀行批準進入全國銀行間同業拆借市場的金融機構之間，通過全國統一的同業拆借網絡進行的無擔保資金融通行為。同業拆借不僅有助于銀行補足存款準備和軋平票據交換頭寸，而且還可以彌補經營過程中出現暫時的、臨時性的資金短缺。隨著我國金融改革不斷深化，同業拆借市場獲得了大發展。在遵循循序漸進、適時調整、有放有收、強化監督原則指導下，在保持同業拆借管理政策連續性和穩定性的基礎上，逐步放寬市場管制，強化信息披露管理等市場化管理手段，加強市場監督檢查，促進同業拆借市場的健康發展。各參與同業拆借市場的金融機構充分披露相關信息，成為同業拆借市場有序發展的一項重要保障。
自2007年《同業拆借管理辦法》實施以來，央行先后對參與同業拆借市場的主要參與者（商業銀行、證券公司、財務公司等金融機構）必須通過全國銀行間同業拆借中心的電子信息系統定期披露上年末的資產負債表、凈資本計算表、上年度的利潤表及利潤分配表；披露當年6月30日的資產負債表、凈資本計算表、當年1—6月的利潤表及利潤分配表；披露經具有從事證券期貨相關業務資格的會計師事務所及其會計師審計的年度財務報表和審計報告，包括審計意見全文、經審計的資產負債表、凈資本計算表、利潤表及利潤分配表和會計報表附注。在此過程中，央行暫停對多家券商無法及時披露相關信息而遭受參與市場的處罰。按照要求披露定期報告不僅成為同業拆借市場參與者的一項重要約束，而且成為交易對手、市場監管者獲取相關信息的基本保證，促進了同業拆借市場效率的改善。
為了改善金融市場效率，對于銀行業務的信息披露一直是學術界努力研究的一個領域。鄧建軍（2011）牽頭的課題組對我國當前銀行業金融機構的資產負債表存在著報表項目分類不一致、報表項目標準不統一、統計口徑不盡相同等現象，使資產負債表缺乏同業可比性和分析基礎，信息的利用和共享存在一定的局限性，因而有必要統一資產負債表項目。周偉軍、劉良畢（2012）以寧波市銀行代付業務漏報為例，指出為逃避監管部門的規?？刂?，各商業銀行紛紛推出各種名目的同業代付業務，沒有在企業征信系統中反映。羅書章、葉（2011）認為金融危機暴露了因金融機構信息披露的不足導致金融監管不足引發的嚴重后果，會計信息相關性應當提高到新的高度?？傮w來講，我國上市公司信息披露的有效性還遠沒有達到評價標準，信息披露的整體質量不高（陳崢嶸、潘妙麗，2012），依賴不充分的信息或錯誤信息惡化利益相關者的決策風險。信息披露的質量和效率直接影響到市場參與者的積極性，更影響到市場的資源配置效率。有效率的同業拆借市場必須以充分相關的信息披露制度作為保障基礎。
筆者認為，在資產負債表中對于具有較高重要性的同業拆借業務披露頻率較少，采用高度簡潔、概括的信息披露很可能無法滿易者與監管者的相關性要求。根據現行會計準則，銀行披露的同業拆借業務僅在期末對余額進行披露，當發生額存在較高波動性時，以期末余額近似代替一定時期的平均存量存在較大誤差，使會計數據無法真實反映同業拆借業務的發生情況，需要通過補充銀行一定時期的發生額數據來補充反映銀行同業拆借業務發生情況，使市場參與者與監管者能夠掌握更加相關信息，降低交易與監管風險。
二、同業拆借業務的會計核算與披露
自2007年《同業拆借管理辦法》實施以來，我國同業拆借交易不僅僅發生在銀行之間，還擴展到銀行與其他非銀行金融機構之間，使同業拆借市場得到快速發展。根據央行統計，我國同業拆借的期限主要包括1日、7日、14日、20日、30日、60日、90日、120日和6個月、9個月與1年不等，其中以30天內到期的同業拆借最為活躍，參見表1。
從表1可以看出，在2010—2012年中，可以發現銀行間同業市場拆借成交金額中，少于30天期限的同業拆借比例均在98%以上，因而同業拆借的主體是超短期同業拆借。而作為同業拆借市場主體的銀行在同業拆借市場的超短期品種參與情況見表2。
從表2可以看出，作為銀行間同業拆借市場主體，銀行之間的過度依賴將會大大增加銀行體系的自身風險，風險在銀行之間傳染的概率將大大提高。為了降低銀行對于同業拆借市場的過度依賴而形成系統性流動風險，規避因信息嚴重不對稱而損害交易對手的利益，《同業拆借管理辦法》對銀行拆入和拆出資金作出了具體要求。中資商業銀行、城市信用合作社、農村信用合作社縣級聯合社的最高拆入限額和最高拆出限額均不超過該機構各項存款余額的8%。規模龐大的短期拆借成為銀行進行流動性管理的一項重要工具，有可能在監管期末通過調節同業拆借交易達到余額監管要求。由于我國非上市金融機構數量龐大，上市金融機構所占比例依然較低，因此很難通過市場交易總規模驗證銀行同業拆借余額的合理性（即匯總每家機構期末的同業拆借交易余額與日歷天數的積數作為發生額的近似替代），但依然可以通過對相關業務的會計核算發現信息披露存在的問題。
根據我國現行會計準則，商業銀行拆出資金的核算應當采用“拆出資金”科目進行核算，用于核算商業銀行拆借給其他金融機構的款項。
當銀行拆出資金時，
借：拆出資金
貸：存放中央銀行款項
當銀行收回資金時，
借：存放中央銀行款項
貸：拆出資金
本科目期末借方余額，反映商業銀行拆放給其他金融機構的款項余額。
根據我國現行會計準則，商業銀行拆入資金的核算應當采用“拆入資金”科目進行核算，用于核算商業銀行向其他金融機構拆入款項。
當銀行拆入資金時，
借：存放中央銀行款項
貸：拆入資金
當銀行歸還資金時，
借：拆入資金
貸：存放中央銀行款項
本科目期末貸方余額，反映商業銀行向其他金融機構的拆入款項余額。
一定時期內商業銀行產生的任何一筆短期拆借均可以通過“拆出資金”賬戶與“拆入資金”賬戶的借方發生額和貸方發生額清晰反映出來，并在規定日期將相關賬戶余額在資產負債表中予以充分披露。
對資產負債表中同業拆借業務具有補充披露特征的現金流量表相關項目也起不到應有的補充性作用。在現金流量表中的經營活動現金流量部分僅有兩個項目——“向其他金融企業拆入的資金凈增加額”和“拆出資金凈增加額”，可以間接反映同業拆借資金的發生額情況，“向其他金融企業拆入的資金凈增加額”僅表示本期拆入資金的貸方發生額與借方發生額的差額，而“拆出資金凈增加額”同樣僅表示本期拆出資金的借方發生額與貸方發生額的差額，因而無法得知銀行在本期利用銀行間同業拆借市場的完整情況。
以交通銀行2011年年報為例，“向其他金融企業拆入的資金凈增加額”為51 567百萬元，“拆出資金凈增加額”為68 996百萬元，“拆出資金”的期末余額為148 606百萬元，期初余額為79 610百萬元，“拆入資金”的期末余額為127 418百萬元，期初余額為75 851百萬元。也就是說，資產負債表項目與現金流量表項目之間只能獲得如下內在關聯性：
向其他金融企業拆入的資金凈增加額=“拆入資金”的期末余額-“拆入資金”的期初余額；
拆出資金凈增加額=“拆出資金”的期末余額-“拆出資金”的期初余額
因此，銀監會按照《同業拆借管理辦法》對商業銀行利用同業拆借市場情況的監管僅能在報告期末依據銀行提供的相關信息實施監測，而對于在報告期末之前同業拆借的發生額情況因無法獲得相應信息而不能實現實時監管。而銀行利用同業拆借市場解決流動性管理問題盡管具有理論上的合理性和實踐層面的可行性，但僅僅依賴報告期末的余額數據不足以滿足利益相關者的信息披露要求，應當披露相應賬戶的發生額總量數據，不應僅披露拆入拆出資金的增量數據，使利益相關者能夠獲得更加全面、相關的信息。
三、改進我國銀行同業拆借信息披露的建議
在同業拆借業務中，拆入、拆出資金的期限絕大多數控制在30天之內，而期限在7天之內的同業拆借又占據了最主要地位，一定會計期間內反復拆入償還、反復拆放收回，這些超短期同業拆借行為在會計報表中很難予以準確反映。為了向更廣泛的利益相關者提供更加相關的信息，本文認為可以通過以下兩項措施完善銀行財務報告中有關超短期同業拆借信息披露：
首先，可以對資產負債表中“拆入資金”和“拆出資金”兩個項目的會計報表附注作出新的解釋和說明。由于會計報表的格式要求，“拆入資金”和“拆出資金”兩個項目的余額很難作出修正，對兩個項目的信息披露作出修正必須依賴具有高度靈活性的會計報表附注。本文認為，“拆入資金”和“拆出資金”項目的發生額變動較為頻繁，可以計算一定會計期間內按照時間與金額的加權平均余額來補充說明，使會計報表不僅可以反映一定日期的同業拆借存量信息，滿足會計等式的要求，還可以反映一定時期加權平均存量信息，使投資者和監管者可以通過簡單測算獲得有關同業拆借業務的流量信息。
其次，可以對現金流量表中“向其他金融企業拆入的資金凈增加額”和“拆出資金凈增加額”兩個項目進行必要附注說明。由于“向其他金融企業拆入的資金凈增加額”和“拆出資金凈增加額”兩個項目屬于銀行業通用報表，因而相關項目不易修改，但可以對這兩個項目作出更加詳盡的附注說明，主要補充說明本期相關項目實際發生額的數量，通過與上期實際發生額的數量作出對比以得出本期相關項目的增加金額或減少金額，從而能夠與資產負債表相關項目的期初余額、期末余額得到更加充分的印證，進而可以滿足利益相關者對銀行同業拆借業務的信息需求。
當然，除了同業拆借業務以外，以債券為擔保的回購業務也存在類似情況，也可以按照上述信息披露的要求對銀行會計報表的相關信息作出詳盡的披露，從而使會計信息更加相關。
【參考文獻】
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短期拆借范文3
[關鍵詞]信用債券；基準利率；Granger因果檢驗
[中圖分類號]F832.4［文獻標識碼］ A [文章編號] 1673-0461（2011）05-0085-03
2005年人民銀行推出了短期融資券，企業可以通過發行短期融資券籌集一年以內的短期流動資金。由于打破了原有的債券發行審批制，發債企業受到以規范的信息披露制度、有效的信用評級體系和風險分擔機制為基礎的市場化機制約束，廣泛采用與SHIBOR掛鉤的發行定價機制，因而短期融資券被公認為真正意義上的信用債券，深受市場歡迎。隨后，我國相繼改革了企業債與公司債發行核準程序，并推出了中期票據，極大地推動了國內信用債券市場的發展，進而從整體上推動了銀行間債券市場的發展。2010年，我國信用債發行規模達到1.53萬億元，占同期銀行間債券市場發行規模（不含央行票據）的31.54%。但與此同時，債券市場效率仍有待提高，二級市場定價基礎不統一是其重要的一方面，突出表現為SHIBOR、央行票據利率、國債利率都是潛在的基準利率對象，從而導致債券誤定價現象時有發生。目前，我國國債期限以中長期為主，不宜作為短期債券價差剝離的基礎已經形成共識，但現有研究未就SHIBOR與央行票據利率在債券定價中的作用達成一致意見，因此，本文主要針對SHIBOR與央行票據利率進行分析。
一、研究設計
為描述票據發行利率與同業拆借市場利率之間的關系，本文使用向量自回歸模型（Vector Auto Regression，VAR）模型，其優點在于它把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，回避了結構化模型的需要，通常用于預測相互聯系的時間序列系統以及分析隨機擾動對變量系統的動態影響。一般化VAR（P）模型的數學表達式是：
yt=A1y1+…+Apyp+Bxt+εt t=1，2，…T
其中：yt是k維內生變量，xt是d維外生變量，p是滯后階數。k×k為矩陣A1，…，Ap和k×d為矩陣B是要被估計的系數矩陣，εt為服從白噪聲過程的殘差項，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值及不與等式右邊的變量相關。
二、SHIBOR與央行票據利率的描述性分析
圖1給出了2006年1月~ 2009年6月隔夜拆借利率、央行票據到期收益率。
從圖1可以看出，總體而言，隔夜拆借利率、央行票據利率的變化趨勢基本一致，但央行票據利率總體高于隔夜拆借利率最低。從到期收益率之間的差值來看，央行票據利率出與同業拆借利率之間的走勢日趨密切。以2008年10月為分水嶺，在此之前央行票據利率比隔夜拆借利率高0.97%，在此之后央行票據利率比隔夜拆借利率高0.38%。從到期收益率的穩定性來看，隔夜拆借利率最為穩定性最強，其次為央行票據收益率，AAA債券到期收益率波動性最強。
三、實證結果及分析
1. 協整關系檢驗
為考察同業拆借利率與央行票據利率之間的協整關系以及避免出現“偽回歸”現象，首先利用ADF檢驗對同業拆借利率與央行票據利率的平穩性進行檢驗，表1給出了檢驗結果。由檢驗結果可知，同業拆借利率與央行票據利率是非平穩的，但它們的一階差分都是平穩的，說明所有月度平均利率都是一階平穩過程，即I（1）過程。
注：①Δ表示一階差分，在1%置信水平下，ADF的臨界值為-3/.60；在5%置信水平下，ADF的臨界值為-2.93。②（O/N）t表示第t月月度平均隔夜拆借利率；Δ（O/N）t表示第t期月度平均隔夜拆借利率的差分；（CBB）t表示t期央行票據月度平均利率， Δ（CBB）t表示央行票據月度平均利率的差分。
2. 隔夜拆借利率、央行票據利率的Granger因果關系檢驗
由于隔夜拆借利率、央行票據利率均是一階平穩過程，因此可以通過Johansen協整檢驗方法檢驗二者之間的協整關系。按照AIC準則選定最
佳滯后階數為2。表2中的跡統計量與最大特征值統計量表明，在5%水平下，隔夜拆借利率、央行票據利率存在協整關系。表3給出了隔夜拆借利率、央行票據利率的Granger因果檢驗，從表3
可以看出：央行票據利率是引起同業拆借利率變化的granger原因，但同業拆借利率并不是引起央行票據利率變化的granger原因。
3. 方差分解
雖然央行票據利率都是引起隔夜拆借利率變換的Granger原因，但是二者短期價格發行能力的現對強弱以及彼此之間的相互作用過程卻無法
得到有效解釋。為進一步刻畫同業拆借利率與央行票據利率的相互影響，本章擬應用方差分解函數對其進行進一步的分析。方差分解的核心思想是分析模型中每一結構沖擊對隔夜同業拆借利率、票據利率影響的大小。由圖2可知央行票據對隔夜拆借利率的貢獻度最大達到72%。
四、研究結論
實證檢驗結果表明央行票據利率是較為理想的基準利率，這可能與當前我國銀行間債券市場所承擔的市場功能有關：
（1）銀行間體系流動性總體充裕，限制了同業拆借利率引導資金流動的能力。同業拆借產生于存款準備金制度的實施，主要用于調劑商業銀行因準備金需求變化而產生的資金需求。由于同業拆借一般通過商業銀行在中央銀行的存款賬戶進行，并且主要是對于商業銀行的超額準備金進行調劑，因此，同業拆借利率發揮基準利率的前提條件金融體系流動性總體處于相對“稀缺”的狀態。但當前我國銀行體系流動性總體充裕，突出表現為超額準備金比率持續位于較高水平，從而限制了同業拆借利率在資產定價中的基礎性作用。2006年~2010年間，金融機構超額存款準備金分別達到4.8%、3.3%、5.11%、3.13%、2.0%。雖然金融機構超額準備金率總體保持下降的態勢，但是也依然顯著高于國際銀行業公認的1%水平。為避免商業銀行流動性釋放而給整個經濟體系造成的沖擊，一種可能的方式支付高于活期存款利率的超額準備金利率，從而削弱了存款準備金利率作為基準利率的功能。
（2）在銀行體系流動性總體充裕背景下達到實現調控宏觀經濟的目的，必須要在銀行體系之外尋求政策的發力點，銀行間債券市場無疑成為最佳的平臺，而央行票據又是中央銀行公開市場業務的主要手段。這使得央行票據更能在銀行間債券市場中發揮基準利率的作用。但另一方面，在以回收流動性為主題的貨幣政策操作下，央行票據發行利率高于同業拆借利率，從而加大了中央銀行公開市場業務的成本。
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On the Benchmark Rate of Credit Bond Pricing
Yuan Shaofeng1, Chen Yonghui2
（1.Graduate School，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian 116025，China；
2.ChangshaBranch ofthe People'sBank ofChina ,Changsha410000，China）
Abstract： The benchmark rate is a basically factor of credit bond pricing. This paper take the Granger causality methods to analyze the lead-lag relationship between SHIBOR and the yield of Center Bank Bills（CBB），and find that the yield of CBB is the Granger causality factor of SHIBOR， which means that the yield of CBB is more suitable for benchmark rate.
短期拆借范文4
貨幣政策和利率期限結構(收益率曲線)之間的關系一直是貨幣經濟學研究的熱點。傳統經濟理論認為貨幣政策是通過其對市場利率產生效應而傳遞給經濟活動的，各國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之間的隔夜拆借利率作為貨幣政策運作工具。然而，實際的經濟活動諸如投資和消費在很大程度上是取決于長期利率水平的。因此，貨幣政策的有效性就高度依賴于其是否會對長期利率產生影響。貨幣政策制定者為了實現影響實際經濟活動的目標，就應當使貨幣政策可以影響不同期限的利率(整個收益率曲線)。
傳統的貨幣政策傳導機制假定利率期限結構可以由預期假說來充分地描述，長期利率是當前和未來短期利率的加權平均值。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。因此，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坡度。鑒于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲線的坡度來作為預測貨幣政策是否發生變化的一個先行指標。總的來看，研究貨幣政策對收益率曲線影響的文獻可以分為兩大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲線的動態變化是否與預期假說相一致，結果發現雖然預期假說常被實證結果所拒絕，但它至少可以解釋市場利率變動的某些行為；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和時間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。
國內在這方面的研究還較少。文獻［8］、［9］和［10］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；文獻［11］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。因此，本文的目的就是通過研究貨幣政策傳導機制來實證檢驗我國的貨幣政策是否對國債市場的利率期限結構(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、長期部分，還是存在某些差別。對這兩個問題的研究，將有助于評估我國貨幣政策的有效性。
2.樣本數據及處理
本文選用的數據為2004年5月20日到2005年11月3日的313個日度數據，其中央行的貨幣政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中國貨幣網(http：//)，國債回購利率數據(R001、R007、R014、R028、R091和R182)則由上海證券交易所獲得。而且，對上述兩類數據進行了相應的處理，剔除掉了一些缺失觀測。至于從1年期到20年期的國債利率，則是首先由上海證券交易所(http：//)獲得對應上述利率數據觀測日的39只記賬式國債收盤價，接著根據當日的國債收盤報價，根據廣義息票剝離法并利用Svensson模型估計出該日的國債市場利率期限結構，最后利用獲得的利率期限結構參數模型估計出到期期限分別為1到20年的國債市場利率數據。本文的研究所使用的數學軟件為Matlab70和Eviews5和SPSS115。
3.計量經濟分析
31預期假說與貨幣政策
預期假說認為t時刻n期資產的收益率Rn,t是由當前和未來的一組m期資產的收益率Rm,t(n＞m)唯一決定的。對于由零息票債券的即期收益率構成的期限結構關系，僅僅表明n期投資的收益率應當等于m期投資的收益率向前滾動k(k=n/m，且為整數)次并加上一項僅隨m和n變動而不隨時間變動的期限溢價θn,t，如式(1)所示：
貨幣政策傳導機制就是通過式(2)進行運作的。央行的貨幣政策部門可以通過改變隔夜拆借利率R0,t，來引發當前的短期利率發生變化，同時也改變了對利率未來變動路徑的市場預期，即長期利率由于可以看成是當期和預期未來的短期利率的加權平均，也會受到相應的影響。對貨幣政策效應的大小和顯著性可以通過估計多變量進行直接檢驗，其本質就是假定在貨幣政策工具和市場利率之間存在一種平穩的同期變動關系，即可以通過由貨幣政策工具的同期以及滯后和先行(lead)變動構成的仿射函數來對市場利率的變動進行解釋，如式(3)所示：
其中，Δ代表差分算子，Ri,t代表t時刻的國債回購利率和到期期限為1到20年的國債利率，R0,t代表t時刻的隔夜拆借利率(貨幣政策工具)，ε是誤差項，β0,i、β1,i和β2,i是到期期限為i的市場利率對貨幣政策工具變化響應程度的參數。如果βi(=β0,i+β1,i+β2,i)是統計顯著的，則表明貨幣政策的確會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而減少，則表明貨幣政策對到期期限較長的利率的影響變弱，同時也表明貨幣政策引發了收益率曲線的非平行變動，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現象，引入R0,t-1是為了體現對貨幣政策變動的預期，而引入R0,t+1則是為了體現不能由當期貨幣政策數據所反映而實際上變化的貨幣政策已經對當期利率所產生的影響。
由于篇幅所限，本文對式(3)的估計結果和相關檢驗統計量沒有列表給出，但從其結果來看，貨幣政策工具對國債市場單個到期期限的利率的影響絕大部分都是顯著的，表明市場的確會在一定程度上預期到貨幣政策的變化。不過從分析中也可以看到，貨幣政策工具對國債市場利率的同期影響β0,i和總影響βi則是隨著國債市場利率期限的增加呈現先劇烈下降后稍稍上升的走勢，引發了收益率曲線的非平行變動。國債回購利率R001對貨幣政策工具(隔夜拆借利率)的響應程度遠遠高于其他期限利率對隔夜拆借利率的響應，表明二者之間具有相當高的相關性，R001對貨幣政策的變化反應是相當敏感的，因此在研究中可以適當地用R001來代替隔夜拆借利率，以解決其可能的數據缺失問題。對于除R001以外的其他期限利率對隔夜拆借利率的響應估計結果，則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。
32協整理論及其實證檢驗
盡管式(3)的估計結果可以用來分析我國的貨幣政策傳導機制，但如果用于估計(3)的國債市場各期限利率是非平穩的，則得到的估計結果是不可靠的。雖然，式(3)通過對各變量差分消除了非平穩，但同時也會喪失各變量歷史數據之間存在的長期均衡關系。不過，如果預期假說成立，則國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間會表現出動態協同變動即具有相同的隨機趨勢。具體來講，就是國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間具有協整關系且協整向量的系數具有對稱性。鑒于上述兩點，本文應用協整理論來檢驗國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間是否存在動態協同變動以及如果存在動態協同變動，其具體的協整向量系數是否為(1，-1)形式。這等價于檢驗預期假說中貨幣政策工具對收益率曲線不同段的影響程度，如果國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間協整向量系數均為(1，-1)形式，則表明貨幣政策變化會引起收益率曲線的平行變動，反之則不然。
對于n維時間序列向量{Xt}，如果{Xt}的分量序列為I(d)序列，且存在一個向量α≠0，使得αTXt～I(d-b),b＞0，則稱{Xt}的分量序列存在(d，b)階協整關系，記為Xt～CI(d-b)，而α稱為協整向量。一個帶有高斯誤差項ε的無約束協整系統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整向量，對此可采用Johansen中的跡統計量λtr和最大特征值統計量λmax來進行檢驗，并且在檢驗之前根據AIC信息準則選擇合適的滯后長度以確保模型的殘差項不存在序列自相關現象。利用Eviews軟件可以得到基于Johansen檢驗的雙變量(國債市場各期限利率和隔夜拆借利率)系統的協整檢驗結果（編者按：因篇幅所限，本文省略了協整檢驗結果，有興趣者，可向作者網上索取，Libiao2002403@）
雙變量的秩檢驗結果說明，國債市場各期限利率中除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整關系外，其他各期限利率均與隔夜拆借利率存在協整關系。這表明我國的貨幣政策對國債市場利率具有一定程度上的長期影響，但對于收益率曲線上不同到期期限的市場利率的影響程度有很大差異，這可以從表2標準化的協整向量(1，β)結果中得到進一步的證明。對于短期和超短期的國債回購市場利率，其與隔夜拆借利率(貨幣政策工具)的長期參數絕對值接近于1，而對于那些利用國債收盤價估計出的1到20期的市場利率，則長期參數絕對值遠小于1，且變動情況也十分復雜。除不存在協整關系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的長期參數估計值呈現反復波動，不過仍小于04，而對于11到20年期的利率，長期參數估計值則呈現出有規律的上升態勢，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，雖然貨幣政策對我國市場收益率曲線具有效應關系，但其對于中短期、中期和長期利率的影響很弱，這就說明我國目前的貨幣政策傳導機制是很不健全的，市場利率對貨幣政策的變化不敏感，貨幣政策很難影響長期利率走勢，同時貨幣政策變化也會使我國的市場收益率產生非平行變動，甚至扭曲。
標準化的協整向量
4.貨幣政策對收益率曲線效應測度的主成分分析
為進一步說明貨幣政策對收益率曲線短、中、長端效應程度的不同，可應用統計中的主成分分析方法識別出影響市場收益率變動的公共因子來進行研究。由于主成分分析要求序列是平穩的，因此需要對各期限的國債回購利率和1到20年期市場利率進行單位根檢驗，在此基礎上再進行相應的差分處理，使各利率序列達到平穩。（編者按：篇幅所限，對本文主成分分析結果感興趣者，可與作者網上聯系。libiao2002403@）
根據Kaiser檢驗顯著的三個主成分對各期限市場利率的解釋能力分別為727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要與國債回購利率中的R091和R182以及到期期限從2年到20年的利用國債收盤價估計出的市場利率相關；第二主成分主要與國債回購利率中的R007、R014和R028相關；而第三主成分則主要對應與國債回購利率中的R001和到期期限為1年的市場利率。這表明我國的國債回購市場存在明顯的短、中、長期分割現象，而對于到期期限更長的國債市場這種現象卻不甚明顯。對于我國的國債回購市場，傳統的預期假說不成立，因為預期假說認為所有的利率均和同樣的影響因子具有強相關性，而本文得到的實證結果顯然拒絕了這種觀點。相反，本文的結果表明在我國的國債回購市場中存在影響利率變動的不同驅動因素，可以認為與國家貨幣政策相對應的流動效應是對短期市場利率變動起決定性的因素。下表中的貨幣政策工具IBO001和三個主成分的樣本相關系數更清楚地表明了這一點。雖然貨幣政策工具變量IB0001和三個主成分的樣本相關系數都是顯著的，但和第三個主成分(主要與R001相關)的相關系數高達0776，遠遠大于和前兩個主成分的相關系數值。因此，應用主成分分析研究貨幣政策對收益率曲線效應關系的結果進一步驗證了本文前面的結論：我國的貨幣政策僅能有效地影響收益率曲線的短端，而對中、長端的效應則很低，且使收益率曲線可能發生非平行變動。
貨幣政策工具IBO001和三個主成分的雙變量樣本相關系數
5.結論
對上述研究結果進行分析，有以下兩點結論：
1)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產生非平行變動，甚至扭曲。說明我國目前的貨幣政策傳導機制還存在問題，有待完善。
2)根據上述的研究結果，可以按貨幣政策對收益率曲線影響程度的不同進行相應的階段劃分，將與其對應的國債分為六類：國債回購市場短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、長期利率(R091、R182)；國債市場短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和長期利率(11年到20年)。
參考文獻：
［1］Estrella，A,Hardouvelis，GThetermstructureasapredictorofeconomicactivity[J].JournalofFinance，1991，(46)：555-576
短期拆借范文5
關鍵詞：社會融資總量；貨幣政策；中介目標
中圖分類號：F8210 文獻標識碼：A
文章編號：1000176X（2013）03004406
自1996年中國人民銀行正式將貨幣供應量作為貨幣政策中介目標以來，學術界圍繞數量型中介目標適用性而展開的爭論就沒有停止過。早在2001年學者夏斌和廖強就率先提出了貨幣供應量不宜作為我國貨幣政策中介目標的論斷[1]。陳利平[2]、于慧君和邱長溶[3]等認為，中國人民銀行應同時采用“一主一輔”兩類中介目標，即將貨幣供應量作為主要中介目標，而將利率作為輔助中介目標，以發揮利率在貨幣政策體系中應有的作用。孫力軍和黃波[4]、奚君羊和賀云松[5]等進一步研究發現，以貨幣供應量為代表的數量型中介目標對貨幣政策最終目標的影響效果遠低于價格型中介目標，認為中國人民銀行應該選用以利率為代表的價格型中介目標，以提高貨幣政策的有效性。項衛星和李宏瑾[6]認為，數量型目標容易引發順周期操作， 致使貨幣政策有效性下降，最終加劇我國經濟失衡。在我國微觀經濟主體對利率和匯率等價格變量具備敏感性的前提下，中國人民銀行貨幣政策已具備了向利率間接調控轉型的基本條件。近年來，隨著我國對外開放程度和金融自由度的不斷提高，作為中介目標的貨幣供應量無論在可控性、可測性以及與最終目標的相關性等方面都不同程度表現出弱化趨勢，特別是在美國金融危機爆發以后，中國人民銀行在靈活運用貨幣政策維護宏觀經濟目標的穩定中，貨幣供應量作為中介目標的局限性日益顯著。為此，中國人民銀行從2011年4月開始公布社會融資總量數據，并將其作為新的貨幣政策中介目標納入到金融監控體系中，希望通過引入新的數量型中介變量，來改善和提高貨幣政策的執行效果。然而，相對于貨幣供應量、利率及匯率等其他中介變量，社會融資總量是否更適合于充當我國貨幣政策的中介目標，國內相關研究還非常少，僅有尹繼志[7]、盛松成[8]等從理論上進行過探討，并認為社會融資總量更合適作為貨幣政策的中介目標。但從實證角度來研究和揭示社會融資總量是否優于其他中介目標，社會融資總量作為中介目標是否能改善貨幣政策的執行效果，這樣的文獻研究至今還未曾看到。鑒于此，本文基于向量自回歸模型這一傳統的分析工具，對社會融資總量作為中介目標的總體表現進行評價，希望能夠得出更有價值的研究結論。
一、社會融資總量作為中介目標的有效性分析
社會融資總量是指一定時期實體經濟從金融體系獲得的資金總額，主要指非金融部門當年所獲得的包括股票和債券在內的全部新增融資[9]。社會融資總量是否能夠充當貨幣政策中介目標，取決于該變量能否被人民銀行有效監測，能否與貨幣政策最終目標密切相關，以及中國人民銀行能否利用政策工具對其有效調控。
首先，社會融資總量與貨幣政策最終目標的相關性較強。從社會融資總量與貨幣供應量的構成來看，貨幣供應量代表金融機構的總負債，主要是由現金和存款構成，這些資金中只有部分才能被實體經濟所吸收和運用。社會融資總量代表實體經濟獲取的資金總量，是由直接融資、間接融資和其他融資三部分構成。以社會融資總量所表示的資金已被實體經濟充分吸收和運用，更能反映資金對經濟發展的支持和帶動作用，因此理論上社會融資總量與CPI、GDP的相關性應當更強。考慮到中國人民銀行對外只公布了社會融資總量的月度和年度數據，為便于進行對比分析，可將社會融資總量月度數據按季度進行累加，得到累積社會融資總量，這樣所得到的變量與廣義、狹義貨幣供應量的數據類型完全相同。利用相關性檢驗發現，名義GDP與廣義、狹義貨幣供應量，以及累積社會融資總量的相關系數均超過05。同理，將上述變量按照同比方式進行指數化處理，以此來代表各變量的增長率，這樣處理后所得到的變量在數據類型上將會與CPI、短期利率、匯率等變量保持一致。進一步做相關性分析后，可以得到CPI與短期利率、廣義和狹義貨幣增速、累積社會融資總量增速的相關系數均超過05，相關性檢驗具體結果如表1所示。從表1可以看出，社會融資總量與GDP的相關性最強。此外，與短期利率和廣義貨幣供應量增速相比較，雖然社會融資總量增速與CPI的相關系數較低，但由于相關系數大于05，說明社會融資總量與CPI依然存在顯著相關性。
其次，社會融資總量的可測性相對較弱。與廣義和狹義貨幣供應量相比較，社會融資總量的可測性較弱主要表現在兩個方面：一是社會融資總量包含的資金種類廣泛且涉及的主體眾多，從而會削弱數據測量的精確性。社會融資總量既包括企業發行的債券、股票，也包含各類貸款、銀行承兌匯票和其他融資，并且社會融資總量數據的采集和測算是由多方主體共同完成，既包括中國人民銀行、發改委、證監會、保監會，又涉及中央國債登記結算有限責任公司和銀行間市場交易商協會，這些因素的存在會直接或間接影響到社會融資總量數據統計的精確性。二是隨著直接融資和新型融資方式被實體經濟廣泛采用，并在融資方式中逐漸占據突出地位，社會融資總量的可測性也將不斷降低。從目前來看，雖然實體經濟通過直接融資和新型融資方式所籌集資金的比重在不斷上升，但傳統本外幣貸款和委托貸款在社會融資總量中所占比重始終超過65%，依然處于支配地位。因此，只要能對本外幣貸款總額和委托貸款總額進行較為準確的監測，還是能夠較為精確地測算出社會融資總量的規模。相比之下，廣義和狹義貨幣供應量所包含的資金形式相對固定，因而其規模數量可以被中國人民銀行更為準確地測量。
最后，中國人民銀行可對社會融資總量實行有效控制?，F階段，中國人民銀行可以利用常規性、選擇性、補充性工具對數量型中介目標進行調控。其中，常規性工具可采用公開市場業務、法定存款準備金率、調整再貼現率；選擇性工具可利用各類信用控制；補充性工具則包括信用配給、直接干預、窗口指導或道義勸告等措施。由于銀行信貸在社會融資總量中所占比重很大，因此，中國人民銀行只要綜合運用各類政策工具實現對信貸規模的控制，即可有效控制社會融資總量，同樣的政策工具及其組合也能有效控制廣義和狹義貨幣供應量。
綜上所述，同貨幣供應量相比較，雖然社會融資總量的可測性較差，但其與經濟增長目標的相關性更強，與CPI也存在顯著相關性，中國人民銀行借助政策工具可以對其進行有效調控，因而社會融資總量滿足充當中介目標的一般條件，適宜作為數量型中介目標。
二、數據的選擇與模型的構建
為評估社會融資總量作為中介目標能否相對改善貨幣政策的執行效果，可選擇數據易于采集的廣義和狹義貨幣供應量、短期利率、匯率作為對照比較的中介目標，選擇基礎貨幣、隔夜拆借利率及銀行信貸規模作為對應的操作目標變量。在最終目標的選擇上，可以利用GDP增速和CPI作為經濟增長和物價穩定目標的替代指標。按照是否屬于數量型指標這一標準，對各變量進行分類，同時利用格蘭杰因果關系分析法對每類變量進行研究發現，在三個滯后期以內和10%顯著性水平上，同類型的操作目標與中介目標存在因果關系，同類型的中介目標與最終目標也存在因果關系，表明數據之間存在非常緊密的因果聯系。
但是，在建立向量自回歸模型進行分析時發現，部分變量在模型中出現的次序發生調整后，會對模型的最終結果產生較大影響。為此，可以增加約束條件構建結構向量自回歸模型，即SVAR模型以消除此類隱患，SVAR模型的具體形式可以表示為：
三、實證分析結果及其貨幣政策含義
根據SVAR模型，運用脈沖響應函數和方差分解技術，可分別考察操作目標對中介目標的影響，以及中介目標對最終目標的影響，確定操作目標、中介目標、最終目標之間的最優組合方式，并據此判斷社會融資總量作為中介目標是否優于其他變量。
1實證分析結果
首先，分別將各操作目標作為沖擊變量，將各中介目標作為響應變量，利用脈沖響應函數分析發現，一是銀行信貸規模對社會融資總量的影響最為顯著；二是隔夜拆借利率對短期利率、廣義貨幣供應量的影響最為顯著；三是基礎貨幣對人民幣匯率的影響最為顯著。利用方差分解發現，銀行信貸規模增速對社會融資總量預測誤差方差變動的平均貢獻最大；隔夜拆借利率對短期利率、廣義貨幣供應量增速預測誤差方差變動的平均貢獻最大；基礎貨幣增速對人民幣匯率預測誤差方差變動的平均貢獻最大，方差分解結果與脈沖響應函數分析完全一致，各中介目標變量預測誤差的方差分解情況如表2所示。
其次，將中介目標作為沖擊變量，將最終目標作為響應變量，利用脈沖響應函數分析發現：一是同社會融資總量相比較，短期利率和廣義貨幣供應量增速對CPI的影響更加顯著。二是所有中介目標均能對GDP產生顯著的影響，但短期利率的作用更加突出。利用方差分解進一步發現，在CPI預測誤差方差的變動中，短期利率的平均貢獻最大；在GDP預測誤差方差的變動中，短期利率的平均貢獻最大。方差分解的結果與脈沖響應分析一致，CPI與GDP預測誤差的方差分解情況如表3所示。
2貨幣政策含義
首先，單純從操作目標對數量型中介目標的影響來看，銀行信貸規模對社會融資總量的調節能力更強，隔夜拆借利率對廣義貨幣供應量的調節更加顯著，這種差異性取決于社會融資總量和廣義貨幣供應量的資金構成。社會融資總量的構成主體是信貸資金和直接融資資金，這些資金主要用于實體經濟發展，在一定程度上表現出剛性，對利率的敏感性較弱，因而信貸規模變動對其影響就會更加有效；對廣義貨幣供應量而言，其資金構成主體是各類存款，這些資金對利率的敏感性相對較強，因而利率變動對其影響也就會相對更大。
其次，單純從數量型中介目標對最終目標的影響效果來看，社會融資總量與廣義貨幣供應量對GDP的影響力度接近，但廣義貨幣供應量對CPI的調控能力要比社會融資總量更有效。社會融資總量所代表的資金可全部用于支持實體經濟發展，其規模越大或增長速度越快，代表本國實體經濟發展更為活躍，國內有效需求以及對外凈出口增長也就相對更快，因而對本國經濟增長的帶動作用就會更加明顯。同社會融資總量相比，廣義貨幣供應量所包含的資金形式也能發揮同樣的效果，但在資金注入的規模上相對更多，因而其對經濟的帶動作用也就相對更大。與此同時，社會融資總量增加以后能夠改善本國市場的供給水平，對抑制一般物價水平的上升有積極意義，但是由于價格水平的變動主要受貨幣供給所引起的需求變動影響，因此社會融資總量對CPI的影響就相對較弱，廣義貨幣供應量對CPI的影響相對就更強。
最后，從數量型及價格型目標變量的作用效果來看，價格型目標變量的總體表現要優于數量型目標變量。其中，在操作目標中，隔夜拆借利率對廣義貨幣供應量和短期利率的調控能力最強，對社會融資總量的作用雖然不及銀行信貸規模，但總體表現也非常突出；在中介目標中，短期利率對GDP與CPI的影響效果全面優于社會融資總量和廣義貨幣供應量，若利率能與匯率實現聯動，其影響能力還會進一步增強。
四、最優貨幣政策操作選擇
為充分發揮貨幣政策的執行效果，中國人民銀行應根據操作目標對中介目標的影響效果，以及中介目標對最終目標的影響效果，確定最優的貨幣政策操作方式。
首先，倘若中國人民銀行只選用數量型變量來實現最終目標，應選擇銀行信貸規模作為操作目標，同時選擇以社會融資總量為主導，以廣義貨幣供應量為輔助的中介目標，這樣的操作組合所表現出的執行效果相對更優。從整個貨幣政策的傳導機制來看，中國人民銀行可綜合運用政策工具或窗口指導對銀行信貸規模進行有效調控，以此來引導社會融資總量與廣義貨幣供應量進行調整，最終實現對GDP和CPI的調節?？紤]到銀行信貸規模對社會融資總量變動的貢獻為47%，而社會融資總量對GDP變動的貢獻為98%，因此，通過銀行信貸規模調節社會融資總量，最終對GDP施加的影響在整個傳導機制中所占權重為46%。相比之下，依靠信貸規模來調節廣義貨幣供應量，最終對GDP施加的影響在整個傳導機制中所占權重僅為1%，顯然將社會融資總量作為主要的數量型中介目標，對經濟增長目標的實現更加有利。同理，通過銀行信貸規模來調節社會融資總量，最終對CPI的影響在整個傳導機制中所占權重為08%，而通過銀行信貸規模來調節廣義貨幣供應量，最終對CPI的影響在整個傳導機制中所占權重為065%，從權重對比來看，將社會融資總量作為主要中介目標的效果更優。但是，也應看到將廣義貨幣供應量作為輔助中介目標時，會進一步強化操作組合的執行效果，使操作組合對GDP的影響權重擴大到56%，對CPI的影響權重擴大到15%。
其次，中國倘若人民銀行只選用價格型變量來實現最終目標，應選擇隔夜拆借利率作為操作目標，同時選擇以市場短期利率為主導，以匯率為輔助的中介目標，這種操作組合效果更優。從整個貨幣政策的傳導機制來看，中國人民銀行可通過調整再貼現率或實行直接管制來改變隔夜拆借利率，并以此來調整市場短期利率和人民幣升值預期，最終實現對GDP和CPI的調節?？紤]到隔夜拆借利率對市場短期利率變動的貢獻為603%，短期利率對GDP的貢獻為146%，因此，通過隔夜拆借利率調節市場短期利率，最終能對GDP施加的影響在整個傳導機制中所占權重為88%，同時，借助于隔夜拆借利率來影響人民幣匯率調整預期，最終對GDP施加的影響在整個傳導機制中所占權重約為01%，顯然將市場短期利率作為中介目標對GDP的調節效果更好，但是若將匯率作為輔助中介目標，將會進一步促進經濟增長目標的實現，通過利率與匯率的聯動，操作組合對GDP的總體影響權重將達到9%。此外，通過隔夜拆借利率來調節市場短期利率，對CPI的影響在整個傳導機制中所占權重為303%，通過隔夜拆借利率調節人民幣匯率，最終對CPI的影響在整個傳導機制中所占權重為003%，顯然在實現物價穩定目標時，短期利率更適合作為中介目標，但若將匯率作為輔助目標，能夠進一步增強對CPI的調節效果，使操作組合對CPI的總體影響權重進一步增加。
最后，倘若中國人民銀行同時選擇數量型和價格型變量來實現最終目標，在國內利率和匯率還未徹底實現市場化的現階段，在操作目標和中介目標的選擇上，應遵循數量型變量為主導，價格型變量為輔助的原則。其中，在操作目標的選擇上，應將銀行信貸規模最為主要變量，將隔夜拆借利率作為輔助變量；在中介目標的選擇上，應將社會融資總量作為主要變量，將短期利率作為輔助變量。從整個貨幣政策的傳導機制來看，這樣的操作組合對GDP所施加的影響在整個傳導機制中所占權重將提高到13%，對CPI的影響在整個傳導機制中所占權重將達到32%，因而是當前最優的貨幣政策操作方式。
五、主要結論與啟示
本文在對社會融資總量充當貨幣政策中介目標的有效性進行分析的基礎上，通過構建SVAR模型，對能夠作為操作目標及中介目標的相關變量進行了對比研究，并得出以下結論：
第一，社會融資總量適宜作為貨幣政策的中介目標。雖然社會融資總量的可測性相對較差，但其與最終目標之間存在較強的相關性，并且中國人民銀行可以通過信貸規模來對其進行有效控制，因此社會融資總量滿足充當中介目標的一般條件。
第二，社會融資總量對最終目標的影響要比廣義貨幣供應量更加顯著。在銀行信貸規模作為操作目標的前提下，當社會融資總量充當中介目標時，對經濟增長的帶動要遠超廣義貨幣供應量，對實現物價穩定所發揮出的作用也略微高于廣義貨幣供應量。
第三，價格型變量的總體表現要優于數量型變量。在操作目標中，隔夜拆借利率對廣義貨幣供應量和短期利率的調控能力最強，雖然對社會融資總量的影響效果不及銀行信貸規模，但總體表現也非常顯著；在中介目標中，短期利率對GDP與CPI的影響要全面優于社會融資總量與廣義貨幣供應量，若短期利率與匯率聯動，對最終目標的影響還會進一步增強。
第四，現階段，由于國內利率、匯率還未徹底實現市場化，因此在最優貨幣政策操作的選擇上，應推行數量型變量為主導，價格型變量為輔助的組合方式。在操作目標的選擇上，應將銀行信貸規模作為主要變量，將隔夜拆借利率作為輔助變量；在中介目標的選擇上，應將社會融資總量作為主要變量，將短期利率作為輔助變量。
但是，隨著直接融資方式在實體經濟中推廣，以社會融資總量為代表的數量型中介變量的可控性、可測性以及對最終目標的影響也將不斷降低。因而，我國應在加快推進利率、匯率市場化的進程中，逐步將價格型變量作為主要的操作和中介目標，促進利率與匯率實現聯動，以便在經濟結構調整和轉變中，最大限度地發揮出貨幣政策的執行效力。
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短期拆借范文6
美國的官方利率為聯邦基金利率，主要是通過公開市場操作來使該利率在一個狹窄的目標區間內波動，每年10次的聯儲公開市場委員會會議將選擇并公開一個聯邦基金利率目標水平。同時，美聯儲也會根據聯邦基金利率調整對商業銀行的貼現窗口利率。
如果考慮信用風險在內，根據美聯儲的統計，美國的市場利率主要包括有：(1)商業票據利率，分為金融票據和非金融票據，期限為1個月、2個月、3個月。(2)可轉讓大額存單利率，期限為1個月、3個月、6個月。(3)歐洲美元存款利率，期限為1個月、3個月、6個月。(4)銀行優惠貸款利率，銀行用來確定短期商業貸款的基礎利率之一。(5)二級市場國債利率，包括短期國債利率，期限為4周、3個月、6個月、1年、2年、3年、5年、7年、10年、20年，從市場上進行交易的債券得到債券期限結構曲線，然后用插值法得到對應某固定期限的名義國債利率；通貨膨脹指數化債券利率，期限為5年、7年、10年、20年；通貨膨脹指數化長期債券平均利率，期限在10年以上；利率互換，期限為1年、2年、3年、4年、5年、7年、10年、30年。(6)企業債券利率。(7)州及地方政府債券利率。(8)一般抵押債券利率。
圖1和圖2描述了美國聯邦基金利率和其他利率之間的關系。
利率之間的協調聯動是利率定價的基礎
最近十幾年來的美國貨幣政策的實踐表明，每當格林斯潘宣布調整聯邦基金利率時，美國的整個利率體系都會發生相應的變化。但是，這并不意味著美聯儲直接規定聯邦基金利率和整個利率體系的水平，而是通過國債的買賣將聯邦基金利率乃至整個利率體系調節在期望的水平上，格林斯潘調控成功的基礎主要還在于美國既定的利率結構體系。
一般來說，美國的利率包括再貼現率、國債利率、聯邦基金利率(同業拆借利率)、存、貸款利率以及其他金融資產的利率。在這些利率當中，再貼現利率是最低的，因為它反映了中央銀行對困難銀行的優惠支持的政策。而反映市場資金供求最基本的利率則是國債利率。同業拆借利率是反映商業銀行之間相互調節資金余缺的成本大小，而商業銀行的安全性是比不上政府的，借款給商業銀行的風險比借款給政府的風險要大，所以同業拆借利率要高于國債利率。同時，同業拆借利率又要低于商業銀行的貸款利率，因為，一方面，商業銀行貸款給工商企業，工商企業的信用比不上商業銀行，所以貸款利率要低于同業拆借利率；另一方面，同業拆借利率是商業銀行的貸款成本，商業銀行的盈利要求貸款利率要高于同業拆借利率。商業銀行的存款利率要高于國債利率，低于同業拆借利率，因為存款是公眾將資金借給商業銀行，商業銀行的信用不及政府的信用，所以商業銀行要給公眾較高的利率，以補償存款人承擔的較大的風險，同時，商業銀行的存款利率是其最基本的貸款成本，全部貸款成本還包括其他的各種費用，所以存款利率要低于同業拆借利率。
當然，這里所說的各種利率關系也只是一般而論，在實際生活中，它們仍然也有許多特殊的情形，例如，在市場資金較為充裕，中央銀行受其他因素的制約而不能降低再貼現率時，國債利率也有可能低于再貼現率。
按照資產調整理論和財富選擇理論，在各種金融資產的利率都保持穩定利率的情況下，整個利率結構就大體實現了均衡，此時中央銀行的國債買賣就會打破這種均衡，從而將貨幣供給的效應傳導至各種金融資產上，使得整個利率水平發生相應的變化，進而影響總供給和總需求，其具體表現為，中央銀行買進國債，國債價格上升，國債利率相應下降，這就拉開了國債利率與其他金融資產利率的差距，也就是其他金融資產的價格相對較低和真實的相對較高，人們就會用高價出售國債的資金去購買其他價格相對較便宜的金融資產，也就是說，出售國債的資金將進入銀行存款和同業拆借市場，隨著這兩個市場的資金變得充裕，這兩個市場的利率也將下降，然后帶動貸款利率的下降，其他金融資產的價格也漸次上升，其利率相應地在下降，貨幣供給增加的效應因此就在各種金融資產的價格上擴展開來，直至整個金融利率的水平都相應地下降，從而帶動消費、投資和總需求的增加。因為，所有金融資產的價格都會上升，利率都會下降，它們之間的利率關系又基本上回到了原來的水平，整個利率體系再度恢復到均衡的位置，于是貨幣供給增加的效應就相應的消失了。反之亦然。
值得說明的是，之所以國債利率的變動可以帶動各種金融資產，包括各種存、貸款利率的變動，就在于它位于整個利率體系的底部，然后貨幣供給的變化會產生這樣的發散，擴展和均衡的效應。如果國債利率位于利率體系的中間位置，那么它的變化對整個利率體系的影響就可能有較大的不同。但是，這并不意味著國債利率的變化不會對整個利率體系產生相應的影響。
格林斯潘宣布聯邦基金利率的變動后，必然伴之以相應的國債操作，才能使市場利率向預期的利率靠攏。因為，美國聯邦儲備銀行也只是同業拆借市場的一個參與者，盡管它有“坐莊”的實力，但卻沒有命令或規定同業拆借利率變化的權力，所以，它只能買賣國債來影響商業銀行超額儲備的頭寸，使得同業拆借利率朝著期望的方向變動。具體的說，美聯儲期望利率上升，它就在同業拆借市場上低價拋出國債，商業銀行買人國債之后，超額儲備減少，同業拆借市場資金則隨之緊張，于是同業拆借利率就相應上升；反之，美聯儲期望利率下降，它就在同業拆借市場上買人國債，商業銀行的超額儲備就會相應增加，同業拆借利率也就隨之下降。因為美聯儲可以以誘人的價格，持續不斷地買賣國債，所以，只要聯邦基金利率沒有達到格林斯潘期望的水平，格林斯潘就可以不斷地買人或賣出國債，直到同業拆借市場的資金充?；蚓o張的程度，使得利率下降或上升至格林斯潘所期望的水平為止。這種實踐的多次成功，就會形成有效的市場理性預期，只要格林斯潘表達他利率調控的意向，各金融機構組織就會做相應的調整，利率就會向格林斯潘期望的方向發展，即便格林斯潘偶爾“只說不做”，沒有立即進行相應的國債買賣，這種表達的告示效應也能使利率的調控作用到位。
