我國利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制研究[畢業(yè)論文]

1、<p><b>　　本科畢業(yè)論文</b></p><p><b>　?。?0_ _屆）</b></p><p>　　我國利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制研究</p><p>　　所在學院 </p><p>　　專業(yè)班級

2、 金融學 </p><p>　　學生姓名 學號 </p><p>　　指導教師 職稱 </p><p>　　完成日期 年 月 </p><p><b>　　目 錄&l

3、t;/b></p><p><b>　　摘要 </b></p><p><b>　　關鍵詞</b></p><p><b>　　Abstract</b></p><p><b>　　Key words</b></p><p>

4、<b>　　1引言4</b></p><p>　　2利率期限結構與通貨膨脹指數5</p><p>　　2.1利率期限結構5</p><p>　　2.1.1利率期限結構的含義5</p><p>　　2.1.2利率期限結構的相關理論5</p><p>　　2.2通貨膨脹和通貨膨脹指數6&l

5、t;/p><p>　　2.2.1通貨膨脹的含義6</p><p>　　2.2.2通貨膨脹指數與CPI7</p><p>　　2.3利率期限結構與通貨膨脹指數的關系7</p><p>　　2.3.1費雪效應7</p><p>　　2.3.2名義利率與通貨膨脹率預期8</p><p>　　2.

6、3.3利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制8</p><p>　　3.計量經濟模型9</p><p>　　3.1研究方法概述9</p><p>　　3.2數據描述及變量的確定10</p><p>　　3.2.1自變量和因變量的確定10</p><p>　　3.2.2數據描述10</p><

7、;p>　　3.2.3數據的初步分析11</p><p>　　4.實證計量結果與解釋11</p><p>　　4.1實證計量結果11</p><p>　　4.1.1處理結果的圖形表示11</p><p>　　4.1.2結果的檢驗及數據分析14</p><p>　　4.1.3完善研究結果—法定存款準備金率與

8、通貨膨脹指數的關聯機制研究17</p><p>　　4.2研究結論19</p><p>　　5.展望與不足20</p><p><b>　　附錄</b></p><p><b>　　參考文獻</b></p><p><b>　　致謝</b><

9、/p><p>　　摘要：隨著通脹壓力持續(xù)加大、債市股市波動劇烈，對利率期限結構與通貨膨脹的關系的研究在這樣一個大背景下非常具有現實意義，因而也引起了眾多研究者的興趣。本文旨在通過實證研究的方式研究利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制，以為投資者、政策制定者提供參考借鑒。本文首先對利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制進行了理論分析，然后選取三個不同期限的法定名義利率作為對利率期限結構的劃分，選取消費者物價指數作為通貨膨

10、脹指數的替代，從而對利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制進行了實證分析。通過本文的研究，得出結論：隨著利率期限的增加，通貨膨脹率對利率的影響程度亦增加。因此，當通貨膨脹率增加時，原來已經向上傾斜的收益率曲線更加陡峭，反之，收益率曲線更加平坦。</p><p>　　關鍵詞：利率期限結構 法定利率 通貨膨脹 物價指數 法定存款準備金率</p><p>　　Abstract: The c

11、onstant increase of inflationary pressures and severe volatility in both bond and stock markets attach a great practical significance to the study of the relationship between term structure of interest rates and inflatio

12、n, which also attracted the interest of many researchers. This paper aims to reveal the association mechanism of inflation rate and term structure of interest rate by empirical study, which can provide some valuable refe

13、rences for investors and policy makers. In th</p><p>　　Key words: term structure of interest rate official interest rate inflation CPI official reserve ratio of deposit</p><p><b>　　1引言

14、</b></p><p>　　當前通貨膨脹已經成了對中國經濟影響最大的宏觀經濟變量。隨著通貨膨脹持續(xù)高漲，通脹壓力也日益加大。今年3月份，CPI同比上漲5.4%，創(chuàng)32個月來的新高，超出市場的預期，而一季度，CPI同比上漲5.383%，通脹壓力持續(xù)上升。而且，受全球流動性充裕、美元走軟、西亞北非局勢動蕩等因素的影響，國際大宗商品價格持續(xù)上升，從而輸入性通脹壓力持續(xù)加劇，加上國內通脹預期的加大增加了工資

15、上漲壓力等因素，通貨膨脹仍可能繼續(xù)維持在高位。更加令人擔憂的是，CPI已經連續(xù)幾個月高于官方公布的活期利率，這表明負利率時代已經到來，人們的銀行存款隨著時間的推移在不斷地“縮水”。</p><p>　　在當前的局勢下，人們對通貨膨脹的預期日益增強，這一方面會引發(fā)人們購買國債等金融產品，另一方面，通脹會使人們不看好未來的消費，從而減少對國債等金融產品的需求。人們對金融產品的需求可以用長期利率和短期利率的差額，即利率

16、期限結構來反映。它可以反映不同期限的資金供求關系，因此可以揭示市場利率的總體水平和變化方向，從而為金融資產及其衍生產品的定價提供基礎。今年2月，央行第三次加息，然而，此后國債指數不跌反漲。由此看來加息后，市場對國債的需求反而日益上漲。</p><p>　　本文旨在分別研究各期限法定利率與通貨膨脹率的關聯機制，進而研究利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制，因此市場對國債的需求水平及其變化、繼而推動法定利率的變化將為

17、研究提供一個有利的宏觀經濟大背景，并且?guī)碛欣麛祿硗庖矊⑼癸@出研究的實踐意義。</p><p>　　事實上，關于利率期限結構和未來的實際經濟變化的關系的研究始于20世紀80年代末。大量的實證結果表明，未來的利率趨勢、未來通貨膨脹率的變動和宏觀經濟指數波動這些因素都會體現在利率期限結構中。Turnovsky（1989年）在《利率期限結構與宏觀經濟政策的影響》（貨幣期刊）中研究了貨幣和價格影響如何影響了利率期限結

18、構。他認為利率期限結構和未來經濟變化存在著聯系。在《收益率曲線能告訴我們和GDP有關的什么信息》中，Ang，Piazzes和Wei（2006年）用美國的數據（1952年：第2季- 2001：第4季度）以一個修正后的模型分析國內生產總值的增長和收益率曲線的關系。上述實證研究表明利率期限結構包含了一些金融和經濟的信息，并能預測未來的經濟形勢。實際上，利率期限結構一直是決策者關注的對象。1997年，美國聯邦儲備系統決定以利率期限結構作為衡量貨

19、幣政策的一個重要指標，并開始定期發(fā)布短期和長期利率的差額。從1994年開始，在英格蘭銀行定期公布的《通貨膨脹報告》中，顯示了根據利率期限結構推導出來的預期通貨膨脹率。</p><p>　　總之，名義利率的變化包括含有未來經濟變化的有效信息，可以對諸如通貨膨脹、實際利率和GDP變化等宏觀變量進行預測。</p><p>　　人們普遍認為，在一個高效的債權市場上，當期貨幣政策、未來經濟活動的預期

20、、真實利率和通貨膨脹等這些信息都包含在利率曲線中?？偠灾?，名義利率曲線的變化與宏觀經濟沖擊存在著一定的動態(tài)關系。</p><p>　　另外，隨著利率市場化改革不斷深化，利率期限結構與宏觀經濟因素的聯系也日益加強。并且宏觀經濟因素與利率期限結構的聯系是雙向的。</p><p>　　可見利率期限結構與宏觀經濟因素的相關關系早就引起了學者們的注意，目前這方面的研究也頗有成果。鑒于目前中國的通脹

21、壓力不斷加大，控制通脹的難度也越來越大，將與利率期限結構相關的宏觀經濟因素定位在通脹上，研究兩者的相關機制將非常具有現實意義。另外，當前已有的研究結果一方面將會為本文的研究做良好的鋪墊，另一方面，本文的研究也將進一步豐富這方面的研究。</p><p>　　2利率期限結構與通貨膨脹指數</p><p><b>　　2.1利率期限結構</b></p><

22、;p>　　2.1.1利率期限結構的含義</p><p>　　在某個時點上，不同期限資金的收益率與其到期期限之間的關系就是利率期限結構。它可以通過反映不同期限的資金供求關系，揭示市場利率的總體水平和變化方向，從而為投資者從事債券投資和政府有關部門加強債券管理提供參考。</p><p>　　本文將從法定利率的角度研究利率期限結構，所以利率期限結構在本文具體指央行公布的法定利率與其到期期限

23、之間的關系，即長短期法定利率間的關系。利率期限結構的相關變動就體現在不同期限的法定利率的變動上。</p><p>　　實際上，法定名義利率歷來是央行貨幣政策導向的一個很好的指示器。由于法定名義利率的變動會對貨幣存量的變動產生很大的乘數效應，所以央行很少運用法定利率來調控貨幣存量。因此我們往往可以從法定利率的變動中窺視出央行貨幣政策的大致方向。例如，在2008年金融危機時期，央行于2008年10月9日分別將三年期利

24、率和五年期利率從5.40下調為5.13，5.85下調為5.58；在2008年10月30日，2008年11月27日，2008年12月23日，央行三度再次下調法定利率，截止2008年年底，三年期法定利率和五年期法定利率分別為3.33和3.6。與此相反，在中國逐步走出金融危機之時，央行又于2010年10月20日和2010年12月26日兩度重新上調利率，截止2010年年底，三年期利率和五年期利率分別為4.15和4.55。顯然，從2008年和20

25、10年央行調整法定名義利率的政策中，我們可以看出央行貨幣政策的大方向。</p><p>　　況且，法定名義利率變動時，不同期限利率的變動幅度是不同的，正如央行在2008年10月9日和2008年10月30日以及2010年這幾次利率調整中，不同期限的利率的變動幅度不同，甚至活期利率都沒有發(fā)生變動。這就反映出了利率期限結構的變動。因此，我們可以得出結論，利率期限結構的變動反映了央行貨幣政策的變動，能為投資者進行投資和政

26、府有關部門加強債券管理提供參考。</p><p>　　2.1.2利率期限結構的相關理論</p><p>　　2.1.2.1預期理論</p><p>　　該理論認為，利率期限結構，即收益線的形狀視投資者對未來通貨膨脹的預期而定。具體地，長期債券的未來即期利率是短期債券的預期利率的函數，現期短期利率和未來預期短期利率之間的關系決定了長期利率和短期利率之間的關系。<

27、/p><p>　　唐齊鳴等（2002年）采用中國銀行間同業(yè)拆借市場的利率數據檢驗了預期理論，實證結果表明我國銀行間同業(yè)拆借利率基本上符合市場預期假設。然而，范龍振等（2003年）采用1996年1月至2002年5月期間剩余期限為1到5年的利率數據實證檢驗了預期假設對中國上交所國債市場的解釋能力，結果表明預期假設不成立。可見用預期理論來解釋中國市場的利率期限結構可能會有一定的局限性。</p><p&g

28、t;　　根據預期理論，如果經濟經歷通貨膨脹，隨之，預期的未來短期利率也將提高，那么長期債券的利率就會大于短期債券的利率，從而收益率曲線向上傾斜；相反，如果經濟經歷通貨緊縮，隨之，預期的未來短期利率將下降，那么長期債券的利率就會大于短期債券的利率，從而收益率曲線向下傾斜。如果經濟既不經歷通貨膨脹也不經歷通貨緊縮，即物價維持穩(wěn)定，那么長期債券的利率就等于短期債券的利率，即收益率曲線將維持水平。</p><p>　　2

29、.1.2.2市場分割理論</p><p>　　市場分割理論認為，資金借貸雙方對于借款或貸款的到期期間各有所好，因此收益率曲線的斜率取決于長短期資金市場各自的資金供求關系。例如，對擴建發(fā)電廠的電力公司而言，它們希望獲得的是長期資金；但對于只想在下月時貸款補充存貨以備勞動節(jié)銷售的零售商而言，它們希望得到的都是短期借款。同樣，一位儲蓄以備明年度假的人士只會將資金投到短期市場上去；而如果他儲蓄是為20年后退休時使用，那么

30、他將會購買長期債券。按照這種理論，若在某一特定時日，長期利率高于短期利率，那么債券收益率曲線向上傾斜；若在某一特定時日，長期利率低于短期利率，那么債券收益率曲線向下傾斜。</p><p>　　市場分割理論在一定程度上得以成立是因為法律上的限制、缺少在國內市場上銷售的統一的債務工具、短期資本市場和長期資本市場上的信息形成和擴散程度和方式不同等原因導致長期市場和短期市場分割。但是由于該理論將不同期限的債券市場視為完全

31、分割的市場，所以根據該理論，一種期限債券利率的波動不會對其他期限債券的利率造成影響，從而現實經濟生活中的一些經濟現象無法通過該理論得到解釋。</p><p>　　根據這種理論，利率期限結構與通貨膨脹率并沒有必然或規(guī)律性的關系，利率期限結構完全取決于一個因素，即長期與短期債券市場各自的供求狀況。</p><p>　　2.1.2.3流動性偏好假設</p><p>　　該

32、理論認為，長期債券的變現能力低于短期債券，所以當其他情況不變時，相比長期債券，短期債券更受歡迎。即，倘若長短期利率相同，投資者將會賣出長期債券而購進短期債券，這樣將會導致長期債券利率上升以吸引投資者購買，同時短期債券利率下降。因此，根據流動性偏好理論，在正常情況下，收益率曲線會向上傾斜。</p><p>　　該理論將期限溢價因素引入利率期限結構，大大增強了對利率期限結構形成的解釋力，它解釋了利率期限結構向上和向下

33、傾斜的原因。并且該理論認為長期利率與短期利率之間的“正常”關系是向上傾斜的曲線，這與經濟現象比較一致。</p><p>　　根據該理論，長短期債券的變現能力差是決定利率期限結構的主要因素，與通貨膨脹沒有明確的關系。</p><p>　　2.2通貨膨脹和通貨膨脹指數</p><p>　　2.2.1通貨膨脹的含義</p><p>　　通貨膨脹是指

34、一個經濟體在一段時間內物價水平持續(xù)而普遍地上漲的現象，這通常是由于貨幣數量增速大于實物數量增速，單位貨幣的購買力下降，從而普遍物價水平上漲。</p><p>　　在理想的情況下，貨幣數量的增長應當與實物市場實物數量的增長一致，這樣就可以使物價穩(wěn)定，不會出現通貨膨脹或通貨緊縮。當貨幣數量的增長速度大于實物數量的增長速度時，通貨膨脹就會出現；相反，則物價水平就會下降，通貨緊縮就會出現。例如，第一年貨幣總量200元，實

35、物總量是20個蘋果，那么第一年一個蘋果價值10元；第二年蘋果產出增加了10個，即實物總量是30個蘋果，而貨幣總量增加了250元，即第二年貨幣總量是450元，那么第二年每個蘋果價值就是15元，以此原理推廣到整個經濟體，物價水平就會普遍上升，于是就會出現通貨膨脹。</p><p>　　2.2.2通貨膨脹指數與CPI</p><p>　　CPI（Consumer Price Index）是消費者

36、物價指數的英文縮寫，是對一個固定的消費品籃子價格計算的量，是根據與居民生活有關的商品及勞務價格統計出來的物價變動指標。它告訴消費者，購買具有代表性的一組固定商品，其所需花費的成本在今天比過去某一時間增加了多少。</p><p>　　通貨膨脹指數通常不直接也無法直接計算，因此價格指數的增長率通常被用來當做通貨膨脹指數的間接表示。最能充分、全面、恰當反映通貨膨脹率的價格指數是消費者物價指數（CPI）。這是因為消費者價

37、格是反映商品經過流通各環(huán)節(jié)形成的最終價格，它最全面地反映了商品流通對貨幣的需要量。目前，世界各國基本上均用消費者價格指數（我國通常稱為居民消費價格指數），也即CPI指數來反映通貨膨脹的程度，即替代通貨膨脹指數。</p><p>　　當前，通貨膨脹可以算是政府當局最棘手的問題之一了。今年3月份，CPI同比上漲5.4%，創(chuàng)32個月來的新高，超出市場的預期，而一季度，CPI同比上漲5.383%，通脹壓力持續(xù)上升。而且，

38、受全球流動性充裕、美元走軟、西亞北非局勢動蕩等影響，國際大宗商品價格持續(xù)上升，輸入性通脹壓力持續(xù)加劇，加上國內通脹預期的加大增加了工資上漲壓力等因素，通脹壓力仍可能繼續(xù)維持在高位，CPI或許仍會維持在較高水平。CPI指數的高位運行勢必導致央行貨幣政策的變動，從而進一步導致利率期限結構的變動，這些都使得本文的研究更具現實意義。</p><p>　　2.3利率期限結構與通貨膨脹指數的關系</p><

39、;p><b>　　2.3.1費雪效應</b></p><p>　　費雪效應(Fisher Effect)是由著名的美國經濟學家費雪提出的，它揭示了通貨膨脹率預期與利率之間關系。</p><p>　　費雪認為，金融工具的名義利率與實際利率之間的差額等于金融工具壽命期間的價格變動率。名義利率可以表示為：</p><p><b>　　

40、（式1）</b></p><p><b>　?。ㄊ?）</b></p><p>　　式中：表示實際利率；表示金融工具壽命期間的年通貨膨脹率。</p><p>　　在計算時通常忽略不計乘積項，因為當通貨膨脹率僅處于一般水平時，會很小，由此得到：</p><p><b>　?。ㄊ?）</b>

41、</p><p>　　也即，實際利率＝名義利率－通貨膨脹率 或 名義利率＝實際利率＋通貨膨脹率</p><p>　　以上公式就被稱為費雪效應，它表明名義利率（包括年通貨膨脹溢價）能夠補償貸款人到期收到的貨幣所遭受的預期購買力損失。也就是說，貸款人要求的名義利率要足夠高，使他們能夠獲得預期的實際利率，而要求的實際利率就是社會中實物資產的經營報酬加上給予借款人的風險補償。根據費雪效應，假設

42、代表實際購買力的實際利率不變，當通貨膨脹率變化時，名義利率，即央行公布的法定利率會隨之變化。當物價水平上升時，利率一般有增高的傾向；物價水平下降時，利率一般有下降的傾向。</p><p>　　2.3.2名義利率與通貨膨脹率預期</p><p>　　事實上，當債權人和債務人就名義利率達成協議時，他們并不知道在貸款期限內通貨膨脹率將是多少。因此我們必須區(qū)分兩個實際利率概念：當進行貸款時債務人和

43、債權人預期的實際利率稱為事前實際利率（ex ante real interest rate）；實際上實現的實際利率稱為事后實際利率(ex post real interest rate)。</p><p>　　雖然債權人和債務人不能確切地預期未來的通貨膨脹率，但他們確實對通貨膨脹率有某種預期。假設代表實際的未來通貨膨脹率，代表未來通貨膨脹率的預期。事前的實際利率是，而事后的實際利率是。當實際通貨膨脹率與預期通貨膨

44、脹率不同時，這兩個實際利率就會不同。</p><p>　　由于當我們確定名義利率的時候，并不知道通貨膨脹的程度，也即不知道通貨膨脹率到底是多少，所以名義利率不能根據實際通貨膨脹率調整，而只能根據預期通貨膨脹率調整。考慮到這種區(qū)分，就可以得到修正后的費雪效應為：</p><p><b>　　（式4）</b></p><p>　　其中， 表示實際利

45、率，表示預期的年通貨膨脹率，表示名義利率。修正后的費雪效應表示，名義利率會隨著預期通貨膨脹率的變動一比一地變動。</p><p>　　2.3.3利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制 </p><p>　　由本文的理論基礎—費雪效應，我們可以推斷出通貨膨脹指數（用CPI指數表示）與名義市場利率之間存在一一對應的正相關關系。具體地，當CPI指數上漲時，名義市場利率隨之上漲；當CPI指數降低時，

46、名義市場利率隨之降低。</p><p>　　實際上，市場利率是國債等金融產品收益率，也即資金收益率的最直接體現。市場利率是由市場上資金的供求直接決定的，它是在市場機制發(fā)揮作用、信貸資金的供求趨于平衡時的均衡利率。而國債等金融產品的收益率雖然會考慮到市場基準利率，仍舊是直接由它們的供求來決定的。所以，市場利率可以用來替代資金收益率，也即，不同期限的市場利率與其期限的關系可以作為利率期限結構的直接表示。</p&

47、gt;<p>　　再者，隨著利率市場化改革進程的進一步推進，央行的公開市場操作等調控手段對資金供給及需求的調節(jié)力度及效果將更強，因此央行對市場利率的引導作用將更大，這直接導致央行市場利率將進一步靠攏央行公布的法定利率。所以在現階段，盡管法定利率并不能完全與市場利率一致，但是它在很大程度上可以展示市場利率水平。因此，考慮到數據的可得性等因素，本文采用三個不同期限的法定名義存款利率，即活期存款利率、三年期存款利率和五年期存款利

48、率作為對利率期限結構的較初淺的劃分。</p><p>　　根據以上的分析，本文的研究—利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制研究將通過研究不同期限的法定名義存款利率與通貨膨脹指數的關聯機制來完成。在一個完全競爭的資本市場上，我們可以預期名義利率會隨著通貨膨脹率的變動發(fā)生一比一的變動，而且通貨膨脹率的變動對所有期限的名義利率的影響是一樣的。這告訴我們通貨膨脹率的變動不會對利率期限結構產生影響。但是事實上，今年以來，通

49、脹壓力持續(xù)加大，股市和債市受其影響持續(xù)不景氣。盡管政策調控也是造成這種狀況的一個重要原因，但是通脹對投資者對金融產品的需求的影響也是很明顯的。也即，通貨膨脹指數與利率期限結構之間存在相關關系這一點是毋庸置疑的，通貨膨脹指數對不同期限的名義利率的影響是不同的?？梢?，建立在費雪效應上的理論分析結論與實際經濟現象不完全一致。究其原因，我國的資本市場不是完全競爭的這一點是最主要的。雖然我國正處于利率市場化的進程中，但是真正實現利率市場化、建立一

50、個完全競爭的資本市場尚需一些時日。因此采取央行公布的不同期限的法定名義利率對利率期限結構進行一個劃分，繼而研究利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制并不是最完美的。但是考慮到數據的可得性等因素，這種方案確</p><p>　　另外，通過理論分析，我們可以得出結論：利率期限結構與通貨膨脹指數是相互影響的。首先，通貨膨脹指數會影響利率期限結構。這是因為，通貨膨脹指數的變動會導致名義利率的變動，但是由于人們的預期等等因素

51、，它對不同期限的名義利率的影響程度是不一樣的。其次，利率期限結構會影響通貨膨脹指數。這是因為，利率期限結構的變化反應了人們對金融產品的需求的變化，人們對金融產品的需求的變化必然會導致貨幣需求和存量等因素的變化，從而導致通貨膨脹指數的變化。</p><p>　　3.研究模型及數據描述</p><p>　　從上一節(jié)的理論分析中，我們可以看出，通貨膨脹指數與名義利率之間是正相關關系，而且通貨膨脹

52、指數對不同期限的名義利率的影響程度是不同的，這使得通貨膨脹指數的變動會對利率期限結構產生影響。另外，利率期限結構也會對通貨膨脹指數產生影響。因此，接下來，本文將從實證研究的角度，對我國利率期限結構與通貨膨脹指數的關聯機制做進一步的研究，同時也驗證以上的理論分析的正確性。</p><p><b>　　3.1研究方法概述</b></p><p>　　本文的實證分析運用的是

53、回歸分析的方法，其中主要是一元回歸分析。</p><p>　　在本文的回歸分析中，將會涉及回歸分析的三個方面。即首先對參數進行估計，從而得到回歸方程，然后將進行結果的檢驗，最后將會利用結果分析實際問題。在進行一元線性回歸模型的參數估計時，我們通常運用最小二乘估計法（Ordinary Least Squares, OLS）。因為根據高斯-馬爾可夫定理，在經典線性回歸的假定下，最小二乘估計量是具有最小方差的線性無偏估

54、計量，即滿足線性性、無偏性、有效性（最小方差性）。</p><p>　　3.2數據描述及變量的確定</p><p>　　3.2.1自變量和因變量的確定</p><p>　　在本文中，總共有兩個變量，即利率期限結構及通貨膨脹率。由于研究的內容是兩者的關聯機制，而非關聯性，所以必須要確定因變量與自變量。通貨膨脹率受貨幣當局的影響較利率期限結構小，故確定它為自變量。在本文

55、中，通貨膨脹率用CPI指數來替代。將利率期限結構的相關變量作為因變量。由于沒有指標來表示利率期限結構，所以本文中將通過分別研究通貨膨脹率與活期利率、三年期利率和五年期利率的關聯機制，繼而間接研究通貨膨脹率與利率期限結構的關聯機制。在本文的實證分析中，利率的相關數據設為，CPI指數的相關數據設為，又由于要分別研究活期利率、三年期利率、五年期利率與CPI的關聯機制，所以將擬合三條回歸曲線，得出三個回歸方程。假設活期利率為，三年期利率為，五年

56、期利率為，CPI為。</p><p><b>　　3.2.2數據描述</b></p><p>　　3.2.2.1利率期限結構的相關數據描述</p><p>　　本文收集的活期利率、三年期利率、五年期利率均為央行公布的法定名義存款利率。法定名義存款利率的變動時間不是固定的且沒有規(guī)律，所以本文截取的1991年到2010年共20年的相關數據均是當年的

57、年末數據。有幾個年份數據是相同的，這是因為在這段時間央行并沒有改變法定利率。數據詳見附件一，數據來源為中國人民銀行網站。</p><p>　　活期利率的期望與方差分別為： E()＝1.3275；Var() ＝0.8611；</p><p>　　三年期利率的期望與方差分別為：E()＝5.5715；Var() ＝11.9864；</p><p>　　五年期利率的期望與

58、方差分別為：E()＝6.1765；Var() ＝15.2452；</p><p><b>　　數據的圖表表示：</b></p><p>　　圖3.1各期限法定名義利率折線圖</p><p>　　3.2.2.2通貨膨脹指數數據的描述</p><p>　　前文已經論述過用CPI指數數據代表通貨膨脹指數數據的合理性，并且考慮到

59、數據所屬時間的一致性，在進行數據收集時，本人收集了1991年到2010年共20年的全國居民消費價格指數的數據，所有的數據均是以前一年為基期計算得到的，即假設前一年的價格指數為100。數據詳見附件二，數據來源為國家統計數據庫。</p><p>　　CPI指數的期望與方差分別為： E()＝105.1772；Var() ＝45.9091；</p><p><b>　　數據的圖表表示：&

60、lt;/b></p><p>　　圖3.2各時期CPI指數折線圖</p><p>　　3.2.3數據的初步分析</p><p>　　在對數據進行了基本的描述并分別繪制出其圖表之后，可以通過對圖表的對比分析，得到數據的初步分析結果。從圖3.1和圖3.2中可以看出，在1993年，CPI指數較之1992年有較大的上漲，與此同時活期利率、三年期利率和五年期利率均上升；

61、與此相反，在2008年，CPI指數下降，與此同時，盡管活期利率沒有太大的變動，但三年期利率和五年期利率均明顯下降。由此，我們可以推斷，各期限的法定名義利率基本上與CPI指數的變動同步，即根據初步觀察的結果，它們是正相關關系。另外，隨著CPI指數的變動，期限不同的法定利率的變動幅度不同，具體地，期限較長的法定名義利率的變動幅度大于期限較短的法定名義利率。因此，利率期限結構與通貨膨脹存在著相關關系。但是，兩者的關聯機制究竟是怎樣的還有待于進

62、一步的分析。</p><p>　　4.實證計量結果與解釋</p><p><b>　　4.1實證計量結果</b></p><p>　　4.1.1處理結果的圖形表示</p><p>　　在收集到相關數據之后，我運用Eviews軟件進行了一元回歸分析。在分析中，進行了因變量和自變量的區(qū)分，其中利率的相關數據為因變量，設為，C

63、PI的相關數據為自變量，設為，又由于要分別研究活期利率、三年期利率、五年期利率與CPI的關聯機制，所以將擬合三條回歸曲線，得出三份結果。假設活活期利率為，三年期利率為，五年期利率為，CPI為。</p><p>　　回歸方程的形式如下： （式5）</p><p><b>　　其中為隨機誤差項</b>&l

64、t;/p><p>　　ⅰ.以活期利率為因變量和以CPI指數為自變量得出的結果展示：</p><p>　　首先展示根據Eviews軟件運行得到的結果。如下所示：</p><p>　　表4.1 以活期利率為因變量和以CPI指數為自變量得出的結果</p><p>　　由上表得到回歸方程為：＝－9.5875＋0.1038</p><p

65、>　　(－4.3192) (4.9269)</p><p>　?。?.5742，F＝24.2747，D.W.＝0.6397</p><p>　　圖4.1 活期利率與CPI指數的散點圖</p><p>　?、?以三年期利率為因變量和以CPI指數為自變量得到的結果展示：</p><p>　　首先展示根據Eviews軟件運行得到的結果。如

66、下所示：</p><p>　　表4.2 以三年期利率為因變量和以CPI指數為自變量得到的結果</p><p>　　由上表得到的回歸方程為：</p><p>　?。剑?0.3936＋0.4370</p><p>　　(－6.1421) (7.0030)</p><p>　?。?.7315，F＝49.0426，D.W.

67、＝ 1.0385</p><p>　　圖4.2 三年期利率與CPI指數的散點圖</p><p>　?、?以五年期利率為因變量和以CPI指數為自變量得到的運行結果展示：</p><p>　　首先展示根據Eviews軟件運行得到的結果。如下所示：</p><p>　　表4.3 以五年期利率為因變量和以CPI指數為自變量得到的結果</p&g

68、t;<p>　　由上表得到的回歸方程為：</p><p>　?。剑?6.1600＋0.4976</p><p>　　（－6.3942） （7.2640）</p><p>　?。?.7456，F＝52.7663，D.W. ＝1.1266</p><p>　　圖4.3 五年期利率與CPI指數的散點圖</p><

69、p>　　4.1.2結果的檢驗及數據分析</p><p>　　回歸模型中的參數估計出來之后，通常還必須對其進行檢驗。回歸模型的檢驗包括理論意義檢驗、統計學檢驗、和經濟計量學檢驗。</p><p>　　針對研究結果，首先進行理論意義檢驗。以CPI作為自變量，分別以活期利率、三年期利率、五年期利率作為因變量得到的三個回歸方程中的β值均處于0～1之間，這于實際的社會經濟現象相符合，即通貨膨脹

70、率增加，利率將會上漲。因為貸款人要求的名義利率要足夠高，使他們能夠獲得預期的實際利率，而要求的實際利率就是社會中實物資產的經營報酬加上給予借款人的風險補償。這也符合費雪效應。</p><p>　　其次，進行統計學檢驗。統計學檢驗分為兩個部分，即擬合優(yōu)度檢驗和顯著性檢驗。</p><p><b>　?、?擬合優(yōu)度檢驗</b></p><p>　　

71、擬合優(yōu)度檢驗的目的是檢驗樣本觀測值聚集在樣本回歸線周圍的緊密程度，即檢驗模型對樣本觀測值的擬合程度?？蓻Q系數（）是檢驗擬合程度優(yōu)劣最常用的數量指標。</p><p>　　用Eviews軟件運行得到的結果顯示：</p><p>　　在活期利率對CPI的回歸分析中，＝0.5742；</p><p>　　在三年期利率對CPI的回歸分析中，＝0.7316；</p>

72、;<p>　　在五年期利率對CPI的回歸分析中，＝0.7456。</p><p>　　從以上的數據中，我們可以看出在三個一元回歸分析中，擬合程度都不是很高，但是擬合程度隨著利率期限的增加而增加，由此可以得知隨著利率期限的增加，CPI對利率的解釋程度就越大，線性影響就越強，即利率與CPI之間的線性關系逐漸增強。</p><p><b>　?、?顯著性檢驗</b&

73、gt;</p><p>　　顯著性檢驗考察所選擇的解釋變量是否對被解釋變量有顯著的線性影響。顯著性檢驗所應用的方法是數理統計學中的假設檢驗。其中在變量的顯著性檢驗的方法中，t 檢驗是最為普遍的。</p><p>　　首先對活期利率對CPI的回歸方程中的系數β進行顯著性檢驗，即t檢驗。</p><p>　　如果變量X是顯著的，那么參數β應該顯著地不為0。于是，在變量顯

74、著性檢驗中設計的原假設與備擇假設分別為：</p><p>　　H0:β＝0， H1：β≠0</p><p>　　給定顯著性水平a=0.01,又因為自由度為18，于是查t分布表，得到一個臨界值t0.005(18)=2.878</p><p>　　然后從表4.1中可以直接得到t＝4.9269。由于t＞t0.005(18),所以解釋變量CPI在99%的置信度下顯著，即通

75、過了變量顯著性檢驗。</p><p>　　同理，可以得出結論，另兩個方程中的β系數都能通過顯著性檢驗。顯著性檢驗的結論告訴我們CPI指數對法定名義利率有顯著的線性影響，不論線性影響的程度是大還是小。即CPI指數的變動最終會導致法定名義利率的變動，從而導致利率期限結構發(fā)生變動。</p><p>　　再次，經濟計量學檢驗</p><p>　　由于本文最為關注的是利率期限

76、結構與通貨膨脹指數的關聯機制，也即其經濟意義，所以此處略去經濟計量學檢驗。</p><p>　　最后，格蘭杰因果檢驗</p><p>　　根據以上的分析，利率期限結構和通貨膨脹率之間的相關關系是毋庸置疑的，而且通貨膨脹率的變化可以在一定程度上解釋利率的變動。那么利率期限結構和通貨膨脹率之間是否存在因果關系呢，也即各期限的法定名義利率是否與CPI指數之間存在因果關系？在此，本文將對各期限的法

77、定名義利率和CPI指數之間的因果關系進行檢驗，所采用的方法是格蘭杰因果檢驗法。具體步驟如下：</p><p>　　首先對數據進行平穩(wěn)性檢驗。進行格蘭杰因果檢驗的前提是要求數據必須具有平穩(wěn)性。故首先須判斷序列的平穩(wěn)性，常用的方法就是進行單位根檢驗。一般使用增廣的Dickey-Fuller方法即ADF單位根檢驗，如果兩序列具有相同的單位根，則進行協整檢驗。</p><p>　　對數據進行平穩(wěn)性

78、檢驗的結果是CPI指數、活期利率、三年期利率和五年期利率均沒有平穩(wěn)性。但是在90%的置信度下，四組數據的一階差分是平穩(wěn)的，CPI指數與活期利率、CPI指數與三年期利率和CPI指數與五年期利率具有相同的單位根。因此接下來將進行協整關系檢驗。</p><p>　　協整關系是指即使對于有些時間序列來說，它們自身是非平穩(wěn)的，但其某種線性組合卻是平穩(wěn)的，這種線性組合同樣可以反映變量之間的長期穩(wěn)定的比例關系。兩個變量的協整檢

79、驗要求它們是同階單整的。</p><p>　　協整關系檢驗的結果展示如下：</p><p>　　根據CPI指數和活期利率進行的協整檢驗的結果</p><p>　　表4.4 CPI指數和活期利率的協整檢驗的結果</p><p>　　由上表可以看出，CPI指數和活期利率沒有通過協整檢驗，故不能對其進行格蘭杰因果檢驗。</p><

80、;p>　　根據CPI指數和三年期利率進行的協整檢驗的結果</p><p>　　表4.5 CPI指數和三年期利率的協整檢驗的結果</p><p>　　由上表可以看出，CPI指數和三年期利率沒有通過協整檢驗，故不能對其進行格蘭杰因果檢驗。</p><p>　　根據CPI指數和五年期利率進行的協整檢驗的結果</p><p>　　表4.6 CP

81、I指數和五年期利率的協整檢驗的結果</p><p>　　由上表可以看出，CPI指數和五年期利率在置信度為90%的條件下，能夠通過協整檢驗，所以能進一步對其進行格蘭杰因果檢驗。 格蘭杰因果檢驗的結果為：</p><p>　　表4.7 CPI指數和五年期利率的格蘭杰檢驗的結果</p><p>　　由上表可以看出，在置信度為90%的條件下，與互為因果，不過是的原因

82、的概率大于是的原因的概率。</p><p>　　這個結論似乎與常理不一致，但實際上，格蘭杰因果關系檢驗的結論只是統計意義上的因果，并不一定就是真正的因果關系，即雖然這個研究結論可以作為真正的因果關系的一種支持，但卻不能作為肯定或否定因果關系的最終根據。但是統計意義上的這種因果關系對于經濟預測也是有很重要的指導意義的。具體地，當CPI指數持續(xù)快速上漲時，我們可以預測法定利率也將上漲，它對于CPI指數變化的反應雖然可

83、能有滯后性，但是最終CPI指數的變化會反應在法定利率的變化上；同樣地，法定利率的變化最終也將體現在CPI指數的變化上。</p><p>　　4.1.3完善研究結果—法定存款準備金率與通貨膨脹指數的關聯機制研究</p><p>　　鑒于近來央行頻繁上調準備金率，將其作為抑制通脹或者控制通脹預期的一個手段，接下來本人將研究法定存款準備金率與CPI指數的關聯機制，以作為利率期限結構與CPI指數的

84、研究的補充。該部分的研究與前文各期限法定利率和CPI指數的研究類似。具體步驟如下：</p><p>　?、?數據搜集和數據描述</p><p>　　考慮到兩個變量的數據所屬的時間應一致，本人搜集了1991年至2010年的大型、中小型金融機構存款準備金率。數據詳見附件三，數據來源為新浪財經網。</p><p>　　在分析中，以法定存款準備金率的相關數據為因變量，設為Z

85、，CPI的相關數據為自變量，設為，又由于要分別研究大型、中小型金融機構存款準備金率與CPI的關聯機制，所以將擬合二條回歸曲線，得出二個回歸方程。假設大型金融機構存款準備金率為，中小型金融機構存款準備金率為，CPI指數為。</p><p>　　回歸方程的形式如下： （式6）</p><p><b>　　其中為隨機誤

86、差項</b></p><p>　　大型金融機構存款準備金率的期望與方差為： E()＝10.9000；Var() ＝15.2790；</p><p>　　中小型金融機構存款準備金率的期望與方差為：E()＝10.5250；Var() ＝11.4599</p><p>　　兩組數據的圖形表示為：</p><p>　　圖4.4 大型及

87、中小型金融機構存款準備金率折線圖</p><p><b>　?、?研究結果展示</b></p><p>　　由于經過研究后，大型金融機構存款準備金率與CPI的關聯機制和中小型金融機構存款準備金率與CPI的關聯機制極其相似，因此在此只展示大型金融機構存款準備金率與CPI的關聯機制的研究結果。</p><p>　　根據Eviews軟件運行得到的結果

88、如下所示：</p><p>　　表4.8 以CPI指數為自變量和大型金融機構存款準備金率為因變量的結果</p><p>　　由上表可以得到回歸方程如下：</p><p>　　＝－20.6104＋0.2996</p><p>　　(－1.6830) (2.5782)</p><p>　?。?.2697，F＝6.6472，

89、D.W. ＝ 0.3593</p><p>　　圖4.5 CPI指數和大型金融機構存款準備金率的散點圖</p><p><b>　?、?結果檢驗與結論</b></p><p>　　第一，進行理論意義檢驗。在以CPI作為自變量，以大型金融機構存款準備金率作為因變量的回歸方程中，β值介于0～1之間，這與實際社會經濟現象相符合，即通貨膨脹率增加，法

90、定存款準備金率將會上漲。</p><p>　　第二，進行統計學檢驗。</p><p><b>　　擬合優(yōu)度檢驗</b></p><p>　　用Eviews軟件計算得到的結果中顯示＝0.269693，可見擬合程度并不是很高，單從擬合優(yōu)度檢驗的角度看，法定存款準備金率和CPI之間的線性關系并不是很明顯。</p><p>&l

91、t;b>　　變量的顯著性檢驗</b></p><p>　　如果變量X是顯著的，那么參數β應該顯著地不為0。于是，在變量顯著性檢驗中設計的原假設與備擇假設分別為：</p><p>　　H0:β＝0， H1：β≠0</p><p>　　給定顯著性水平a=0.02,又因為自由度為18，于是查t分布表，得到一個臨界值t0.01(18)＝2.552<

92、/p><p>　　然后從Eviews軟件運行得到的結果中可以直接得到t＝2.578208。由于t＞t0.01(18),所以解釋變量CPI在98%的置信度下顯著，即通過了變量顯著性檢驗。</p><p>　　綜合擬合優(yōu)度檢驗和顯著性檢驗的結果，我們可以推斷出，CPI指數對存款準備金率具有顯著的線性影響，也就是說CPI指數的變動最終也會導致存款準備金率的變動，盡管線性關系不是很強，換言之，存款準備

93、金率可以作為應對CPI指數變動或者通貨膨脹率變動的一種手段。</p><p><b>　　4.2研究結論</b></p><p>　　至此，本文的實證研究部分已經完成，從以上的研究結果中，可以得出關于本文的主題—利率期限結構與通貨膨脹率的關聯機制的結論，具體可以概括為這么幾點：</p><p>　　第一，不論短期利率還是長期利率都是會受到通貨膨

94、脹率的影響的。盡管其線性關系不夠明顯和穩(wěn)定，但利率會受到通貨膨脹率的影響這一點是肯定的。</p><p>　　第二，通貨膨脹率對長短期利率的影響是不一樣的，其對長期利率的影響大于短期利率，即隨著利率期限的增加，通貨膨脹率對利率的影響程度亦增加。由此可以得出利率期限結構是受通貨膨脹率影響的這個結論，兩者是存在關聯性的。并且，從研究結果中，我們可以推斷出來，當通貨膨脹率增加時，利率受通貨膨脹的影響隨著利率期限的增加而

95、增大，而通過觀察央行公布的法定利率數據，我們可以發(fā)現期限較長的利率總是不小于期限較短的利率，因此通貨膨脹率對利率的這種影響會使得原來就已向上傾斜的收益率曲線更加陡峭；相反，當通貨膨脹率下降時，通貨膨脹率對利率的影響使得原來已向上傾斜的收益率曲線變得更為平坦。</p><p>　　第三，本文的理論分析顯示，利率期限結構與通貨膨脹指數會互相影響。這一點在實證分析部分得到了證實。正如實證分析中展示的，法定利率，尤其是長

96、期利率，與CPI指數間存在統計學意義上的因果關系，由此我們可以推斷出：一方面，如果CPI指數持續(xù)快速上漲或降低，法定利率也會上漲或降低（盡管其變化可能會滯后于CPI指數的變化），即CPI指數的變化會導致法定利率的變化；另一方面，法定利率的變化也會導致CPI指數的變化。正是這種統計學意義上的因果關系使得貨幣當局通過調整法定利率來影響CPI指數成為可能。而且，由于不同期限的利率與通貨膨脹指數的相互影響程度不一樣，所以展示不同期限的收益率與其

97、到期期限之間的關系的利率期限結構與通貨膨脹指數會相互影響。</p><p>　　第四，應付通貨膨脹的手段不僅只有加息，還有法定存款準備金率。如4.1.3完善研究結果—法定存款準備金率與通貨膨脹指數的關聯機制研究所示，通貨膨脹率對法定存款準備金率的影響也是肯定的，也即在面對通脹壓力的時候，法定存款準備金率也是可以作為調控的一個有力手段的。</p><p>　　第五，經過實證研究，原有的三個利

98、率期限結構基本理論的缺陷也暴露了出來。</p><p><b>　　預期理論的不足之處</b></p><p>　　如前文所述，根據預期理論，倘若經濟經歷通貨膨脹，收益率曲線向上傾斜；倘若經濟經歷通貨緊縮，收益率曲線向下傾斜；倘若經濟既不經歷通貨膨脹也不經歷通貨緊縮，即物價維持穩(wěn)定，收益率曲線維持水平。但事實上無論經濟經歷通貨膨脹還是經歷通貨緊縮，我們都沒有看到向下傾

99、斜的收益率曲線，可見預期理論在解釋現實經濟狀況時存在偏差和不足。實際上，人們對未來短期債券的利率的確定預期這一個假設是預期理論最主要的缺陷；其次，該理論還假定，資金可以在長期資金市場和短期資金市場之間完全自由流動。這兩點假設與金融市場的現實狀況相差太遠。</p><p>　　市場分割理論的不足之處</p><p>　　市場分割理論認為利率期限結構與通貨膨脹沒有必然或規(guī)律性的關系，利率期限結

100、構完全取決于長期與短期債券市場各自的供求狀況，是由不同市場的均衡利率決定的。認為不同期限的債券市場是互不相關的正是它最大的缺陷。另外，它的這種結論也是與實際情況不相符的。實際上，不同期限債券的利率常常表現為同步波動，而且長期債券市場的利率會隨著短期債券市場利率波動呈現出明顯有規(guī)律性的變化。這正與市場分割理論的結論背道而馳。</p><p>　　流動性偏好假設的不足</p><p>　　根據

101、流動性偏好理論，長期債券的變現能力低于短期債券，所以當其他情況不變時，短期債券比長期債券更受歡迎，因而在正常情況下，收益率曲線會向上傾斜。而且根據該理論，利率期限結構主要是有長短期債券的變現能力差決定的，與通貨膨脹沒有明確的關系。這似乎與實際情況一致，然而事實上根據研究結論，該理論的結論—利率期限結構與通貨膨脹沒有明確關系是不正確的。這也就暴露了該理論的缺陷，即只考慮了一種影響因素，忽略了其他因素。</p><p&g

102、t;<b>　　5.展望與不足</b></p><p>　　具體說來，本文所采用的各期限的法定利率以及存款準備金率都是當年的年末這個時點的數據，所以沒有考慮到這一年內各指數的變化，因而研究結論中沒有反應出隨著通貨膨脹率變化，某一年內各指數的變化頻率和變化程度。</p><p><b>　　附件一：</b></p><p>

103、　　表1 各期限法定利率（1991年至2010年）</p><p><b>　　附件二：</b></p><p>　　表2 各時期CPI指數（1991年至2010年）</p><p><b>　　附件三：</b></p><p>　　表3 大型、中小型金融機構存款準備金率（1991年至2010年）&

104、lt;/p><p><b>　　參考文獻</b></p><p>　　[1] 陳雯，陳浪南．國債利率期限結構：建模與實證[J]．世界經濟，2000，8：24-28.</p><p>　　[2] 況山．利率期限結構可以預測中國經濟變化趨勢嗎[J]．經濟研究，2009，8：75-76.</p><p>　　[3] 康書隆，

105、王志強．中國國債利率期限結構的風險特征及其內含信息研究[J]．世界經濟，2010，7：121-143.</p><p>　　[4] 蔣涌．金融危機沖擊下的中國國債利率期限結構分析[J]．金融危機研究專題，2009，8：47-52.</p><p>　　[5] 季紹波，孫軼卿，于鑫，李延喜．宏觀經濟變化對利率期限結構的影響機制研究[J]．技術經濟，2010，6：96-101.</p

106、><p>　　[6] 吳吉林，金一清，張二華．潛在變量，宏觀變量與動態(tài)利率期限結構—基于DRA模型的實證分析[J]．經濟評論，2010，1：80-88. </p><p>　　[7] 葉菲，汪軼．推動利率期限結構動態(tài)變化的宏觀經濟因素[J]．上海金融，2007，7：40-42.</p><p>　　[8] 于鑫．宏觀經濟對利率期限結構的動態(tài)影響研究[J]．南方經濟

107、，2009，6：25-33.</p><p>　　[9] 周子康，王寧，楊衡．中國國債利率期限結構模型研究與實證分析[J]．金融研究，2008，3：131-150.</p><p>　　[10] 鐘正生．我國利率期限結構的貨幣政策含義[J]．金融與經濟，2010，3：52-56.</p><p>　　[11] 唐齊鳴，高翔．我國同業(yè)拆借市場利率期限結構的實證研究

108、[J]．統計研究，2002，5：33-36.</p><p>　　[12] 范龍振，何華．預期假設、利率模型與上交所債券市場[J]．中國金融學，2003，2：159-181.</p><p>　　[13] 胡海鵬，方兆本．利率期限結構形成的理論分析與實證檢驗[J]．中國科學技術大學學報，2006，12：1266-1235.</p><p>　　[14]張文剛．利率期

109、限結構模型與應用[D]．吉林：吉林大學，2006.</p><p>　　[15]夏瀠焱．中國利率期限結構的實證研究[D]．四川：西南財經大學，2007.</p><p>　　[16] G.R.Duffee．Term Structure Estimation Without Using Latent Factors[J]．Journal of Financial Economics，2006