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短期拆借范文1
关键词:同业拆借利率;股票价格指数;股市收益率;协整检验;Granger因果检验
中图分类号:F830.91文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)29-0136-04
一、引言
在我国,股票市场一直被称为是“资金市”或“政策市”。所谓资金市,是指股票价格的波动很大程度上受到流入股票市场资金量的影响。所谓政策市,1999年8月19日,中国人民银行制定并颁布了《基金管理公司进入银行间同业市场管理规定》、《证券公司进入银行间同业市场管理规定》,允许符合条件的基金管理公司和证券公司进入银行间市场从事同业拆借业务而成为同业拆借市场中的重要参与机构,因而货币政策(即同业拆借利率)的每一次调整,必将通过影响这两大机构在同业拆借市场上的循环借贷资金量而影响股票市场的价格。
另一方面,同业拆借利率在我国是重要的货币政策工具,而随着资产价格在经济中作用的日益突出,许多学者认为,股价也应该进入货币政策决策,成为货币政策最终目标函数中的一个变量。由此可见,同业拆借利率作为货币政策调控的重要手段与股价之间的关联关系需要明确。所以,本文试图从理论上阐释两大市场价格关联的机制,实证上验证两大市场价格关联的方向和程度。
二、文献综述
国外对于货币市场与资本市场联通的研究比较少,因为在西方经济学理论中,货币市场与资本市场是紧密融合不可分割的,两个市场都是以金融机构为中介、利率为指标、资金为媒介进行运动的场所。因此,国外对于同业拆借市场与股票市场相关性的研究主要集中于市场中的指标互动性研究,利率与股票价格的关系研究成为了研究两市场关联性的重要体现。
Rahma & Mustafa(1999)[1]分析了许多国家股票价格和利率之间的因果关系,结果表明:大多数国家不存在股价和利率之间的Granger因果关系,但可能存在长期协整关系。Rigobon & Sack(2002)[2]则分析了美国货币政策对股市的影响,发现货币政策会导致股市的波动。Bemanke 和Kuttner(2005)[3]分析了美国证券市场对利率变化的平均反映,研究显示市场对未预料到的联邦基金利率变化有着相当强烈的反应,而对于被期货市场投资者预测到的联邦基金利率的变动,证券市场的反应却极为微弱。Wing-Keung Wong、 Habibullan Khan & Jun Du(2006)[4]以1982年1月至2002年12月的数据为样本,研究了新加坡和美国主要的股票指数与宏观经济变量间的长短期关系,得出新加坡股票价格与利率存在长期的关系,但在美国不成立。而从短期来看,1997年亚洲金融危机前,新加坡股市与利率之间有关联效应,1997年之后不存在关联,而美国股价与利率之间在危机之前存在着强关联性,此后关联效应减弱。
从我国的研究来看,由于我国是在1999年才批准证券公司和基金管理公司进入同业拆市场,所以我国对于同业拆借利率与股票价格互动的研究都是在近几年才开始的,研究的内容多是从近几年的相关市场数据入手,采用相应的实证方法,验证同业拆借市场与股票市场的关联性。陈祥国、汪蓉(2004)[5]认为,无论是长期还是短期,央行对利率进行调整在一定程度上使股票价格反方向变化。而王丽英(2005)[6]通过实证分析得出结论,银行资金中的同业拆借市场资金变动与证券一级市场资金变动相关,而与二级市场及其指数之间的变动无关。郑振龙、张蕾(2007)[7]对1996―2006年间中国短期利率与上证综指之间的动态相关性进行了研究,指出2002年之前利率与股指之间呈现微弱的动态负相关性,2002年后相关性持续增强。姜晓黎(2007)[8]对同业拆借利率及证券市场价格波动建立了双变量回归模型,并对两者的相关性进行实证分析,认为标志着资本成本的同业拆借利率显著地影响了股市的价格走势。邓晓益、王庆云等(2008)[9]通过SVAR模型进行实证研究,结果表明,名义利率变动与股市波动的相关性比实际利率强,总体来看利率对股市的影响很弱。短期内,利率变动不会对股价产生显著的影响,利率对股价的长期效应为负,且存在较长的滞后期。
综上所述,目前国内外就同业拆借市场与股票市场相关指标关联性的研究注重方法的运用,但研究结论差异很大。原因也许在于指标选取差异及样本区间的不同造成的。
三、理论基础
理论上讲,任何一种形态的市场都是信息汇聚、整理、传递和交易的场所,因而同业拆借市场和股票市场的一切联动都是各种信息相互影响的结果;而价格可以起到某种“浓缩”、“代表”其他大量信息的作用[10],因而各种信息正是以价格作为媒介在两个市场之间传递。所以本文选取两个市场的价格作为研究对象。
1.同业拆借市场向股票市场的价格传导
传统经济学理论认为,存在着利率到股票价格的单向变动关系,两者负相关。其原因在于:第一,根据股价的理论计算公式,股价=股息/利率*票面金额,两者反向变动;第二,利率是资金的价格,利率上升时,投资股市以及企业投资的资金成本均提高,抑制了股票的投资,股价下跌;第三,利率是央行调控货币投放的手段,利率上升则银根抽紧,减少了货币投放,股价下跌。
从货币政策的传导机制的理论来看,在现代市场经济条件下,各国中央银行货币政策操作首先影响的是货币市场上银根松紧和短期利率的高低,然后通过货币市场与资本市场的联系影响资本市场,达到宏观调控的目的。即货币政策操作的市场信号应该是通过货币市场这个桥梁传递到资本市场。同业拆借市场作为货币市场上最重要的子市场,其价格是货币政策的集中体现,其变化准确地反映我国资金供求格局的变化,起到信号和导向作用。
2.股票市场向同业拆借市场的价格传导
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【关键词】 同业拆借； 信息披露； 相关性
中图分类号：F275.2 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）09-0097-03
一、我国银行同业拆借业务会计信息披露现状
同业拆借是指经中国人民银行批准进入全国银行间同业拆借市场的金融机构之间，通过全国统一的同业拆借网络进行的无担保资金融通行为。同业拆借不仅有助于银行补足存款准备和轧平票据交换头寸，而且还可以弥补经营过程中出现暂时的、临时性的资金短缺。随着我国金融改革不断深化，同业拆借市场获得了大发展。在遵循循序渐进、适时调整、有放有收、强化监督原则指导下，在保持同业拆借管理政策连续性和稳定性的基础上，逐步放宽市场管制，强化信息披露管理等市场化管理手段，加强市场监督检查，促进同业拆借市场的健康发展。各参与同业拆借市场的金融机构充分披露相关信息，成为同业拆借市场有序发展的一项重要保障。
自2007年《同业拆借管理办法》实施以来，央行先后对参与同业拆借市场的主要参与者（商业银行、证券公司、财务公司等金融机构）必须通过全国银行间同业拆借中心的电子信息系统定期披露上年末的资产负债表、净资本计算表、上年度的利润表及利润分配表；披露当年6月30日的资产负债表、净资本计算表、当年1—6月的利润表及利润分配表；披露经具有从事证券期货相关业务资格的会计师事务所及其会计师审计的年度财务报表和审计报告，包括审计意见全文、经审计的资产负债表、净资本计算表、利润表及利润分配表和会计报表附注。在此过程中，央行暂停对多家券商无法及时披露相关信息而遭受参与市场的处罚。按照要求披露定期报告不仅成为同业拆借市场参与者的一项重要约束，而且成为交易对手、市场监管者获取相关信息的基本保证，促进了同业拆借市场效率的改善。
为了改善金融市场效率，对于银行业务的信息披露一直是学术界努力研究的一个领域。邓建军（2011）牵头的课题组对我国当前银行业金融机构的资产负债表存在着报表项目分类不一致、报表项目标准不统一、统计口径不尽相同等现象，使资产负债表缺乏同业可比性和分析基础，信息的利用和共享存在一定的局限性，因而有必要统一资产负债表项目。周伟军、刘良毕（2012）以宁波市银行代付业务漏报为例，指出为逃避监管部门的规模控制，各商业银行纷纷推出各种名目的同业代付业务，没有在企业征信系统中反映。罗书章、叶（2011）认为金融危机暴露了因金融机构信息披露的不足导致金融监管不足引发的严重后果，会计信息相关性应当提高到新的高度。总体来讲，我国上市公司信息披露的有效性还远没有达到评价标准，信息披露的整体质量不高（陈峥嵘、潘妙丽，2012），依赖不充分的信息或错误信息恶化利益相关者的决策风险。信息披露的质量和效率直接影响到市场参与者的积极性，更影响到市场的资源配置效率。有效率的同业拆借市场必须以充分相关的信息披露制度作为保障基础。
笔者认为，在资产负债表中对于具有较高重要性的同业拆借业务披露频率较少，采用高度简洁、概括的信息披露很可能无法满易者与监管者的相关性要求。根据现行会计准则，银行披露的同业拆借业务仅在期末对余额进行披露，当发生额存在较高波动性时，以期末余额近似代替一定时期的平均存量存在较大误差，使会计数据无法真实反映同业拆借业务的发生情况，需要通过补充银行一定时期的发生额数据来补充反映银行同业拆借业务发生情况，使市场参与者与监管者能够掌握更加相关信息，降低交易与监管风险。
二、同业拆借业务的会计核算与披露
自2007年《同业拆借管理办法》实施以来，我国同业拆借交易不仅仅发生在银行之间，还扩展到银行与其他非银行金融机构之间，使同业拆借市场得到快速发展。根据央行统计，我国同业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个月、9个月与1年不等，其中以30天内到期的同业拆借最为活跃，参见表1。
从表1可以看出，在2010—2012年中，可以发现银行间同业市场拆借成交金额中，少于30天期限的同业拆借比例均在98%以上，因而同业拆借的主体是超短期同业拆借。而作为同业拆借市场主体的银行在同业拆借市场的超短期品种参与情况见表2。
从表2可以看出，作为银行间同业拆借市场主体，银行之间的过度依赖将会大大增加银行体系的自身风险，风险在银行之间传染的概率将大大提高。为了降低银行对于同业拆借市场的过度依赖而形成系统性流动风险，规避因信息严重不对称而损害交易对手的利益，《同业拆借管理办法》对银行拆入和拆出资金作出了具体要求。中资商业银行、城市信用合作社、农村信用合作社县级联合社的最高拆入限额和最高拆出限额均不超过该机构各项存款余额的8%。规模庞大的短期拆借成为银行进行流动性管理的一项重要工具，有可能在监管期末通过调节同业拆借交易达到余额监管要求。由于我国非上市金融机构数量庞大，上市金融机构所占比例依然较低，因此很难通过市场交易总规模验证银行同业拆借余额的合理性（即汇总每家机构期末的同业拆借交易余额与日历天数的积数作为发生额的近似替代），但依然可以通过对相关业务的会计核算发现信息披露存在的问题。
根据我国现行会计准则，商业银行拆出资金的核算应当采用“拆出资金”科目进行核算，用于核算商业银行拆借给其他金融机构的款项。
当银行拆出资金时，
借：拆出资金
贷：存放中央银行款项
当银行收回资金时，
借：存放中央银行款项
贷：拆出资金
本科目期末借方余额，反映商业银行拆放给其他金融机构的款项余额。
根据我国现行会计准则，商业银行拆入资金的核算应当采用“拆入资金”科目进行核算，用于核算商业银行向其他金融机构拆入款项。
当银行拆入资金时，
借：存放中央银行款项
贷：拆入资金
当银行归还资金时，
借：拆入资金
贷：存放中央银行款项
本科目期末贷方余额，反映商业银行向其他金融机构的拆入款项余额。
一定时期内商业银行产生的任何一笔短期拆借均可以通过“拆出资金”账户与“拆入资金”账户的借方发生额和贷方发生额清晰反映出来，并在规定日期将相关账户余额在资产负债表中予以充分披露。
对资产负债表中同业拆借业务具有补充披露特征的现金流量表相关项目也起不到应有的补充性作用。在现金流量表中的经营活动现金流量部分仅有两个项目——“向其他金融企业拆入的资金净增加额”和“拆出资金净增加额”，可以间接反映同业拆借资金的发生额情况，“向其他金融企业拆入的资金净增加额”仅表示本期拆入资金的贷方发生额与借方发生额的差额，而“拆出资金净增加额”同样仅表示本期拆出资金的借方发生额与贷方发生额的差额，因而无法得知银行在本期利用银行间同业拆借市场的完整情况。
以交通银行2011年年报为例，“向其他金融企业拆入的资金净增加额”为51 567百万元，“拆出资金净增加额”为68 996百万元，“拆出资金”的期末余额为148 606百万元，期初余额为79 610百万元，“拆入资金”的期末余额为127 418百万元，期初余额为75 851百万元。也就是说，资产负债表项目与现金流量表项目之间只能获得如下内在关联性：
向其他金融企业拆入的资金净增加额=“拆入资金”的期末余额-“拆入资金”的期初余额；
拆出资金净增加额=“拆出资金”的期末余额-“拆出资金”的期初余额
因此，银监会按照《同业拆借管理办法》对商业银行利用同业拆借市场情况的监管仅能在报告期末依据银行提供的相关信息实施监测，而对于在报告期末之前同业拆借的发生额情况因无法获得相应信息而不能实现实时监管。而银行利用同业拆借市场解决流动性管理问题尽管具有理论上的合理性和实践层面的可行性，但仅仅依赖报告期末的余额数据不足以满足利益相关者的信息披露要求，应当披露相应账户的发生额总量数据，不应仅披露拆入拆出资金的增量数据，使利益相关者能够获得更加全面、相关的信息。
三、改进我国银行同业拆借信息披露的建议
在同业拆借业务中，拆入、拆出资金的期限绝大多数控制在30天之内，而期限在7天之内的同业拆借又占据了最主要地位，一定会计期间内反复拆入偿还、反复拆放收回，这些超短期同业拆借行为在会计报表中很难予以准确反映。为了向更广泛的利益相关者提供更加相关的信息，本文认为可以通过以下两项措施完善银行财务报告中有关超短期同业拆借信息披露：
首先，可以对资产负债表中“拆入资金”和“拆出资金”两个项目的会计报表附注作出新的解释和说明。由于会计报表的格式要求，“拆入资金”和“拆出资金”两个项目的余额很难作出修正，对两个项目的信息披露作出修正必须依赖具有高度灵活性的会计报表附注。本文认为，“拆入资金”和“拆出资金”项目的发生额变动较为频繁，可以计算一定会计期间内按照时间与金额的加权平均余额来补充说明，使会计报表不仅可以反映一定日期的同业拆借存量信息，满足会计等式的要求，还可以反映一定时期加权平均存量信息，使投资者和监管者可以通过简单测算获得有关同业拆借业务的流量信息。
其次，可以对现金流量表中“向其他金融企业拆入的资金净增加额”和“拆出资金净增加额”两个项目进行必要附注说明。由于“向其他金融企业拆入的资金净增加额”和“拆出资金净增加额”两个项目属于银行业通用报表，因而相关项目不易修改，但可以对这两个项目作出更加详尽的附注说明，主要补充说明本期相关项目实际发生额的数量，通过与上期实际发生额的数量作出对比以得出本期相关项目的增加金额或减少金额，从而能够与资产负债表相关项目的期初余额、期末余额得到更加充分的印证，进而可以满足利益相关者对银行同业拆借业务的信息需求。
当然，除了同业拆借业务以外，以债券为担保的回购业务也存在类似情况，也可以按照上述信息披露的要求对银行会计报表的相关信息作出详尽的披露，从而使会计信息更加相关。
【参考文献】
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短期拆借范文3
[关键词]信用债券；基准利率；Granger因果检验
[中图分类号]F832.4［文献标识码］ A [文章编号] 1673-0461（2011）05-0085-03
2005年人民银行推出了短期融资券，企业可以通过发行短期融资券筹集一年以内的短期流动资金。由于打破了原有的债券发行审批制，发债企业受到以规范的信息披露制度、有效的信用评级体系和风险分担机制为基础的市场化机制约束，广泛采用与SHIBOR挂钩的发行定价机制，因而短期融资券被公认为真正意义上的信用债券，深受市场欢迎。随后，我国相继改革了企业债与公司债发行核准程序，并推出了中期票据，极大地推动了国内信用债券市场的发展，进而从整体上推动了银行间债券市场的发展。2010年，我国信用债发行规模达到1.53万亿元，占同期银行间债券市场发行规模（不含央行票据）的31.54%。但与此同时，债券市场效率仍有待提高，二级市场定价基础不统一是其重要的一方面，突出表现为SHIBOR、央行票据利率、国债利率都是潜在的基准利率对象，从而导致债券误定价现象时有发生。目前，我国国债期限以中长期为主，不宜作为短期债券价差剥离的基础已经形成共识，但现有研究未就SHIBOR与央行票据利率在债券定价中的作用达成一致意见，因此，本文主要针对SHIBOR与央行票据利率进行分析。
一、研究设计
为描述票据发行利率与同业拆借市场利率之间的关系，本文使用向量自回归模型（Vector Auto Regression，VAR）模型，其优点在于它把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，回避了结构化模型的需要，通常用于预测相互联系的时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态影响。一般化VAR（P）模型的数学表达式是：
yt=A1y1+…+Apyp+Bxt+εt t=1，2，…T
其中：yt是k维内生变量，xt是d维外生变量，p是滞后阶数。k×k为矩阵A1，…，Ap和k×d为矩阵B是要被估计的系数矩阵，εt为服从白噪声过程的残差项，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值及不与等式右边的变量相关。
二、SHIBOR与央行票据利率的描述性分析
图1给出了2006年1月~ 2009年6月隔夜拆借利率、央行票据到期收益率。
从图1可以看出，总体而言，隔夜拆借利率、央行票据利率的变化趋势基本一致，但央行票据利率总体高于隔夜拆借利率最低。从到期收益率之间的差值来看，央行票据利率出与同业拆借利率之间的走势日趋密切。以2008年10月为分水岭，在此之前央行票据利率比隔夜拆借利率高0.97%，在此之后央行票据利率比隔夜拆借利率高0.38%。从到期收益率的稳定性来看，隔夜拆借利率最为稳定性最强，其次为央行票据收益率，AAA债券到期收益率波动性最强。
三、实证结果及分析
1. 协整关系检验
为考察同业拆借利率与央行票据利率之间的协整关系以及避免出现“伪回归”现象，首先利用ADF检验对同业拆借利率与央行票据利率的平稳性进行检验，表1给出了检验结果。由检验结果可知，同业拆借利率与央行票据利率是非平稳的，但它们的一阶差分都是平稳的，说明所有月度平均利率都是一阶平稳过程，即I（1）过程。
注：①Δ表示一阶差分，在1%置信水平下，ADF的临界值为-3/.60；在5%置信水平下，ADF的临界值为-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期央行票据月度平均利率， Δ（CBB）t表示央行票据月度平均利率的差分。
2. 隔夜拆借利率、央行票据利率的Granger因果关系检验
由于隔夜拆借利率、央行票据利率均是一阶平稳过程，因此可以通过Johansen协整检验方法检验二者之间的协整关系。按照AIC准则选定最
佳滞后阶数为2。表2中的迹统计量与最大特征值统计量表明，在5%水平下，隔夜拆借利率、央行票据利率存在协整关系。表3给出了隔夜拆借利率、央行票据利率的Granger因果检验，从表3
可以看出：央行票据利率是引起同业拆借利率变化的granger原因，但同业拆借利率并不是引起央行票据利率变化的granger原因。
3. 方差分解
虽然央行票据利率都是引起隔夜拆借利率变换的Granger原因，但是二者短期价格发行能力的现对强弱以及彼此之间的相互作用过程却无法
得到有效解释。为进一步刻画同业拆借利率与央行票据利率的相互影响，本章拟应用方差分解函数对其进行进一步的分析。方差分解的核心思想是分析模型中每一结构冲击对隔夜同业拆借利率、票据利率影响的大小。由图2可知央行票据对隔夜拆借利率的贡献度最大达到72%。
四、研究结论
实证检验结果表明央行票据利率是较为理想的基准利率，这可能与当前我国银行间债券市场所承担的市场功能有关：
（1）银行间体系流动性总体充裕，限制了同业拆借利率引导资金流动的能力。同业拆借产生于存款准备金制度的实施，主要用于调剂商业银行因准备金需求变化而产生的资金需求。由于同业拆借一般通过商业银行在中央银行的存款账户进行，并且主要是对于商业银行的超额准备金进行调剂，因此，同业拆借利率发挥基准利率的前提条件金融体系流动性总体处于相对“稀缺”的状态。但当前我国银行体系流动性总体充裕，突出表现为超额准备金比率持续位于较高水平，从而限制了同业拆借利率在资产定价中的基础性作用。2006年~2010年间，金融机构超额存款准备金分别达到4.8%、3.3%、5.11%、3.13%、2.0%。虽然金融机构超额准备金率总体保持下降的态势，但是也依然显著高于国际银行业公认的1%水平。为避免商业银行流动性释放而给整个经济体系造成的冲击，一种可能的方式支付高于活期存款利率的超额准备金利率，从而削弱了存款准备金利率作为基准利率的功能。
（2）在银行体系流动性总体充裕背景下达到实现调控宏观经济的目的，必须要在银行体系之外寻求政策的发力点，银行间债券市场无疑成为最佳的平台，而央行票据又是中央银行公开市场业务的主要手段。这使得央行票据更能在银行间债券市场中发挥基准利率的作用。但另一方面，在以回收流动性为主题的货币政策操作下，央行票据发行利率高于同业拆借利率，从而加大了中央银行公开市场业务的成本。
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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.
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货币政策和利率期限结构(收益率曲线)之间的关系一直是货币经济学研究的热点。传统经济理论认为货币政策是通过其对市场利率产生效应而传递给经济活动的，各国的货币政策制定者一般将短期利率作为他们的主要操作工具，通常是采用银行同业之间的隔夜拆借利率作为货币政策运作工具。然而，实际的经济活动诸如投资和消费在很大程度上是取决于长期利率水平的。因此，货币政策的有效性就高度依赖于其是否会对长期利率产生影响。货币政策制定者为了实现影响实际经济活动的目标，就应当使货币政策可以影响不同期限的利率(整个收益率曲线)。
传统的货币政策传导机制假定利率期限结构可以由预期假说来充分地描述，长期利率是当前和未来短期利率的加权平均值。货币政策制定者通过影响当前的短期利率，就可以改变预期的未来短期利率和长期利率。因此，如果预期假说有效，则货币政策只会引起收益率曲线的平行变动而不会改变它的坡度。鉴于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲线的坡度来作为预测货币政策是否发生变化的一个先行指标。总的来看，研究货币政策对收益率曲线影响的文献可以分为两大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲线的动态变化是否与预期假说相一致，结果发现虽然预期假说常被实证结果所拒绝，但它至少可以解释市场利率变动的某些行为；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和时间序列分析的方法来量化研究货币政策对收益率曲线的直接影响，结果发现货币政策的确可以影响市场利率，但其影响力随着到期期限的延长而变弱，在收益率曲线的远端甚至变得不太显著。
国内在这方面的研究还较少。文献［8］、［9］和［10］主要从定性的角度分析了货币政策变动与国债收益率曲线之间在理论上的一般联系、货币政策影响利率期限结构的方式和相应的政策建议，但缺乏客观的量化研究；文献［11］运用Granger因果测试、脉冲响应函数和方差分解检验了收益率曲线坡度和央行基准利率在预测产出增长和通货膨胀率中的信息含量，但并未实证检验货币政策是否对收益率曲线有影响以及是否使收益率曲线的短、中、长期部分发生平行变动。因此，本文的目的就是通过研究货币政策传导机制来实证检验我国的货币政策是否对国债市场的利率期限结构(收益率曲线)具有显著的影响，如有，这种影响是否以相同的方式影响收益率曲线的短、中、长期部分，还是存在某些差别。对这两个问题的研究，将有助于评估我国货币政策的有效性。
2.样本数据及处理
本文选用的数据为2004年5月20日到2005年11月3日的313个日度数据，其中央行的货币政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中国货币网(http：//)，国债回购利率数据(R001、R007、R014、R028、R091和R182)则由上海证券交易所获得。而且，对上述两类数据进行了相应的处理，剔除掉了一些缺失观测。至于从1年期到20年期的国债利率，则是首先由上海证券交易所(http：//)获得对应上述利率数据观测日的39只记账式国债收盘价，接着根据当日的国债收盘报价，根据广义息票剥离法并利用Svensson模型估计出该日的国债市场利率期限结构，最后利用获得的利率期限结构参数模型估计出到期期限分别为1到20年的国债市场利率数据。本文的研究所使用的数学软件为Matlab70和Eviews5和SPSS115。
3.计量经济分析
31预期假说与货币政策
预期假说认为t时刻n期资产的收益率Rn,t是由当前和未来的一组m期资产的收益率Rm,t(n＞m)唯一决定的。对于由零息票债券的即期收益率构成的期限结构关系，仅仅表明n期投资的收益率应当等于m期投资的收益率向前滚动k(k=n/m，且为整数)次并加上一项仅随m和n变动而不随时间变动的期限溢价θn,t，如式(1)所示：
货币政策传导机制就是通过式(2)进行运作的。央行的货币政策部门可以通过改变隔夜拆借利率R0,t，来引发当前的短期利率发生变化，同时也改变了对利率未来变动路径的市场预期，即长期利率由于可以看成是当期和预期未来的短期利率的加权平均，也会受到相应的影响。对货币政策效应的大小和显著性可以通过估计多变量进行直接检验，其本质就是假定在货币政策工具和市场利率之间存在一种平稳的同期变动关系，即可以通过由货币政策工具的同期以及滞后和先行(lead)变动构成的仿射函数来对市场利率的变动进行解释，如式(3)所示：
其中，Δ代表差分算子，Ri,t代表t时刻的国债回购利率和到期期限为1到20年的国债利率，R0,t代表t时刻的隔夜拆借利率(货币政策工具)，ε是误差项，β0,i、β1,i和β2,i是到期期限为i的市场利率对货币政策工具变化响应程度的参数。如果βi(=β0,i+β1,i+β2,i)是统计显著的，则表明货币政策的确会影响不同到期期限的利率；如果βi随着利率到期期限的延长而减少，则表明货币政策对到期期限较长的利率的影响变弱，同时也表明货币政策引发了收益率曲线的非平行变动，使其平坦化。在式(3)中，引入Ri,t-1是为了消除残差的自相关现象，引入R0,t-1是为了体现对货币政策变动的预期，而引入R0,t+1则是为了体现不能由当期货币政策数据所反映而实际上变化的货币政策已经对当期利率所产生的影响。
由于篇幅所限，本文对式(3)的估计结果和相关检验统计量没有列表给出，但从其结果来看，货币政策工具对国债市场单个到期期限的利率的影响绝大部分都是显著的，表明市场的确会在一定程度上预期到货币政策的变化。不过从分析中也可以看到，货币政策工具对国债市场利率的同期影响β0,i和总影响βi则是随着国债市场利率期限的增加呈现先剧烈下降后稍稍上升的走势，引发了收益率曲线的非平行变动。国债回购利率R001对货币政策工具(隔夜拆借利率)的响应程度远远高于其他期限利率对隔夜拆借利率的响应，表明二者之间具有相当高的相关性，R001对货币政策的变化反应是相当敏感的，因此在研究中可以适当地用R001来代替隔夜拆借利率，以解决其可能的数据缺失问题。对于除R001以外的其他期限利率对隔夜拆借利率的响应估计结果，则表明我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低。
32协整理论及其实证检验
尽管式(3)的估计结果可以用来分析我国的货币政策传导机制，但如果用于估计(3)的国债市场各期限利率是非平稳的，则得到的估计结果是不可靠的。虽然，式(3)通过对各变量差分消除了非平稳，但同时也会丧失各变量历史数据之间存在的长期均衡关系。不过，如果预期假说成立，则国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间会表现出动态协同变动即具有相同的随机趋势。具体来讲，就是国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间具有协整关系且协整向量的系数具有对称性。鉴于上述两点，本文应用协整理论来检验国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间是否存在动态协同变动以及如果存在动态协同变动，其具体的协整向量系数是否为(1，-1)形式。这等价于检验预期假说中货币政策工具对收益率曲线不同段的影响程度，如果国债市场各期限利率和隔夜拆借利率之间协整向量系数均为(1，-1)形式，则表明货币政策变化会引起收益率曲线的平行变动，反之则不然。
对于n维时间序列向量{Xt}，如果{Xt}的分量序列为I(d)序列，且存在一个向量α≠0，使得αTXt～I(d-b),b＞0，则称{Xt}的分量序列存在(d，b)阶协整关系，记为Xt～CI(d-b)，而α称为协整向量。一个带有高斯误差项ε的无约束协整系统的向量自回归表述形式如式(4)所示：
式(5)中矩阵Π的秩决定了各变量之间是否存在显著的协整向量，对此可采用Johansen中的迹统计量λtr和最大特征值统计量λmax来进行检验，并且在检验之前根据AIC信息准则选择合适的滞后长度以确保模型的残差项不存在序列自相关现象。利用Eviews软件可以得到基于Johansen检验的双变量(国债市场各期限利率和隔夜拆借利率)系统的协整检验结果（编者按：因篇幅所限，本文省略了协整检验结果，有兴趣者，可向作者网上索取，Libiao2002403@）
双变量的秩检验结果说明，国债市场各期限利率中除1、2年期与8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的显著性水平上不存在双变量的协整关系外，其他各期限利率均与隔夜拆借利率存在协整关系。这表明我国的货币政策对国债市场利率具有一定程度上的长期影响，但对于收益率曲线上不同到期期限的市场利率的影响程度有很大差异，这可以从表2标准化的协整向量(1，β)结果中得到进一步的证明。对于短期和超短期的国债回购市场利率，其与隔夜拆借利率(货币政策工具)的长期参数绝对值接近于1，而对于那些利用国债收盘价估计出的1到20期的市场利率，则长期参数绝对值远小于1，且变动情况也十分复杂。除不存在协整关系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的长期参数估计值呈现反复波动，不过仍小于04，而对于11到20年期的利率，长期参数估计值则呈现出有规律的上升态势，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，虽然货币政策对我国市场收益率曲线具有效应关系，但其对于中短期、中期和长期利率的影响很弱，这就说明我国目前的货币政策传导机制是很不健全的，市场利率对货币政策的变化不敏感，货币政策很难影响长期利率走势，同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。
标准化的协整向量
4.货币政策对收益率曲线效应测度的主成分分析
为进一步说明货币政策对收益率曲线短、中、长端效应程度的不同，可应用统计中的主成分分析方法识别出影响市场收益率变动的公共因子来进行研究。由于主成分分析要求序列是平稳的，因此需要对各期限的国债回购利率和1到20年期市场利率进行单位根检验，在此基础上再进行相应的差分处理，使各利率序列达到平稳。（编者按：篇幅所限，对本文主成分分析结果感兴趣者，可与作者网上联系。libiao2002403@）
根据Kaiser检验显著的三个主成分对各期限市场利率的解释能力分别为727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要与国债回购利率中的R091和R182以及到期期限从2年到20年的利用国债收盘价估计出的市场利率相关；第二主成分主要与国债回购利率中的R007、R014和R028相关；而第三主成分则主要对应与国债回购利率中的R001和到期期限为1年的市场利率。这表明我国的国债回购市场存在明显的短、中、长期分割现象，而对于到期期限更长的国债市场这种现象却不甚明显。对于我国的国债回购市场，传统的预期假说不成立，因为预期假说认为所有的利率均和同样的影响因子具有强相关性，而本文得到的实证结果显然拒绝了这种观点。相反，本文的结果表明在我国的国债回购市场中存在影响利率变动的不同驱动因素，可以认为与国家货币政策相对应的流动效应是对短期市场利率变动起决定性的因素。下表中的货币政策工具IBO001和三个主成分的样本相关系数更清楚地表明了这一点。虽然货币政策工具变量IB0001和三个主成分的样本相关系数都是显著的，但和第三个主成分(主要与R001相关)的相关系数高达0776，远远大于和前两个主成分的相关系数值。因此，应用主成分分析研究货币政策对收益率曲线效应关系的结果进一步验证了本文前面的结论：我国的货币政策仅能有效地影响收益率曲线的短端，而对中、长端的效应则很低，且使收益率曲线可能发生非平行变动。
货币政策工具IBO001和三个主成分的双变量样本相关系数
5.结论
对上述研究结果进行分析，有以下两点结论：
1)我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低；同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。说明我国目前的货币政策传导机制还存在问题，有待完善。
2)根据上述的研究结果，可以按货币政策对收益率曲线影响程度的不同进行相应的阶段划分，将与其对应的国债分为六类：国债回购市场短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、长期利率(R091、R182)；国债市场短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和长期利率(11年到20年)。
参考文献：
［1］Estrella，A,Hardouvelis，GThetermstructureasapredictorofeconomicactivity[J].JournalofFinance，1991，(46)：555-576
短期拆借范文5
关键词：社会融资总量；货币政策；中介目标
中图分类号：F8210 文献标识码：A
文章编号：1000176X（2013）03004406
自1996年中国人民银行正式将货币供应量作为货币政策中介目标以来，学术界围绕数量型中介目标适用性而展开的争论就没有停止过。早在2001年学者夏斌和廖强就率先提出了货币供应量不宜作为我国货币政策中介目标的论断[1]。陈利平[2]、于慧君和邱长溶[3]等认为，中国人民银行应同时采用“一主一辅”两类中介目标，即将货币供应量作为主要中介目标，而将利率作为辅助中介目标，以发挥利率在货币政策体系中应有的作用。孙力军和黄波[4]、奚君羊和贺云松[5]等进一步研究发现，以货币供应量为代表的数量型中介目标对货币政策最终目标的影响效果远低于价格型中介目标，认为中国人民银行应该选用以利率为代表的价格型中介目标，以提高货币政策的有效性。项卫星和李宏瑾[6]认为，数量型目标容易引发顺周期操作， 致使货币政策有效性下降，最终加剧我国经济失衡。在我国微观经济主体对利率和汇率等价格变量具备敏感性的前提下，中国人民银行货币政策已具备了向利率间接调控转型的基本条件。近年来，随着我国对外开放程度和金融自由度的不断提高，作为中介目标的货币供应量无论在可控性、可测性以及与最终目标的相关性等方面都不同程度表现出弱化趋势，特别是在美国金融危机爆发以后，中国人民银行在灵活运用货币政策维护宏观经济目标的稳定中，货币供应量作为中介目标的局限性日益显著。为此，中国人民银行从2011年4月开始公布社会融资总量数据，并将其作为新的货币政策中介目标纳入到金融监控体系中，希望通过引入新的数量型中介变量，来改善和提高货币政策的执行效果。然而，相对于货币供应量、利率及汇率等其他中介变量，社会融资总量是否更适合于充当我国货币政策的中介目标，国内相关研究还非常少，仅有尹继志[7]、盛松成[8]等从理论上进行过探讨，并认为社会融资总量更合适作为货币政策的中介目标。但从实证角度来研究和揭示社会融资总量是否优于其他中介目标，社会融资总量作为中介目标是否能改善货币政策的执行效果，这样的文献研究至今还未曾看到。鉴于此，本文基于向量自回归模型这一传统的分析工具，对社会融资总量作为中介目标的总体表现进行评价，希望能够得出更有价值的研究结论。
一、社会融资总量作为中介目标的有效性分析
社会融资总量是指一定时期实体经济从金融体系获得的资金总额，主要指非金融部门当年所获得的包括股票和债券在内的全部新增融资[9]。社会融资总量是否能够充当货币政策中介目标，取决于该变量能否被人民银行有效监测，能否与货币政策最终目标密切相关，以及中国人民银行能否利用政策工具对其有效调控。
首先，社会融资总量与货币政策最终目标的相关性较强。从社会融资总量与货币供应量的构成来看，货币供应量代表金融机构的总负债，主要是由现金和存款构成，这些资金中只有部分才能被实体经济所吸收和运用。社会融资总量代表实体经济获取的资金总量，是由直接融资、间接融资和其他融资三部分构成。以社会融资总量所表示的资金已被实体经济充分吸收和运用，更能反映资金对经济发展的支持和带动作用，因此理论上社会融资总量与CPI、GDP的相关性应当更强。考虑到中国人民银行对外只公布了社会融资总量的月度和年度数据，为便于进行对比分析，可将社会融资总量月度数据按季度进行累加，得到累积社会融资总量，这样所得到的变量与广义、狭义货币供应量的数据类型完全相同。利用相关性检验发现，名义GDP与广义、狭义货币供应量，以及累积社会融资总量的相关系数均超过05。同理，将上述变量按照同比方式进行指数化处理，以此来代表各变量的增长率，这样处理后所得到的变量在数据类型上将会与CPI、短期利率、汇率等变量保持一致。进一步做相关性分析后，可以得到CPI与短期利率、广义和狭义货币增速、累积社会融资总量增速的相关系数均超过05，相关性检验具体结果如表1所示。从表1可以看出，社会融资总量与GDP的相关性最强。此外，与短期利率和广义货币供应量增速相比较，虽然社会融资总量增速与CPI的相关系数较低，但由于相关系数大于05，说明社会融资总量与CPI依然存在显著相关性。
其次，社会融资总量的可测性相对较弱。与广义和狭义货币供应量相比较，社会融资总量的可测性较弱主要表现在两个方面：一是社会融资总量包含的资金种类广泛且涉及的主体众多，从而会削弱数据测量的精确性。社会融资总量既包括企业发行的债券、股票，也包含各类贷款、银行承兑汇票和其他融资，并且社会融资总量数据的采集和测算是由多方主体共同完成，既包括中国人民银行、发改委、证监会、保监会，又涉及中央国债登记结算有限责任公司和银行间市场交易商协会，这些因素的存在会直接或间接影响到社会融资总量数据统计的精确性。二是随着直接融资和新型融资方式被实体经济广泛采用，并在融资方式中逐渐占据突出地位，社会融资总量的可测性也将不断降低。从目前来看，虽然实体经济通过直接融资和新型融资方式所筹集资金的比重在不断上升，但传统本外币贷款和委托贷款在社会融资总量中所占比重始终超过65%，依然处于支配地位。因此，只要能对本外币贷款总额和委托贷款总额进行较为准确的监测，还是能够较为精确地测算出社会融资总量的规模。相比之下，广义和狭义货币供应量所包含的资金形式相对固定，因而其规模数量可以被中国人民银行更为准确地测量。
最后，中国人民银行可对社会融资总量实行有效控制。现阶段，中国人民银行可以利用常规性、选择性、补充性工具对数量型中介目标进行调控。其中，常规性工具可采用公开市场业务、法定存款准备金率、调整再贴现率；选择性工具可利用各类信用控制；补充性工具则包括信用配给、直接干预、窗口指导或道义劝告等措施。由于银行信贷在社会融资总量中所占比重很大，因此，中国人民银行只要综合运用各类政策工具实现对信贷规模的控制，即可有效控制社会融资总量，同样的政策工具及其组合也能有效控制广义和狭义货币供应量。
综上所述，同货币供应量相比较，虽然社会融资总量的可测性较差，但其与经济增长目标的相关性更强，与CPI也存在显著相关性，中国人民银行借助政策工具可以对其进行有效调控，因而社会融资总量满足充当中介目标的一般条件，适宜作为数量型中介目标。
二、数据的选择与模型的构建
为评估社会融资总量作为中介目标能否相对改善货币政策的执行效果，可选择数据易于采集的广义和狭义货币供应量、短期利率、汇率作为对照比较的中介目标，选择基础货币、隔夜拆借利率及银行信贷规模作为对应的操作目标变量。在最终目标的选择上，可以利用GDP增速和CPI作为经济增长和物价稳定目标的替代指标。按照是否属于数量型指标这一标准，对各变量进行分类，同时利用格兰杰因果关系分析法对每类变量进行研究发现，在三个滞后期以内和10%显著性水平上，同类型的操作目标与中介目标存在因果关系，同类型的中介目标与最终目标也存在因果关系，表明数据之间存在非常紧密的因果联系。
但是，在建立向量自回归模型进行分析时发现，部分变量在模型中出现的次序发生调整后，会对模型的最终结果产生较大影响。为此，可以增加约束条件构建结构向量自回归模型，即SVAR模型以消除此类隐患，SVAR模型的具体形式可以表示为：
三、实证分析结果及其货币政策含义
根据SVAR模型，运用脉冲响应函数和方差分解技术，可分别考察操作目标对中介目标的影响，以及中介目标对最终目标的影响，确定操作目标、中介目标、最终目标之间的最优组合方式，并据此判断社会融资总量作为中介目标是否优于其他变量。
1实证分析结果
首先，分别将各操作目标作为冲击变量，将各中介目标作为响应变量，利用脉冲响应函数分析发现，一是银行信贷规模对社会融资总量的影响最为显著；二是隔夜拆借利率对短期利率、广义货币供应量的影响最为显著；三是基础货币对人民币汇率的影响最为显著。利用方差分解发现，银行信贷规模增速对社会融资总量预测误差方差变动的平均贡献最大；隔夜拆借利率对短期利率、广义货币供应量增速预测误差方差变动的平均贡献最大；基础货币增速对人民币汇率预测误差方差变动的平均贡献最大，方差分解结果与脉冲响应函数分析完全一致，各中介目标变量预测误差的方差分解情况如表2所示。
其次，将中介目标作为冲击变量，将最终目标作为响应变量，利用脉冲响应函数分析发现：一是同社会融资总量相比较，短期利率和广义货币供应量增速对CPI的影响更加显著。二是所有中介目标均能对GDP产生显著的影响，但短期利率的作用更加突出。利用方差分解进一步发现，在CPI预测误差方差的变动中，短期利率的平均贡献最大；在GDP预测误差方差的变动中，短期利率的平均贡献最大。方差分解的结果与脉冲响应分析一致，CPI与GDP预测误差的方差分解情况如表3所示。
2货币政策含义
首先，单纯从操作目标对数量型中介目标的影响来看，银行信贷规模对社会融资总量的调节能力更强，隔夜拆借利率对广义货币供应量的调节更加显著，这种差异性取决于社会融资总量和广义货币供应量的资金构成。社会融资总量的构成主体是信贷资金和直接融资资金，这些资金主要用于实体经济发展，在一定程度上表现出刚性，对利率的敏感性较弱，因而信贷规模变动对其影响就会更加有效；对广义货币供应量而言，其资金构成主体是各类存款，这些资金对利率的敏感性相对较强，因而利率变动对其影响也就会相对更大。
其次，单纯从数量型中介目标对最终目标的影响效果来看，社会融资总量与广义货币供应量对GDP的影响力度接近，但广义货币供应量对CPI的调控能力要比社会融资总量更有效。社会融资总量所代表的资金可全部用于支持实体经济发展，其规模越大或增长速度越快，代表本国实体经济发展更为活跃，国内有效需求以及对外净出口增长也就相对更快，因而对本国经济增长的带动作用就会更加明显。同社会融资总量相比，广义货币供应量所包含的资金形式也能发挥同样的效果，但在资金注入的规模上相对更多，因而其对经济的带动作用也就相对更大。与此同时，社会融资总量增加以后能够改善本国市场的供给水平，对抑制一般物价水平的上升有积极意义，但是由于价格水平的变动主要受货币供给所引起的需求变动影响，因此社会融资总量对CPI的影响就相对较弱，广义货币供应量对CPI的影响相对就更强。
最后，从数量型及价格型目标变量的作用效果来看，价格型目标变量的总体表现要优于数量型目标变量。其中，在操作目标中，隔夜拆借利率对广义货币供应量和短期利率的调控能力最强，对社会融资总量的作用虽然不及银行信贷规模，但总体表现也非常突出；在中介目标中，短期利率对GDP与CPI的影响效果全面优于社会融资总量和广义货币供应量，若利率能与汇率实现联动，其影响能力还会进一步增强。
四、最优货币政策操作选择
为充分发挥货币政策的执行效果，中国人民银行应根据操作目标对中介目标的影响效果，以及中介目标对最终目标的影响效果，确定最优的货币政策操作方式。
首先，倘若中国人民银行只选用数量型变量来实现最终目标，应选择银行信贷规模作为操作目标，同时选择以社会融资总量为主导，以广义货币供应量为辅助的中介目标，这样的操作组合所表现出的执行效果相对更优。从整个货币政策的传导机制来看，中国人民银行可综合运用政策工具或窗口指导对银行信贷规模进行有效调控，以此来引导社会融资总量与广义货币供应量进行调整，最终实现对GDP和CPI的调节。考虑到银行信贷规模对社会融资总量变动的贡献为47%，而社会融资总量对GDP变动的贡献为98%，因此，通过银行信贷规模调节社会融资总量，最终对GDP施加的影响在整个传导机制中所占权重为46%。相比之下，依靠信贷规模来调节广义货币供应量，最终对GDP施加的影响在整个传导机制中所占权重仅为1%，显然将社会融资总量作为主要的数量型中介目标，对经济增长目标的实现更加有利。同理，通过银行信贷规模来调节社会融资总量，最终对CPI的影响在整个传导机制中所占权重为08%，而通过银行信贷规模来调节广义货币供应量，最终对CPI的影响在整个传导机制中所占权重为065%，从权重对比来看，将社会融资总量作为主要中介目标的效果更优。但是，也应看到将广义货币供应量作为辅助中介目标时，会进一步强化操作组合的执行效果，使操作组合对GDP的影响权重扩大到56%，对CPI的影响权重扩大到15%。
其次，中国倘若人民银行只选用价格型变量来实现最终目标，应选择隔夜拆借利率作为操作目标，同时选择以市场短期利率为主导，以汇率为辅助的中介目标，这种操作组合效果更优。从整个货币政策的传导机制来看，中国人民银行可通过调整再贴现率或实行直接管制来改变隔夜拆借利率，并以此来调整市场短期利率和人民币升值预期，最终实现对GDP和CPI的调节。考虑到隔夜拆借利率对市场短期利率变动的贡献为603%，短期利率对GDP的贡献为146%，因此，通过隔夜拆借利率调节市场短期利率，最终能对GDP施加的影响在整个传导机制中所占权重为88%，同时，借助于隔夜拆借利率来影响人民币汇率调整预期，最终对GDP施加的影响在整个传导机制中所占权重约为01%，显然将市场短期利率作为中介目标对GDP的调节效果更好，但是若将汇率作为辅助中介目标，将会进一步促进经济增长目标的实现，通过利率与汇率的联动，操作组合对GDP的总体影响权重将达到9%。此外，通过隔夜拆借利率来调节市场短期利率，对CPI的影响在整个传导机制中所占权重为303%，通过隔夜拆借利率调节人民币汇率，最终对CPI的影响在整个传导机制中所占权重为003%，显然在实现物价稳定目标时，短期利率更适合作为中介目标，但若将汇率作为辅助目标，能够进一步增强对CPI的调节效果，使操作组合对CPI的总体影响权重进一步增加。
最后，倘若中国人民银行同时选择数量型和价格型变量来实现最终目标，在国内利率和汇率还未彻底实现市场化的现阶段，在操作目标和中介目标的选择上，应遵循数量型变量为主导，价格型变量为辅助的原则。其中，在操作目标的选择上，应将银行信贷规模最为主要变量，将隔夜拆借利率作为辅助变量；在中介目标的选择上，应将社会融资总量作为主要变量，将短期利率作为辅助变量。从整个货币政策的传导机制来看，这样的操作组合对GDP所施加的影响在整个传导机制中所占权重将提高到13%，对CPI的影响在整个传导机制中所占权重将达到32%，因而是当前最优的货币政策操作方式。
五、主要结论与启示
本文在对社会融资总量充当货币政策中介目标的有效性进行分析的基础上，通过构建SVAR模型，对能够作为操作目标及中介目标的相关变量进行了对比研究，并得出以下结论：
第一，社会融资总量适宜作为货币政策的中介目标。虽然社会融资总量的可测性相对较差，但其与最终目标之间存在较强的相关性，并且中国人民银行可以通过信贷规模来对其进行有效控制，因此社会融资总量满足充当中介目标的一般条件。
第二，社会融资总量对最终目标的影响要比广义货币供应量更加显著。在银行信贷规模作为操作目标的前提下，当社会融资总量充当中介目标时，对经济增长的带动要远超广义货币供应量，对实现物价稳定所发挥出的作用也略微高于广义货币供应量。
第三，价格型变量的总体表现要优于数量型变量。在操作目标中，隔夜拆借利率对广义货币供应量和短期利率的调控能力最强，虽然对社会融资总量的影响效果不及银行信贷规模，但总体表现也非常显著；在中介目标中，短期利率对GDP与CPI的影响要全面优于社会融资总量与广义货币供应量，若短期利率与汇率联动，对最终目标的影响还会进一步增强。
第四，现阶段，由于国内利率、汇率还未彻底实现市场化，因此在最优货币政策操作的选择上，应推行数量型变量为主导，价格型变量为辅助的组合方式。在操作目标的选择上，应将银行信贷规模作为主要变量，将隔夜拆借利率作为辅助变量；在中介目标的选择上，应将社会融资总量作为主要变量，将短期利率作为辅助变量。
但是，随着直接融资方式在实体经济中推广，以社会融资总量为代表的数量型中介变量的可控性、可测性以及对最终目标的影响也将不断降低。因而，我国应在加快推进利率、汇率市场化的进程中，逐步将价格型变量作为主要的操作和中介目标，促进利率与汇率实现联动，以便在经济结构调整和转变中，最大限度地发挥出货币政策的执行效力。
参考文献：
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短期拆借范文6
美国的官方利率为联邦基金利率，主要是通过公开市场操作来使该利率在一个狭窄的目标区间内波动，每年10次的联储公开市场委员会会议将选择并公开一个联邦基金利率目标水平。同时，美联储也会根据联邦基金利率调整对商业银行的贴现窗口利率。
如果考虑信用风险在内，根据美联储的统计，美国的市场利率主要包括有：(1)商业票据利率，分为金融票据和非金融票据，期限为1个月、2个月、3个月。(2)可转让大额存单利率，期限为1个月、3个月、6个月。(3)欧洲美元存款利率，期限为1个月、3个月、6个月。(4)银行优惠贷款利率，银行用来确定短期商业贷款的基础利率之一。(5)二级市场国债利率，包括短期国债利率，期限为4周、3个月、6个月、1年、2年、3年、5年、7年、10年、20年，从市场上进行交易的债券得到债券期限结构曲线，然后用插值法得到对应某固定期限的名义国债利率；通货膨胀指数化债券利率，期限为5年、7年、10年、20年；通货膨胀指数化长期债券平均利率，期限在10年以上；利率互换，期限为1年、2年、3年、4年、5年、7年、10年、30年。(6)企业债券利率。(7)州及地方政府债券利率。(8)一般抵押债券利率。
图1和图2描述了美国联邦基金利率和其他利率之间的关系。
利率之间的协调联动是利率定价的基础
最近十几年来的美国货币政策的实践表明，每当格林斯潘宣布调整联邦基金利率时，美国的整个利率体系都会发生相应的变化。但是，这并不意味着美联储直接规定联邦基金利率和整个利率体系的水平，而是通过国债的买卖将联邦基金利率乃至整个利率体系调节在期望的水平上，格林斯潘调控成功的基础主要还在于美国既定的利率结构体系。
一般来说，美国的利率包括再贴现率、国债利率、联邦基金利率(同业拆借利率)、存、贷款利率以及其他金融资产的利率。在这些利率当中，再贴现利率是最低的，因为它反映了中央银行对困难银行的优惠支持的政策。而反映市场资金供求最基本的利率则是国债利率。同业拆借利率是反映商业银行之间相互调节资金余缺的成本大小，而商业银行的安全性是比不上政府的，借款给商业银行的风险比借款给政府的风险要大，所以同业拆借利率要高于国债利率。同时，同业拆借利率又要低于商业银行的贷款利率，因为，一方面，商业银行贷款给工商企业，工商企业的信用比不上商业银行，所以贷款利率要低于同业拆借利率；另一方面，同业拆借利率是商业银行的贷款成本，商业银行的盈利要求贷款利率要高于同业拆借利率。商业银行的存款利率要高于国债利率，低于同业拆借利率，因为存款是公众将资金借给商业银行，商业银行的信用不及政府的信用，所以商业银行要给公众较高的利率，以补偿存款人承担的较大的风险，同时，商业银行的存款利率是其最基本的贷款成本，全部贷款成本还包括其他的各种费用，所以存款利率要低于同业拆借利率。
当然，这里所说的各种利率关系也只是一般而论，在实际生活中，它们仍然也有许多特殊的情形，例如，在市场资金较为充裕，中央银行受其他因素的制约而不能降低再贴现率时，国债利率也有可能低于再贴现率。
按照资产调整理论和财富选择理论，在各种金融资产的利率都保持稳定利率的情况下，整个利率结构就大体实现了均衡，此时中央银行的国债买卖就会打破这种均衡，从而将货币供给的效应传导至各种金融资产上，使得整个利率水平发生相应的变化，进而影响总供给和总需求，其具体表现为，中央银行买进国债，国债价格上升，国债利率相应下降，这就拉开了国债利率与其他金融资产利率的差距，也就是其他金融资产的价格相对较低和真实的相对较高，人们就会用高价出售国债的资金去购买其他价格相对较便宜的金融资产，也就是说，出售国债的资金将进入银行存款和同业拆借市场，随着这两个市场的资金变得充裕，这两个市场的利率也将下降，然后带动贷款利率的下降，其他金融资产的价格也渐次上升，其利率相应地在下降，货币供给增加的效应因此就在各种金融资产的价格上扩展开来，直至整个金融利率的水平都相应地下降，从而带动消费、投资和总需求的增加。因为，所有金融资产的价格都会上升，利率都会下降，它们之间的利率关系又基本上回到了原来的水平，整个利率体系再度恢复到均衡的位置，于是货币供给增加的效应就相应的消失了。反之亦然。
值得说明的是，之所以国债利率的变动可以带动各种金融资产，包括各种存、贷款利率的变动，就在于它位于整个利率体系的底部，然后货币供给的变化会产生这样的发散，扩展和均衡的效应。如果国债利率位于利率体系的中间位置，那么它的变化对整个利率体系的影响就可能有较大的不同。但是，这并不意味着国债利率的变化不会对整个利率体系产生相应的影响。
格林斯潘宣布联邦基金利率的变动后，必然伴之以相应的国债操作，才能使市场利率向预期的利率靠拢。因为，美国联邦储备银行也只是同业拆借市场的一个参与者，尽管它有“坐庄”的实力，但却没有命令或规定同业拆借利率变化的权力，所以，它只能买卖国债来影响商业银行超额储备的头寸，使得同业拆借利率朝着期望的方向变动。具体的说，美联储期望利率上升，它就在同业拆借市场上低价抛出国债，商业银行买人国债之后，超额储备减少，同业拆借市场资金则随之紧张，于是同业拆借利率就相应上升；反之，美联储期望利率下降，它就在同业拆借市场上买人国债，商业银行的超额储备就会相应增加，同业拆借利率也就随之下降。因为美联储可以以诱人的价格，持续不断地买卖国债，所以，只要联邦基金利率没有达到格林斯潘期望的水平，格林斯潘就可以不断地买人或卖出国债，直到同业拆借市场的资金充裕或紧张的程度，使得利率下降或上升至格林斯潘所期望的水平为止。这种实践的多次成功，就会形成有效的市场理性预期，只要格林斯潘表达他利率调控的意向，各金融机构组织就会做相应的调整，利率就会向格林斯潘期望的方向发展，即便格林斯潘偶尔“只说不做”，没有立即进行相应的国债买卖，这种表达的告示效应也能使利率的调控作用到位。
