国债市场对货币政策公告存在预响应吗？——来自中国国债市场的经验证据

■黄孝武 赵乾安

一、问题的提出

自2008年全球金融危机以来，“量化宽松”和“前瞻性指引”等非传统货币政策工具逐渐进入大众视野，中央银行沟通成为日益重要的货币政策工具并被许多国家的中央银行广泛运用。党的十九届五中全会提出“建设现代中央银行制度”，要求健全现代货币政策框架，其中的重要一环就是要构建货币政策预期管理机制。我国《“十四五”规划和二〇三五年远景目标纲要》中同样强调了要完善宏观政策制定和执行机制，重视预期管理和引导。

中央银行沟通对金融市场预期管理和引导作用通常被认为出现在沟通事件发生后，并且中央银行以此为参考不断调整、优化沟通的渠道与过程。但Lucca 等[1]提出了“联邦公开市场委员会公告事先漂移”（Pre-FOMC announcement drift）问题，将中央银行沟通对金融市场的影响从沟通事件发生后聚焦至沟通事件发生前，发现股票市场会对货币政策公告提前做出响应，突破了已有的研究认知。贾盾等[2]基于中国股票市场的数据也验证了该现象的存在。

沿着这一思路，本文则关心国债市场是否也对中央银行货币政策公告存在事前反应。对这一问题的研究将有利于人民银行在制定和执行货币政策的过程中形成更为科学有效的预期管理和引导机制。本文内容主要包括：（1）比较国债市场在货币政策公告前窗口期与非窗口期的表现差异。通过构建国债收益率的多种期限溢价，观察该指标在货币政策公告发布前5日与其他时间段的差别。（2）聚焦货币政策公告前窗口期，比较国债市场在不同货币政策立场的表现差异。通过区分《货币政策执行报告》反映出的央行货币政策立场变化，比较国债收益率期限溢价在宽松政策立场与紧缩政策立场的表现差异。

本文的边际贡献如下：（1）提供了国债市场对货币政策公告存在预响应的经验证据，并得到了与Lucca 等[1]不同的研究结论。（2）与已有研究大多分析事后影响不同，本文提供了研究利率期限溢价对货币政策公告预响应的新视角。（3）探讨了不同货币政策立场下的国债市场对货币政策公告的不对称响应方式，与已有研究针对事后影响得到的单一结论不同，充分说明了中央银行的差异性沟通内容对市场的不同影响，从而为改善中央银行沟通机制提供参考。

二、文献综述与研究假设

本文的研究主要涉及两方面文献，即金融市场对货币政策公告的预响应以及国债利率期限结构与货币政策的关系。

（一）金融市场对货币政策公告的预响应

一般认为股票市场对企业盈利预报告存在预响应，但Lucca等[1]发现股市对于美联储联邦公开市场委员会（Federal Open Market Committee，FOMC）货币政策决议报告的发布也存在正向的公告溢价，尽管这种溢价集中在公告前一天交易日午后至公告当天消息发布前的几个小时中。他们将该现象命名为“FOMC 公告前漂移”（Pre-FOMC announcement drift）。随后出现了大量有关“FOMC公告前漂移”现象的实证研究。如Guo 等[3]发现FOMC 公告前漂移并非时时刻刻存在，只有在投资者情绪高涨和经济政策不确定性较低时期，股市才会在美联储FOMC公告宣布之前表现出显著的收益增长。文章指出，在市场情绪高涨（不确定性低）的月份，标普500 指数在美联储FOMC召开会议前会上升约20个基点；然而在市场情绪低落（高度不确定性）的月份，这种现象并不存在。Kurov 等[4]将Lucca 等[1]的样本期延长到2019年后，发现2015年后无论FOMC召开会议后是否发布会议公告，漂移现象均消失不见，并认为不确定性的降低是造成该现象消失的关键原因。

对该现象成因的探讨中，Ai 等[5]基于非期望效用函数理论框架对FOMC公告前漂移现象进行了详细的探讨。根据理性预期理论，在传统期望效用函数下FOMC会议公告的发布事件并不会导致显著的公告后股票溢价现象。但当投资者的效用函数存在明显的不确定性厌恶特征时，投资者会要求公告发布事件前的额外溢价作为持有股票的溢价补偿，此时才会出现漂移现象。在此情况下，风险资产的均衡价格中同时包含风险溢价和不确定性溢价。而Laarits[6]提出一种新的解释，认为投资者会根据最近的新闻以不同的方式解读联邦公开市场委员会的行动。如果最近的消息是好的，则联邦公开市场委员会的公告被视为经济状况的信号；如果最近的消息不佳，则被视为美联储自身政策立场的信号。因此作为公告前经济新闻的一种代理变量，公告前的市场收益能够预测美联储的货币政策行动。Abdi等[7]认为公告前的知情交易也可以解释这一现象。研究发现，在FOMC公告发布前的“禁言期”中，由于公司债市场的信息流动不如股市迅速，因此通过公司债券收益率的变化可以预测货币政策冲击。具体表现为，公司债券客户倾向于在扩张性货币政策冲击前买进债券，在收缩性货币政策冲击前卖出债券。Kroencke 等[8]认为FOMC 公告前的股票价格变动在很大程度上可以由风险转移来解释，这是因为股票投资者对于货币政策公告的反应存在差异。在公告发布前，部分投资者会退出股市，将风险转移给剩余投资者，剩余投资者感知到承担的风险变化后会要求更高的溢价补偿，进而推动股票市场价格的异常变动。

我国目前对这一现象的研究也取得了进展。贾盾等[2]和范小云等[9]分别从资本市场和外汇市场角度讨论人民银行重要货币政策公告发布前的市场响应情况。具体而言，贾盾等[2]基于2011—2017年股票市场数据，讨论了股指风险溢价在M2公告和《货币政策执行报告》公告发布前的响应情况，确认股票市场存在“预公告风险溢价”。参考该研究，范小云等[9]基于2012—2020年的外汇市场数据，讨论了离在岸人民币兑美元汇率在M2 公告和《货币政策执行报告》公告发布前的市场响应情况，确认外汇市场同样存在“预公告溢价效应”。在研究设计上，两位学者均采用Lucca等[1]使用的虚拟变量法，将公告窗口期的交易日期设置为1，其余交易日期设置为0，进而比较了窗口期与非窗口期的差异。从研究结论来看，两位学者均认为金融市场对于人民银行重要货币政策公告的提前响应是源于在效用函数存在风险厌恶特征下，投资者对于政策公告发布事件不确定而要求的风险溢价补偿。而且与Lucca 等[1]的结论相比，我国金融市场的预响应现象并不仅存在于公告发布的前一天，而是会持续好几天。其原因可能在于，无论是M2 公告还是《货币政策执行报告》公告的发布时间并没有完全确定，市场只能通过以往公告发布的规律形成大概的预期。

（二）国债市场期限结构与货币政策的关系

从宏观层面来看，货币政策是影响利率期限结构的重要因素。利率期限结构不仅反映了宏观经济形势、实际货币政策态势的变化[10]，也为人民银行制定货币政策提供大量的参考信息，包括金融市场对经济的预期以及未来利率的走势[11]。

关于货币政策与利率期限结构的具体关系，潘敏等[12]发现面对货币政策从紧的冲击，在货币政策的宽松期和紧缩期，水平因子的响应分别为正向和负向，而倾斜度的响应均为负向，即货币政策周期的转变会改变国债利率期限结构。他们认为这种现象的出现可能是金融机构出于安全性、收益性和流动性三者权衡的需要增加了对国债的投资，改变了国债供需导致其市场价格的变化与期限结构的变动。周荣喜等[13]发现长短期利差可以较好地反应货币政策状态，传统货币政策工具准备金率的调整，对短期利率影响较大，对中长期利率影响不明显。陈浪南等[14]发现货币市场利率水平既是水平因子的重要影响因素，也是斜率因子的重要影响因素。张哲等[15]发现中国短期政策利率既会正向影响风险中性利率，也会正向影响期限溢价；在较高的货币政策不确定性水平下，中国货币政策收益率曲线传导的政策预期渠道和资产组合渠道的传导效率显著降低。

张强等[16]研究了中央银行沟通对不同期限的各类市场利率以及期限利差和信用利差的影响，发现央行沟通能够通过影响市场预期显著改变短期利率，但由于中长期利率受到货币政策以外因素的影响较多，央行沟通不能很好地通过影响市场预期改变中长期利率。在异质性考察方面，相较于书面沟通，口头沟通的影响更显著；相较于宽松意图的沟通，紧缩意图的沟通效果更好。研究还发现，准备金率调整的前后一天利率期限结构变化不显著，他们认为是利率期限结构较早地融入了市场参与者的预期。而对于基准利率的调整，研究认为投资者会较好地预期到央行的货币政策动态。邢天才等[17]研究了中期借贷便利（Medium-term Lending Facility，MLF）数量和利率调整对国债利率期限结构的影响机制，结果发现MLF 净投放和降低1年期MLF 利率在长期会显著降低国债收益率曲线斜率，并且降低1年期MLF 利率将使国债收益率曲线曲率上升，通胀率上升会使国债收益率曲线斜率降低、曲率提高。价格型货币政策工具比数量型工具对债券市场影响更显著。

从上述已有研究来看，在利率期限结构对传统货币政策的响应上目前学界基本达成了一致，但还存在以下几点不足：第一，常规货币政策工具研究较多，非常规货币政策工具研究较少。现有研究对数量型和价格型等常规货币政策工具与利率期限结构的关系进行了详细探究，但对于中央银行沟通等非常规工具的探究比较有限。第二，货币政策实施后的讨论较多，实施前的讨论较少。现有研究的视角大多聚焦于货币政策工具实施后对利率期限结构的影响，而在工具实施前，市场是否对央行的政策行为有所预期方面，仅熊海芳等[18]、贾盾等[2]、范小云等[9]进行过研究讨论。已有文献为本文研究提供了良好基础，本文则主要集中在国债市场货币政策沟通问题，观察货币政策沟通是否影响到公告前的国债收益率水平和期限结构。

（三）研究假设

根据利率期限结构理论中的预期收益理论，长期利率等于未来短期利率的预期均值（风险中性利率）加期限溢价。利率期限结构对传统货币政策敏感的原因在于短期利率受到政策调控的直接影响。关于预期如何影响期限溢价，长期债券的持有期限长于短期债券，受利率、通货膨胀率等因素影响贬值风险较大，需要支付更高的利息进行风险补偿，因此通常长期债券的到期收益率高于短期债券。当短期流动性短缺时，贷款者倾向于借入长期资金，推升期限溢价[19]。

中央银行沟通有多种形式，其中发布日程较为固定的《货币政策执行报告》等书面沟通，向市场传递了重要的政策信息，反映了中央银行视角下的经济状况与公众预期的经济状况。因此，从利率期限结构的角度来看，市场受到中央银行沟通这类非常规货币政策的影响主要在于市场参与者对未来经济的预期受到冲击，即利率期限结构中的斜率因子（长短期利差）部分受到影响。那么，当市场对有规律的货币政策公告发布及其反映出的政策立场形成一定预期时，期限溢价也会在公告发布前提前变化。这也是很多研究中提到的人们会对预期外的冲击产生更明显响应的一个原因[20，21]。因为预期内的冲击已经在事前得到一定程度的体现，这与传统货币政策工具改变短期利率的机制有所差异。基于此，本文提出研究假设1：

H1：货币政策公告发布前，国债收益率的期限溢价会产生正的预公告溢价。

随着国债收益率期限的不断增加，长期利率中预期均值的占比会逐渐下降，而期限溢价的占比会不断上升，且除货币政策因素外，其他宏观经济因素对期限溢价的影响会越来越明显。此外，传统货币政策工具的调控效应更倾向于短期而非长期，国债期限越短时，短期利率向长期利率传导的效率越高。对应到本文，在中央银行沟通发生前，期限越短的收益率所构建的利差，越能反映国债市场对政策公告的预期变动。基于此，本文提出研究假设2：

H2：国债收益率期限越短，构建的期限溢价变量在货币政策公告前的响应越显著。

紧缩货币政策与宽松货币政策的政策有效性是不对称的。Kurov[22]发现货币政策公告对股票市场的影响取决于经济状况。在经济扩张时期，股市往往会对即将宣布的加息做出负面反应。然而，在经济衰退时，股市对未来货币的紧缩信号会作出强烈的积极反应。Claus等[23]发现在前瞻性指引发布后，消费者预期美联储对经济恶化和价格下行压力的反应会比经济过热和价格上行压力更强烈。王博等[24]发现央行沟通中的宽松沟通市场效应更大，因为市场对宽松沟通的理解更精准、响应更明显。同样的，朱宁等[25]发现在人民银行对汇率市场的预期管理中，市场投资者对于宽松央行沟通的响应比对紧缩央行沟通的响应更明显。

进一步地，当研究视角聚焦至货币政策公告发布前时，Karnaukh[26]发现在FOMC 公告前后，通过专业人士对GDP 增长预测的修正可以预测债券收益率的30 分钟变化。公告前积极的GDP 增长率修正预示着紧缩的政策冲击，而消极的GDP增长率修正预示着宽松的政策冲击。Abdi 等[7]发现FOMC 公告发布前企业债收益率的变动可以用来预测货币政策冲击。

本文认为，市场参与者对不同政策意图的沟通理解程度不完全相同，应对程度也不完全一致，进而不同政策意图的沟通可能引起不同程度的市场预期变动。当投资者对货币政策公告形成理性预期时，这种货币政策效应的不对称性不仅体现在公告发布后，也会体现在公告发布之前。基于此，本文提出假设3：

H3：货币政策公告中的不同政策立场，对应于公告前国债市场不同的预响应现象。具体地，当货币政策公告表现出宽松的政策立场时，预响应表现为更低的期限溢价；当货币政策公告表现出紧缩的政策立场时，预响应表现为更高的期限溢价。

三、研究设计

（一）货币政策公告选取

中国人民银行的信息公告包括多种类别的货币政策公告，其中比较典型的有两类：一类是金融数据统计报告；一类是中央银行用以沟通的各种报告与公告。金融统计报告主要发布货币供应量、人民币存贷款、外汇储备、同业拆借利率以及跨境贸易人民币结算等金融数据，更多地反映了金融市场的客观运行情况。人民银行沟通公告又有两种典型的材料：一是人民银行的领导（书记、行长）及各部门官员的发言、讲话（口头沟通）；二是人民银行发布的《货币政策执行报告》《中国区域金融运行报告》等文稿（书面沟通）。从时间上看，口头沟通的发布时间通常没有规律，而书面沟通具有一定规律，比如《货币政策执行报告》通常在每季度的第2 个月发布一次。这种书面沟通能更有效地影响投资者预期，且书面沟通对金融市场的影响不弱于口头沟通[25，27]。

当然，我国《货币政策执行报告》与美联储FOMC会议报告存在一定差异。后者通常会为市场直接提供有关未来短期利率与资产购买操作的前瞻性信息，通过预期渠道调节债券风险溢价与收益率。我国《货币政策执行报告》虽然不直接提供上述信息，但《货币政策执行报告》本身蕴含了包括货币信贷概况、货币政策操作、金融市场运行、宏观经济分析以及货币政策趋势等五个方面的丰富内容。所以，作为中央银行沟通的主要形式，定期发布的《货币政策执行报告》释放了强烈的政策信号，很大程度上体现了货币政策松紧程度和调整方向的变化，影响市场对利率走势以及期限溢价的预期。随着预期引导与中央银行沟通在宏观调控工具箱中的地位不断上升，市场对此类非常规货币政策工具的关注也愈发密切。本文研究中央银行沟通就选用了《货币政策执行报告》这一书面形式的沟通方式。

自1994年开始，美联储FOMC 会按照固定日程每年召开8次会议，会议召开当日的14时—14时30分之间发布FOMC报告。我国《货币政策执行报告》每季度公布一次，但其发布日期并不存在严格的日程安排。本文手动整理了2006年第四季度至2020年第四季度的《货币政策执行报告》发布信息，发现报告的发布时间均在深沪证券交易所的闭市时间，说明人民银行考虑了公告发布对市场的潜在冲击。同时，超过一半的公告发布日期集中在每月的5日—12日，说明报告的发布日期虽未固定，但仍存在一定规律①。

（二）模型设定

为了研究国债市场在货币政策立场公告窗口期内的市场反应，参考Lucca等[1]、贾盾等[2]的模型设定本文的实证模型（1）：

其中，被解释变量TPt为第t日国债收益率的期限溢价，用不同期限的国债收益率之差表示。解释变量为《货币政策执行报告》发布前窗口期的虚拟变量。如果第t日在《货币政策执行报告》发布的前i日的窗口期内，则，否则。例如，表示第t日处在《货币政策执行报告》发布的前5日窗口期内。i=0 代表《货币政策执行报告》发布当日。考虑到《货币政策执行报告》在证券市场闭市时间发布，本文以公告后第一个交日易作为《货币政策执行报告》公布日。因此，若第t日被识别为《货币政策执行报告》公布日，则公告的实际发布时间是在第t-1日闭市后至第t日闭市前。模型（1）考察的是《货币政策执行报告》公布前共T日窗口的日均国债收益率的期限溢价，故回归模型中一共包含T 个虚拟变量。回归分析中T 的取值为1至5，即公告窗口期最短为1日，最长为5日。系数βi表示《货币政策执行报告》前i日窗口期内的日均国债收益率期限溢价和除了T日公告窗口期外的其他日期日均国债收益率期限溢价之差。变量Xt为周内日度固定效应即“星期效应”。

为分析窗口期内的国债收益率期限溢价是否会因为货币政策的立场存在明显差异，从而通过收益率期限溢价的变化提前捕捉人民银行的货币政策，设定模型（2）：

其中，被解释变量TPt仍然是国债收益率期限溢价，解释变量是，为中央银行货币政策立场的虚拟变量。货币政策立场为宽松时，货币政策立场为紧缩时。根据模型（1）的设定，选择所有公告前5日窗口期的样本作为研究对象。

关于模型的内生性问题，货币政策的制定依赖于市场价格，但货币政策的实施又会影响市场价格[28]。李双建等[29]也指出对货币政策的研究，内生性是一个绕不开的问题。现有研究中内生性问题显著的原因在于大部分研究数据为月度、季度甚至是年度数据，这些相对低频的变量较容易与货币政策产生双向因果关系。熊海芳等[18]指出至少需要使用日度频率或者更高频率的数据来缓解货币政策的内生性问题。这是因为货币政策的决议不会考虑过于短期的经济金融数据变化，此时货币政策的执行与经济数据的变化之间是单向影响。郭晔等[30]在研究非预期货币政策与信用利差时提出，为了防止货币政策的内生性问题以及其他宏观经济信息的干扰，使用日度数据这种相对高频的数据，同时将货币政策事件的窗口期限定在一个相对较小的范围是比较好的解决办法。在日度数据的基础上，本文主要考虑货币政策公告发布前至多五日的窗口期内国债市场的响应。中央银行在制定货币政策并发布其公告时，更多的是考虑过去较长一段时间内的经济基本面和市场表现，公告前几日金融市场的预响应不太会成为重要的参考依据，内生性问题被大大削弱了。

（三）样本选取与数据来源

中国的债券市场体系可分为银行间债券市场和交易所债券市场。银行间债券市场的参与者是各类机构投资者，属于大宗交易批发市场；交易所债券市场属于场内集中撮合交易零售市场。鉴于债券回购交易主要在银行同业拆借中心进行，本文选取银行间债券市场数据来分析国债的期限结构。

关于国债期限的选取，邢天才等[17]选取了银行间国债市场1年、3年、5年、7年、10年5个关键期限的收益率月度加权平均数据。本文更关注对《货币政策执行报告》发布公告的预响应，期限更短的收益率可能蕴含更多信息。参考现有文献，本文选择了中央登记结算公司银行间国债收益率日度数据，且包含尽可能多的期限结构数据，即1月期、2月期、3月期、6月期、9月期，以及1年期、3年期、5年期、7年期和10年期的国债收益率。数据来源于Wind数据库，样本区间为2007年1月至2021年3月，涵盖了从2006年第四季度至2020年第四季度共57 次《货币政策执行报告》的发布事件。

宏观领域对利率期限结构的刻画，通常采用期限利差、短期债券收益率、长期债券收益率等原始指标来代表利率期限结构的组成部分[31]。由于本文研究的重点在于中央银行沟通这一非常规货币政策工具与利率期限结构的关系，不同期限国债收益率之差能较好地反映投资者的期限溢价。牛霖琳等[32]指出尤其是当研究对象不包含10年以上的超长期国债收益率时，投资者的期限溢价已经可以很好地解释10年期以下的国债收益率利差。

对于长短期利差的构建有如下几种选择：国债收益率1 个月到10年期不同组合之差[33]、10年期与3月期之差[34]、10年期与1年期之差[13，16]。结合研究假设2，本文最终选择以1月期国债收益率（1M）为基准，使用2月期（2M）至10年期（10Y）的国债收益率与其差值作为期限溢价。数据的描述性统计如表1所示。

表1 以1月期为基准的国债市场期限溢价（2007年1月—2021年3月）

模型（2）中对于货币政策立场松紧的确定，借鉴了王宇伟等[35]的做法。通过分析《货币政策执行报告》的文本措辞，得到的中央银行语调指数如图1所示。具体步骤为：首先，根据《货币政策执行报告》中固定汇报的五个章节内容，即货币信贷概况、货币政策操作、金融市场运行、宏观经济分析和货币政策趋势，选取货币政策基调、货币信贷环境、物价水平和经济增长四个方面的关键性措辞。其次，按照货币政策基调分为宽松、适度宽松、中性稳健、适度紧缩与紧缩五类程度并进行赋值。然后，将这些关键性措辞分到对应的类别中。执行该步骤时会对符合要求的措辞进行上下文语境的判断，以保证在中文语境下关键词的分类准确性。最后，根据Heinemann等[36]提供的公式对每一篇《货币政策执行报告》的语调进行计算，公式如下所示：

其中，fre(xit)表示措辞i在t时期出现的频率，mean(xi)表示措辞i在所有时期频率的均值，sd(xi)表示措辞i在所有时期频率的标准差，αi为措辞的权重。构建思路是将传递情绪的措辞标准化处理以便横向比较。最终得到的语调指数如图1所示，数值越大政策立场越宽松。在此基础上，本文将语调指数大于0的归类为宽松的货币政策立场，小于0的为紧缩的货币政策立场。总体来看，《货币政策执行报告》反映出的货币政策立场与实际情况相符。2007年与2011年偏紧缩，2008年、2015年、2018年和2020年偏宽松。此外，指数波动幅度在2010年后明显降低。2010年人民银行《货币政策执行报告》中设专栏介绍通货膨胀预期管理，指出需加强与公共的沟通，引导公众预期。同时在具体操作上不断强调灵活稳健、中性适度的政策基调，补充完善结构性货币政策工具体系，这些变化使得货币政策立场变动趋于平稳。由于《货币政策执行报告》每个季度公布一次，因此每次《货币政策执行报告》内的所有窗口期内交易日面临同一个货币政策立场（中央银行沟通语调指数）。

图1 2006年第四季度—2020年第四季度语调指数

四、实证分析

（一）公告前窗口期与非窗口的国债收益率期限溢价差异

根据前文模型设定，本文通过比较《货币政策执行报告》发布前公告期与非公告期的国债收益率期限溢价差异，来观察国债市场是否存在对公告的预响应。国债收益率期限溢价的回归结果如表2所示。对于期限溢价2M-1M，基准回归中公告前1日的期限溢价与非窗口期的差距并不明显；公告前2日，平均期限溢价与非窗口期差异开始显著，在5%的显著性水平上，窗口期平均期限溢价高出非窗口期平均期限溢价4.5个基点（后续统称bp）；公告前3日，在5%的显著性水平上，窗口期平均期限溢价高出非窗口期平均期限溢价3.7 个bp；公告前4日，在5%的显著性水平上，窗口期平均期限溢价高出非窗口期平均期限溢价3.5个bp；公告前5日，在5%的显著性水平上，窗口期平均期限溢价高出非窗口期平均期限溢价3.3 个bp。考虑到样本中的公告日较少，用渐近理论得到的估计值可能不准确，参考贾盾等[2]和范小云等[9]使用Bootstrap 估计得到的回归系数来验证基准结果的稳健性，发现基准回归的结果可信。此外，考虑到国债市场与股票市场间的密切联系[7]，本文还尝试了控制在股票市场研究中经常使用到的周内日度效应即“星期效应”，发现结果也基本保持不变。国债市场在《货币政策执行报告》发布前存在显著的预响应现象，主要表现为利率期限溢价的明显上升，研究假设1得到验证。

表2 国债收益率期限溢价（2M-1M）回归结果

在表2 的基础上，期限溢价3M-1M、6M-1M 以及9M-1M的回归结果如表3所示②。与基准回归相同，公告前1日的窗口期内期限溢价的平均水平与非窗口期的差异并不显著，而在公告前2日至公告前5日的窗口期内，期限溢价的平均水平显著高于非窗口期。此外，随着公告发布日期的临近，回归系数逐渐增加，原因可能在于越是临近《货币政策执行报告》的发布，人民银行货币政策立场的不确定性越强，因此反映在收益率的期限溢价中越明显。而观察同一窗口期下的回归系数可以发现，期限溢价从3M-1M 变化到9M-1M 的过程中，回归系数也在不断增加，这一点从表1 描述性统计中也可以发现。随着收益率期限的增长，以1月期收益率为基准构建的期限溢价的均值在不断增加，期限溢价受到各种宏观经济因素的影响程度在不断加深。

表3 国债收益率期限溢价（3M-1M、6M-1M、9M-1M）的回归结果

在表2 的基础上，期限溢价1Y-1M、3Y-1M、5Y-1M、7Y-1M 以及10Y-1M 的回归结果如表4所示③。与表3 回归结果相同的是，随着《货币政策执行报告》发布日的临近，解释变量的回归系数同样在不断增加，显示出市场投资者对于货币政策立场不确定增长要求的风险溢价补偿在不断上升。并且在同一窗口期内，随着期限溢价从1Y-1M 增长至10Y-1M，解释变量的系数也在不断增大。但与表3回归结果不同的是，随着期限溢价从1Y-1M增长至10Y-1M，解释变量系数的显著性在不断减弱。对于期限溢价1Y-1M与3Y-1M，除公告前1日窗口期内的系数不显著外，公告前2日至前5日窗口期内的系数均保持显著。而对于期限溢价5Y-1M，仅公告前4日至5日窗口期内的系数显著；期限溢价7Y-1M中，仅公告前5日窗口期内的系数显著；期限溢价为10Y-1M时，无论是公告前几日的窗口期内，系数均不显著。这说明随着国债收益率期限的延长，收益率间的期限溢价除了受到中央银行沟通等非常规货币政策工具的影响，还会受到更多来自其他宏观经济变量的影响，因此国债市场对于《货币政策执行报告》的预先响应越来越不明显，假设2得到验证。

表4 国债收益率期限溢价（1Y-1M至10Y-1M）的回归结果

（二）窗口期货币政策立场变化时国债收益率期限溢价差异

接下来，本文关注在不同倾向货币政策立场下国债收益率期限溢价的区别，研究对象从整个样本聚焦至样本期内57次《货币政策执行报告》发布前5日窗口期，从而比较宽松货币政策立场与紧缩货币政策立场的差异。

首先对国债收益率期限溢价2M-1M 进行基准回归，并考虑了使用Bootstrap S.E.和控制星期效应的结果，结果如表5所示。可以看到无论何种情况，反映货币政策立场是否宽松的虚拟变量1MPSt系数均显著为负。这说明当《货币政策执行报告》表现出宽松的政策立场时，国债市场对货币政策公告的预响应表现为更低的期限溢价；当《货币政策执行报告》表现出紧缩的政策立场时，国债市场对货币政策公告的预响应表现为更高的期限溢价。

表5 国债收益率期限溢价（2M-1M）的回归结果④

在表5的基础上，国债收益率期限溢价3M-1M、6M-1M 和9M-1M 的回归结果如表6所示，1Y-1M、3Y-1M、5Y-1M、7Y-1M和10Y-1M的回归结果如表7所示。与表5的结果相同，无论是对于何种收益率构建的期限溢价，解释变量1MPSt的系数均显著为负。这说明当《货币政策执行报告》表现出宽松的政策立场时，国债市场对货币政策公告的预响应表现为更低的期限溢价；当《货币政策执行报告》表现出紧缩的政策立场时，国债市场对货币政策公告的预响应表现为更高的期限溢价，假设3 得到验证。这种现象可能的原因在于，宽松的立场意味着经济基本面将得到货币政策支撑，未来一段时间内市场流动性宽松的可能性增加，中长期资金来源增加。在投资者形成理性预期的情况下，公告发布前国债市场的利差会有所下降。这与邢天才等[17]的结论类似，认为宽松的货币政策会导致期限溢价的减少。

表6 窗口期内国债收益率回归结果（3M-1M、6M-1M和9M-1M）

表7 国债收益率回归结果（1Y-1M至10Y-1M）

（三）稳健性检验

本文从两个方面进行稳健性检验，分别是剔除金融危机期间的样本以及排除其他重要宏观经济数据发布的干扰。首先，贾盾等[2]因考虑到全球金融危机、经济增长放缓和四万亿刺激政策对股票市场会产生直接影响，选择剔除了2007—2010年数据。借鉴这一做法，本文也剔除了2007年1月至2010年12月的样本，重新回归的结果如表8所示。可以看到，公告前窗口期前5日至前2日，解释变量的回归系数均显著为正，与表2中基本回归结果相同。

表8 剔除2007年1月—2010年12月样本的回归结果⑤

其次，Lucca 等[1]、Bauer 等[37]指出诸如非农就业人数、通货膨胀率等宏观经济数据发布可能对货币政策公告立场预期产生影响；徐阳等[38]也发现在重大宏观经济数据发布的前一天，我国股票市场会出现显著的负收益。因此需要对此类干扰进行排除。从2007年开始，中国国家统计局对于宏观经济数据的发布有明确的日程安排⑥。由于国家统计局发布日程中的经济数据指标一般在15个左右，本文从中选取指标进行稳健性检验。具体筛选流程如下：首先，《货币政策执行报告》每季度发布一次，因此对于发布频率为半年与一年的经济数据不予考虑。其次，发布频率为季度的经济数据中，农产品生产价格、企业景气度、消费者信心指数、可支配收入均发布在每年的1月、4月、7月和10月，而《货币政策执行报告》每年发布时间为每年的2月、5月、8月和11月，因此不予考虑。最后，实证部分中《货币政策执行报告》设置的窗口期为公告发布前5日，考虑选取发布日期出现在《货币政策执行报告》发布日前后5日内的经济数据。例如2020年第四季度《货币政策执行报告》发布于2021年2月9日，2021年1月的CPI 指数发布于2021年2月10日，故保留该指标。经过筛选本文最终选取了消费者物价指数、生产者价格指数、工业企业生产指数、固定资产投资、社会消费品零售总额以及70 个大中城市商品房销售价格等6类指标进行稳健性检验。

参考徐阳等[38]、Guo 等[39]的做法，把上述6 类经济数据发布的日期设置为虚拟变量，构建其与《货币政策执行报告》发布窗口期虚拟变量的交互项，带入上文的实证模型中进行回归。如果交互项系数显著，则说明这些数据的发布会显著影响国债市场在《货币政策执行报告》发布前的预响应。如果交互项系数不显著，则可以排除相应数据发布的干扰。稳健性检验的结果如表9所示。可以看到，《货币政策执行报告》发布前5日至前2日，交互项系数均不显著，说明我国重要的宏观经济数据发布事件不会影响国债市场对重要货币政策公告的预响应，即本文的实证结论是稳健可靠的。

表9 考虑重要宏观经济数据发布干扰的回归结果⑦

五、结论与政策建议

基于2007年1月至2021年3月银行间国债市场的收益率数据，本文研究了国债市场对货币政策公告的预响应现象，得到了以下三点主要结论：

一是国债市场存在货币政策公告的预响应现象。通过构建以1月期国债收益率为基期的多种期限溢价，本文发现：《货币政策执行报告》发布前1日窗口期的国债收益率期限溢价与非窗口期并无显著差异，从公告前2日窗口开始差异显著。此外，越接近《货币政策执行报告》发布日，窗口期的平均期限溢价与非窗口期的平均期限溢价差距越大。

二是国债收益率期限越短，期限溢价在《货币政策执行报告》前表现出的预响应的显著性越好。随着期限溢价从2月期与1月期的期限溢价增加至10年期与1月期的期限溢价，窗口期的平均期限溢价与非窗口期的平均期限溢价差距也在不断增加，但显著性有所下降。从最开始的公告前2日窗口期与非窗口期表现出显著差异，到最后无论是公告前几日窗口期，其平均水平与非窗口期均无显著差异。

三是公告前窗口期内，对于不同立场的货币政策立场，国债市场的响应是存在一定差异的。本文发现，当即将发布的《货币政策执行报告》立场为宽松时，在公告前窗口期，通常对应着相对较低的国债收益率期限溢价；而当即将发布的《货币政策执行报告》的立场为紧缩时，在公告前窗口期，往往对应着相对较高的国债收益率期限溢价，投资者对重要的货币政策公告形成了有效预期。

根据上述基本结论，并结合当前我国建设现代中央银行制度、不断完善货币政策框架的政策背景，本文提出如下两点政策建议：

一是加强对重要货币政策公告发布前的市场监控。国债市场对货币政策公告预响应现象的存在，使得货币政策当局不仅需要关注政策公告发布后市场的波动情况，同时也要将公告发布前窗口期内的市场响应纳入重点监控的范围。这些预响应现象为人民银行提供了丰富的市场信息，尤其是当利率期限溢价等指标出现显著变化时，可以有针对性地提前调整和引导市场参与者对当前经济形势与未来经济的预期，这有利于市场的平稳运行。

二是完善常态化货币政策沟通机制，促进市场投资者形成稳定预期。人民银行当前货币政策的预期管理频率已经覆盖得比较全面。其中日度频率的公告主要是公开市场操作，发布时间为每日9 时20分左右。月度频率的公告主要有每月初发布的常备借贷便利（SLF）、中期借贷便利公告（MLF），以及每月中旬发布的金融统计数据报告。季度频率的公告主要有每季度首月发布的金融数据新闻发布会会议纪要，以及每季度末月召开的货币政策委员会会议纪要。现有的公告基本保证了每个月都对货币政策立场进行阐释，向市场和公众释放货币政策信号。年度频率的公告主要有年初和年中发布的人民银行工作会议新闻纪要，以及《人民银行年报》和《区域金融运行报告》，对全年的金融市场发展运行情况进行分析与总结。《货币政策执行报告》在央行沟通中是重要的书面沟通工具，但其发布日期并未明确确定，大概是在每年2月、5月、8月和11月的上半旬发布。与美联储FOMC会议公告不同的是：《中国货币政策执行报告》篇幅较长、内容翔实，涵盖包括货币信贷环境、货币政策操作、金融市场运行、宏观经济分析与货币政策趋势等重要经济金融信息，能够向投资者尤其是机构投资者传递丰富的政策信号。具体操作上可以考虑在促进市场形成稳定预期的过程中，明确《货币政策执行报告》等重要货币政策公告的具体发布日期。■

注释

①参见人民银行官方网站：http：//www.pbc.gov.cn/zhengce‐huobisi/125207/125227/125957/index.html.

②3M-1M 表示期限分别为3 个月和1 个月的国债利息差，其余依此类推。

③1Y-1M 表示期限分别为1年和1 个月的国债利息差，其余依此类推。

④对于样本量N 的解释：该小节讨论的是窗口期内平均期限溢价在不同货币政策立场下的差异，根据模型设定选择的是公告发布前5天的窗口期，货币政策公告有57期，所以样本量为：57×5=285。

⑤因篇幅关系，稳健性检验仅汇报国债收益率期限溢价为2M-1M 的回归结果，其他期限溢价的稳健性检验与正文中的回归结果基本相同，有需要者可向作者索要。

⑥资料来源：http：//www.stats.gov.cn/tjsj/xxgbrc/.

⑦因篇幅关系，此处的稳健性检验仅汇报了国债收益率期限溢价2M-1M 下，CPI 数据发布的干扰。其他经济数据发布的干扰以及其他国债收益率期限溢价下的经济数据发布的干扰同样可以排除，有需要者可向作者索要。