国债收益率曲线利率的共同跳跃

样本活动开始时与其他配对活动相似，而我们记录的2012-2013年期间几乎没有co跳跃，研究期间下半年活动略有反弹。这种行为的可能解释是美联储的量化宽松政策。随着时间的推移，其余两人的活动似乎更加稳定。欧洲合同的情况类似，在研究期的下半年，两年合同的活动较其他合同的活动少（图4）。此外，研究协变量和cojumps的演变也很有趣。附录A中的图A.7、A.8、A.9和A.10显示了分解0246810121420072008200920102011201321201420152016201720182Y- 5年PAIR02468101214200720082009201020120122013201420152016201720182Y- 10年PAIR0246810121420072008200920102012012201320142152016201720182Y- 30y PAIR0246810121420072008200920102012012201320142152016201720185Y- 10年PAIR0246810121420072008200920102012012201320142152016201720185Y- 30年PAIR02468101214200720082009201020120122013201421520162017201810年- 30y配对图3：研究期间所有美国配对的co跳跃次数。分别针对美国和欧洲市场。协方差超时的演变表明，在2007-2009年金融危机期间，这两个市场的协方差矩阵的所有部分都会增加（以灰色突出显示）。此外，2011年，欧洲市场在所有对中的相关性大幅增加。这可能是因为在此之前，希腊主权债务市场陷入严重困境，导致危机蔓延至其他国家。

最后，2015年期间，10年至30年的成对文件数量有所增加，这可能归因于危机的恢复。0246810122007200820092010201120122013201420152016201720182y- 5年pair0246810122007200820092010201120122013201420152016201720182y- 10年pair0246810122007200820092010201120122013201420152016201720182y- 30年pair0246810122007200820092010201120122013201420152016201720185y- 10年pair0246810122007200820092010201120122013201420152016201720185y- 30年PAIR02468101220072008200920102011201220132014201520162017201810年- 30y配对图4：研究期间所有欧洲配对的co跳跃次数。4.4. 协跳对相关结构的影响通过对二次变量的精确分解，很容易看出协跳是如何影响收益率曲线的相关结构的。总相关性定义为二次协方差，由两个过程的波动率归一化，将随着特质跳跃影响的增加而减弱，同时随着co跳跃的出现而增加，如（Barunik和Vacha，2018）所述。为了研究共跳对相关结构的影响，我们比较了使用二次方差（包含所有信息）估计的相关性和使用综合协方差估计的相关性（不包括跳跃和共跳）。估计值见附录A中的表A.7。如果两者在统计上无法区分，则co跳跃在相关结构中不会起到显著作用。因此，我们旨在检验无效假设H:dcorrQVT- 通过运行简单回归dcorrqvt=α+βdcorrICT+T、 （14）具有恒定方差的i.i.d.误差。在α=0和β=1的情况下，值得注意的是，我们拒绝了有无co跳跃的相关性相等。

此外，我们特别注意回归中的常数系数α，因为正α意味着co跳跃的发生在总相关性中起着重要作用。相反，负α意味着特质跳跃比共跳对总相关性的影响更大。美国市场2y-5y 2y-10y 2y-30y 5y-10y 5y-30y 10y-30yα0.193 0.195 0.232 0.846 0.543 0.753β0.786 0.758 0.632 0.115 0.369 0.186R0.629 0.614 0.494 0.100 0.262 0.153欧洲市场2y-5y 2y-10y-30y 5y-10y-30yα0.242 0.184 0.189 0.734 0.275 0.319β0.721 0.758 0.683 0.204 0.683 0.666R0.575 0.589 0.518 0.140 0.589 0.662表4：表中显示了估计的回归系数dcorrQVT=α+βdcorrICT+T、 在所有情况下，使用Wald检验和异方差一致的White协方差估计，均拒绝了α与零和β与一的联合显著性差异的零假设。表4显示了这两个市场的估计结果，并显示co Jumpssem是总相关性的重要组成部分。尽管美国和欧洲市场除了5年期-10年期和10年期-30年期期货外都显示出类似的结果，但在收益率曲线的长端，co跳跃对相关性结构的影响很大，尽管曲线的短端也显示出由于co跳跃而导致的相关性显著增加。4.5. 在上一节中，我们记录了联合跳伞在美国的重要作用。S、 欧洲利率期货市场，曲线的长端有更多的共同跳跃活动。接下来，我们将此活动连接到新闻公告。预定的宏观经济新闻宣布导致收益率曲线的跳跃和共同跳跃，意味着经济行为或货币政策发生了重大的意外变化。Balduzzi等人（1997），Balduzzi等人。

（2001）、Piazzesi（2005）、Dungey et al.（2009）、Lahaye et al.（2011）和Dungey and Hvozdyk（2012）记录了新闻惊喜与债券回报之间的负面关系。当非农就业报告发布后，紧接着是产出和通货膨胀公告时，影响最大。此外，不同到期日的影响大小，且影响随着债券的到期而增加。这与收益率曲线长端债券的高波动性相一致。Dungey等人（2009年）进一步证明，产量曲线结构中三分之二的co跳跃与预定的美国新闻发布一致。此外，根据Dungey和Hvozdyk（2012年）的研究，共同跳跃发生的概率随着预定的宏观经济新闻的发布而增加。然而，由于并非所有的新闻意外都会产生共跳，相反，也并非所有的词汇结构中的共跳都与新闻意外相关，因此研究仍然有限，对共跳来源的搜索仍在继续。图5显示了交易期间co跳跃的分布。请注意，美国利率期货之间的最大co跳跃发生在CST 7:308:00，与更高的交易量有关。第二个高峰是在13:00至13:30CST之间，大约在美国联邦公开市场委员会定于13:00 CST发布的新闻稿前后。类似地，在欧洲市场，如图6所示，大部分co跳跃活动发生在CEST时间14:30-15:00，即欧洲央行发布公告前后。关键费率的决定在欧洲中部时间13:45通过新闻稿公布，并在欧洲中部时间14:30开始的新闻发布会上进一步解释，见2.3。为了验证共同跳跃与新闻公告相关的假设，我们估计了一个简单的回归，其中我们通过预定的新闻发布来解释共同跳跃发生的概率。如果是美国。

在市场中，我们使用FOMC新闻稿，发布后需要30分钟的时间窗口，数据中有103个FOMC公告日。在欧洲市场，我们使用欧洲中央银行新闻稿，新闻稿发布后15分钟，会议结束后30分钟，正如Bibinger等人（2016）所建议的那样，欧洲中央银行公告天数为113天。我们运行回归pr{cCJT6=0 | newsT}=∧（θ），（15），其中∧（θ）是θ=β+βnewsT的逻辑函数，对新闻条件下的CO跳跃概率进行建模。H： β=0检验了新闻不影响co跳跃的假设。表5总结了估算结果。由于这两个系数都与零显著不同，跳转发生的概率不同于0.5.0501015020025030035040007:0007:3008:0008:3009:0009:3010:0010:3011:3012:3013:3014:0014:3015:3016:002y- 5y pair05010015020025030035040007:0007:3008:0008:3009:0009:3010:0010:3011:3012:3013:3014:0014:3015:3016:002y- 10y pair05010015020025030035040007:0007:3008:0008:3009:0009:3010:0010:3011:3012:3013:3014:0014:3015:3016:002y- 30y pair05010015020025030035040007:0007:3008:0008:3009:0009:3010:0010:3011:3012:3013:3014:0014:3015:3016:005y- 10y pair05010015020025030035040007:0007:3008:0008:3009:0009:3010:0010:3011:3012:3013:3014:0014:3015:3016:005y- 30y pair05010015020025030035040007:0007:3008:0008:3009:0009:3010:0010:3011:3012:3013:3014:0014:3015:3016:0010y- 30y co成对分布-跳跃图5：交易日美国利率期货共同跳跃分布图。负β表示在无计划通知的天数内发生co跳跃的概率低于0.5。β的负值越大，概率越小。

积极显著的β识别增加了新闻中co跳跃的概率。从美国市场的结果来看，我们可以看到，在新闻发布后的30分钟内，联邦公开市场委员会（FOMC）的预定新闻稿对共同跳跃的发生有着显著的影响，其中对2年期-5年期组合的影响最大，到期日略有下降。至于欧洲市场，欧洲央行的新闻稿似乎对co跳跃的影响非常微弱，2年至5年pairagain的影响最大，但与美国市场相比，解释力显著降低。05010015020008:0009:0010:0011:0012:0013:0014:0015:0016:0017:0018:002y- 5y pair05010015020008:0009:0010:0011:0012:0013:0014:0015:0016:0017:0018:002y- 10年pair05010015020008:0009:0010:0011:0012:0013:0014:0015:0016:0017:0018:002y- 30y pair05010015020008:0009:0010:0011:0012:0013:0014:0015:0016:0017:0018:005y- 10y pair05010015020008:0009:0010:0011:0012:0013:0014:0015:0016:0017:0018:005y- 30y pair05010015020008:0009:0010:0011:0012:0013:0014:0015:0016:0017:0018:0010y- 30y co成对分布-跳跃图6：交易时段欧洲利率期货共同跳跃分布图。重要的是，我们还运行了模型，解释了三个合同中以及最终整个曲线中co跳跃的概率。表5记录了联邦公开市场委员会公告对美国利率期货的重大影响，即使是在多次跳跃的情况下。欧洲市场也有类似但较弱的efect记录。这意味着，两个市场的新闻公告对整个收益率曲线都有重大影响。4.6. 水平移动与收益率曲线的旋转将新闻与co跳跃联系起来，深入研究收益率曲线对新闻的反应很有意思。

通常地收益率曲线对市场变化有两种可能的反应——水平移动和收益率曲线的旋转（BibingerFOMC和美国市场2y-5y 2y-10y 2y-30y 5y-10y 5y-30y 10y-30yβ-5.782-5.782-6.253-5.024-5.558-5.462β5.203 4.985 4.700 4.570 4.893 4.665R0.469 0.433 0.366 0.380 0.425 0.3892y-5y-10y-10y-30y 2y-5y-30yβ-6.764-6.070-5.782β4.829 4.932 4.644R0.364 0.412 0.375ECB和欧洲市场2y-5y 2y-10y 2y-30y 5y-10y 5y-30y 10y-30yβ-3.997-4.208-4.787-3.424-3.822-3.318β3.081 2.609 2.015 2.336 1.723 1.658R0.157 0.099 0.044 0.075 0.032 0.0302y-5y-10y-10y-30y 2y-5y-10y-30yβ-4.234-4.018-4.989β2.510 1.831 1 1.863R0.089 0.037 0.034表5：Co跳跃和新闻公告。所有报告的系数在1%显著水平上与零有统计学差异。等人，2016年；Dungey等人，2009年；Ellingsen和S¨oderstr¨om，2001年）。在这方面，文献研究了泰勒（1993）提出的货币政策规则rt=λπt+（1- λ)yt，λ∈ [0，1]，（16），代表中央银行的反应函数。方程式16解释了利率变化之间的关系RTA是通货膨胀预期变化的函数πtand输出变化yt，其中λ是中央银行的偏好参数，指定每个宏观经济变量的相对重要性。泰勒规则的解释很简单——随着通货膨胀的增加或产出的增加，中央银行与λ成比例，1- λ分别提高利率。从方程16中可以确定政策惊喜的两个可能来源（Bibinger等人，2016；Ellingsen和S¨oderstr¨om，2001）。

首先πtand影响债券价格的YT应影响所有到期日，并应观察整个结构的共同跳跃——收益率曲线的水平变化（内生货币政策）。其次，根据长期结构的流动性偏好理论，长期债券的回报率较高，因为鉴于其期限较长，长期债券的流动性风险溢价较高。因此，反映央行货币政策偏好变化的偏好参数λ的任何变化都会导致收益率曲线的短端和长端朝着相反的方向移动——收益率曲线的旋转（外生货币政策）。由于经济冲击的信息不对称，市场利率将与中央银行设定的利率呈正相关。因此，积极的通货膨胀冲击，代表当前通货膨胀和产出的增加（货币紧缩），增加了所有到期日的通货膨胀预期。因此，整个收益率曲线向上移动。对于代表当前通货膨胀和产出下降（货币扩张）的负通货膨胀冲击，收益率曲线向下移动。利率对央行偏好意外变化的响应由参数λ捕捉。在经济受到冲击后，市场参与者预计央行将按照方程式16行事。当央行做出意外反应时，会导致市场参与者永久性地改变他们对偏好参数λ的预期。因此，如果央行设定的利率高于预期，市场将调整其预期，认为央行已变得更加厌恶通胀-降低λ。这将导致短期利率保持不变，但长期利率将下降。增加λ意味着增加稳定输出的偏好，而不是接近目标的波动。

这导致长期利率更高的冲击持续性，因为预计央行利率将在更长时间内偏离初始水平。因此，偏好参数较高的央行将对收益率曲线的长期终点产生更大的影响。此外，Dungey et al.（2009）和Balduzzi et al.（1997）指出，收益率曲线短端的交易活跃度可能更高，因为与长期成熟市场相比，市场的流动性更高，吸引了更多的投机者。因此，货币政策的变化主要影响收益率曲线的短端。因此，跳跃可能更多地发生在收益率曲线的短端。有趣的是，正如前面所讨论的，这在我们的数据中没有得到证实。4.7. 收益率曲线的水平移动和旋转能够识别由于特殊跳跃和显著共同跳跃的存在而导致无效假设被拒绝的天数，这有助于我们分析期限结构的水平移动和旋转。

由于我们能够确定只有共同跳起重要作用的日期，我们能够基于Bibinger等人（2016）的水平移动和旋转假设，直接研究日内共同跳的方向。R↑ LS公司↓ LS天CJ6=0#%#%#%#%#%#%FOCM公告日2Y-5y 1 0.94 19 17.92 16 15.09 37 34.912y-10y 1 0.94 17 16.04 14 13.21 32 30.192y-30y 1 0.94 9 8.49 7 6.60 18 16.985y-10y 0 20 18.87 20 18.87 40 37.745y-30y 1 0.94 15 14.15 19 17.92 35 33.0210y-30y 1 0.94 15 14.15 16 15.09 32 30.192y-5y-10y 2 1.89 12 11.32 11 10.38 25 23.585y-10y-30y 3 2.83 12 11.32 10 9.43 25 23.582y-5y-10y-30y 2 1.88 6 5.66 5 4.72 13 12.26非公告日2Y-5y 0 5 0.19 3 0.12 8 0.312y-10y 0 4 0.15 4 0.15 8 0.312y-30y 0 3 0.12 2 0.08 5 0.195y-10y 0 6 0.23 11 0.42 17 0.655y-30y 0 4 0.15 6 0.23 10 0.3810y-30y 0 6 0.23 5 0.19 11 0.422y-5y-10y 0 3 0.12 3 0.12 6 0.235y-10y-30y 0 0 4 0.15 4 0.15 8 0.312y-5y-10y-30y 0 0 2 0.08 1 0.04 3 0.12ECB公告日2Y-5y 0 16 13.45 18 15.13 34 28.572y-10y 0 9 7.56 11 9.24 20 16.812y-30y 0 1 0.84 6 5.04 7 5.885y-10y 0 12 10.08 18 15.13 30 25.215y-30y 0 5 4.20 8 6.72 13 10.9210y-30y 0 8 6.72 11 9.24 19 15.972y-5y-10y 0 7 5.88 11 9.24 18 15.135y-10y-30y 1 0.84 5 4.20 6 5.04 12 10.082y-5y-10y-30y 0 1 0.84 4 3.36 5 4.20非公告日2Y-5y 00 24 0.90 24 0.90 48 1.802y-10y 0 20 0.75 19 0.71 39 1.472y-30y 0 10 0.38 12 0.45 22 0.835y-10y 0 41 1.54 43 1.62 84 3.165y-30y 0 30 1.13 27 1.01 57 2.1410y-30y 4 0.15 50 1.88 35 1.32 93 3.492y-5y-10y 3 0.11 16 0.60 19 0.71 38 1.435y-10y-30y 2 0.08 25 0.94 20 0.75 47 1.772y-5y-10y-30y 0 0 7 0.26 11 0.41 18 0.68表6：水平移动和旋转。