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美元汇率与利率：从美国国债曲线到欧美、日美利差的综合研究#

研究日期：2026年9月24日。日度及周度观测截至2026年9月18日，月度观测截至2026年8月。目标研究区间为2007年至上述截止日期。

一、主要结论#

美元与利率之间存在可观测的关联，但没有一个脱离币种篮子、利率组成、海外参照和样本时期的固定系数。 单看美国利率可以捕捉部分美元变化；加入海外利率能够修正部分遗漏；把名义收益率拆成实际利率和通胀补偿，则能说明相同的名义利率变化为何可能对应不同的汇率表现。这三个视角需要结合使用。

本研究整合两组实验：第一组考察美元指数与美国国债收益率曲线、实际利率及通胀补偿的关系；第二组加入欧元区和日本同期限国债收益率，考察双边汇率与相对利差，并回到美元指数检验海外变量的增量。主要发现如下。

  • 美国短端与广义美元的正向关系，在后段样本中更明确。 2022年以后，美国2年期收益率每增加10bp，对应广义美元同周对数变化平均高约0.134个百分点，但同期模型R²只有8.34%。此前两段没有得到同样明确的证据。
  • 美国曲线的变陡、变平，没有显示稳定的额外方向信息。 控制2年期收益率后，10年减2年利差变化的系数区间在三个阶段均跨零。曲线四形态分组也受到样本稀疏的限制。
  • 实际利率与通胀补偿需要分开。 前两个阶段，广义美元与实际利率的条件关联为正、与通胀补偿的条件关联为负；后段两者的系数差缩小且不显著。加入海外10年期收益率后，这一早晚区别仍然存在。
  • 相对利差对欧元的帮助更明显，对日元则不能简单类推。 后段美元对欧元的R²，从美国2年期单变量模型的7.60%提高到利差模型的10.22%；美元对日元的对应数值为24.50%与24.20%，改用利差没有提高周频解释力。
  • DXY与广义美元反映不同的汇率组合。 在相同的国际共同日历上，后段加入欧日短端后，DXY合成篮子的R²从12.19%升至14.16%，广义美元从6.22%升至6.56%。这些增量尚不足以形成一套固定的美元预测公式。

全文的“解释力”均指同期线性模型在相应样本内的拟合程度。它不代表因果贡献、方向命中率或可交易收益。表中置信区间为点态95%区间；涉及主检验时，显著性判断另依据Holm校正后的p值。差值由未舍入数值计算，可能与表内显示值直接相减略有差异。

二、研究对象、变量与回归模型#

2.1 这里的“美元价值”指对外汇价#

本研究关心美元相对其他货币的价格变化。DXY与广义名义美元指数都不能直接衡量美元在美国国内的购买力，也不等同于美元资产的总回报。分析美元是否升值，首先需要说明是相对哪组货币。

主指标采用美联储广义名义美元指数，反映较广泛贸易伙伴的汇率。对照指标用六种FRED汇率按ICE的固定几何权重合成DXY同篮子指数，其中欧元权重为57.6%。由于使用FRED的纽约正午汇率，本文的“DXY篮子”是研究代理，并非官方DXY收盘值。美联储广义美元指数、ICE美元指数说明。

国际扩展另外研究美元对欧元、美元对日元两个双边汇价。美元对欧元取EUR/USD报价的负对数变化，美元对日元取USD/JPY报价的正对数变化，统一为“数值为正表示美元升值”。所有汇率变化均不含现金利息、期货展期和交易成本。

2.2 数据覆盖与可比性#

研究对象数据和口径有效样本与主要限制
美国国内关系FRED美元指数、六币种汇率、美国3个月至30年期名义收益率、10年期TIPS、通胀补偿和VIX主共同样本含1,028个周变化、235个月变化；重点模型使用2年、10年、10年实际利率
欧美双边关系美国2年、10年与ECB欧元区AAA政府债曲线；美元对欧元汇价1,028个有效周变化、235个月变化；欧元区AAA曲线并非德国单一债券或OIS
日美双边关系美国2年、10年与日本财务省同期限国债收益率；美元对日元汇价1,026个有效周变化、235个月变化；有一整周缺少共同有效日
国际共同样本美欧日利率、两个美元篮子及美国实际利率均有数据的日期1,026个有效周变化；重新估计所有比较模型，避免日期变化混入变量增量

ECB提供连续复利零息曲线参数；本研究根据各半年期的折现因子重建2年和10年期半年付息par yield，以尽量接近美日国债的付息口径。日本使用财务省固定期限、半年复利收益率。统一期限和付息口径不能消除发行人、评级构成、流动性与期限溢价差异，因此本文研究的是名义主权收益率利差，不能直接称为纯政策预期利差。ECB曲线定义、ECB技术方法、日本财务省口径。

2.3 频率、单位与比较规则#

美元变量定义为100乘以指数的对数差分；利率变量定义为10乘以原始百分数形式收益率的差分。因此，回归系数的单位统一为“美元变化百分点/10bp”。例如，美国2年期收益率从4.00%升至4.10%，对应一个单位的解释变量变化。

周频使用每周最后一个共同有效日，月频仅使用完整自然月。所有同组模型采用同一组端点日期。缺失不填补；遇到缺失周，该周及无法计算相邻周变化的下一周都保留为缺失，避免把两周收益误标为一周。

样本预先分为2007—2016年、2017—2021年，以及2022年至截止日。第一阶段对广义美元后段的三个固定假设作Holm校正。第二阶段对两个双边市场后段的六个固定假设另作Holm校正。第二阶段已经知道第一阶段的美元历史与结果，不是新的独立盲测。合并报告沿用这两个既定检验族，不把它们重新包装为一次覆盖所有结果的联合确认检验。

第一阶段比较三个模型：美元变化对美国2年期变化；对2年期及10年减2年斜率变化；对10年实际利率及同期限通胀补偿变化。第二阶段比较美国利率单变量、美国减外国利差单变量，以及美外利率分别估计三个模型。所有模型含截距，周频采用4阶、月频采用3阶HAC标准误，以处理一定范围内的异方差和序列相关。

2.4 先看研究路线：哪里换了因变量，哪里只增加了自变量#

第二阶段包含两条研究线：先把因变量换成具体双边汇率，再回到原来的美元篮子，检验海外利率能否补充解释。 它并不是始终固定DXY为因变量、依次加上欧洲和日本利率的一条连续回归。

实验组因变量：要解释什么自变量：用什么解释与前一组的关系
第一阶段：美国国内模型M1/M2/M3广义美元指数变化；DXY合成篮子变化，分别估计美国短端；短端加斜率；实际利率加BEI，三个独立规格只使用美国利率，先建立基准
第二阶段：欧美双边U/S/B美元对欧元的变化美国利率；美欧利差；美国和欧洲利率分别进入因变量换成双边汇率，三个模型互相比较
第二阶段：日美双边U/S/B美元对日元的变化美国利率；美日利差；美国和日本利率分别进入另做一组双边实验，不把日元放进欧美回归
第二阶段：美元篮子U/X广义美元指数变化；DXY合成篮子变化，分别估计美国2Y；美国2Y加欧洲2Y加日本2Y回到原来的因变量，在共同日历上比较海外增量
第二阶段：美元篮子Rbase/Rforeign广义美元指数变化；DXY合成篮子变化，分别估计美国实际10Y和BEI；再同时加欧洲10Y和日本10Y检查第一阶段的利率组成结论是否被海外控制改变

这里“两个阶段”指两次研究范围的扩展；2007—2016、2017—2021、2022年至截止日是每组实验内部的三个时间段。每个模型在每个时间段分别估计，另保留全样本结果；并没有要求各段共享一个回归系数。

2.5 统一符号：因变量始终是变化，自变量也使用变化#

令$t$表示一个周度或月度观测，$\Delta z_t=z_t-z_{t-1}$；端点遵循第2.3节的共同有效日规则。本文不使用美元指数水平或利率水平作主回归，也不把本期利率变化拿来解释下一期美元。

四种因变量。 每次回归只取下表中的一种，不把两个美元指标同时放在方程左边，也不把其中一个当作另一个的控制变量。

记号定义正值含义使用位置
$R_t^{B}$$100\Delta\ln(\text{广义美元指数}_t)$美元对广义货币篮子升值国内模型、国际美元篮子模型
$R_t^{D}$$100\Delta\ln(\text{DXY合成篮子}_t)$美元对DXY六币种篮子升值国内模型、国际美元篮子模型
$R_t^{E}$$-100\Delta\ln(\mathrm{EUR/USD}_t)$美元对欧元升值欧美双边模型
$R_t^{J}$$100\Delta\ln(\mathrm{USD/JPY}_t)$美元对日元升值日美双边模型

EUR/USD是每欧元对应的美元数，它下跌时美元走强，所以取负号；USD/JPY是每美元对应的日元数，它上涨时美元走强，所以保留正号。$R^E$和$R^J$的上标只用于标识比较货币。四种$R$的计量单位均为对数变化百分点，例如$R=1$表示约1%的升值；它不是包含利息的投资总回报。

利率自变量。 令$y_{m,t}^{c}$为地区$c$的$m$年期收益率，以百分数形式记录，例如4.10而非0.041；$c$取美国US、欧元区E或日本J。定义：

$$ X_{m,t}^{c}=10\bigl(y_{m,t}^{c}-y_{m,t-1}^{c}\bigr). $$

$X=1$表示收益率上升10bp；$X=-1$表示下降10bp。欧元区E特指本文重建的AAA政府债曲线。下面所有公式都使用这一缩放后的变化量，不能把原始4.10%水平直接代入。

另外定义美国曲线斜率变化$C_t$、实际收益率变化$X_t^{real}$、通胀补偿变化$X_t^{BEI}$：

$$ C_t=X_{10,t}^{US}-X_{2,t}^{US},\qquad X_t^{real}=10\Delta y_{10,t}^{US,real},\qquad X_t^{BEI}=10\Delta\bigl(y_{10,t}^{US}-y_{10,t}^{US,real}\bigr). $$

$C=1$表示10年减2年利差扩大10bp，即曲线变陡10bp。$X^{real}$和$X^{BEI}$也各以10bp变化为一个单位。

所有方程里的$\alpha$是截距，$\varepsilon_t$是模型未解释的当期变化。自变量是统计术语，不表示这些利率变化彼此独立或已被识别为外生原因。系数符号为简洁而复用，但每个因变量、市场、期限、频率及时间段都单独估计一组系数。

2.6 第一阶段：固定美元篮子，比较三种美国利率规格#

下列$K$取B或D，即广义美元或DXY；每个规格分别运行两次。正文主要展示广义美元，DXY作为对照。

M1：美国短端模型。 一个因变量，一个利率自变量：

$$ R_t^K=\alpha+\beta_2 X_{2,t}^{US}+\varepsilon_t. $$

它问的是：美国2年期收益率变化与同一期间的美元篮子变化有什么关联？第一阶段H1检验$\beta_2=0$。

M2：美国短端加曲线斜率模型。 因变量不变，增加斜率变化：

$$ R_t^K=\alpha+\beta_2 X_{2,t}^{US}+\beta_C C_t+\varepsilon_t. $$

它问的是：在美国2年期变化相同的条件下，知道曲线变陡或变平，能否补充解释美元变化？H2检验$\beta_C=0$。这里的$\beta_2$也已是条件系数：固定斜率而改变2年期，意味着10年期随之等量改变，不能把它直接称为孤立的短端冲击。

M3：美国实际利率加通胀补偿模型。 因变量仍不变，但换一组自变量：

$$ R_t^K=\alpha+\beta_{real}X_t^{real}+\beta_{BEI}X_t^{BEI}+\varepsilon_t. $$

M3是独立规格，没有保留M2中的2年期或斜率。它问的是：10年名义收益率的两个分量，与美元的条件关联是否不同？H3检验$\beta_{real}-\beta_{BEI}=0$。因为名义10Y变化恰好等于实际10Y加BEI变化，不能再把名义10Y与这两项同时放入同一个方程，否则会出现完全线性相关。

2.7 第二阶段第一条线：因变量换成双边汇率，比较U、S、B#

现在固定一个外国市场$F$：做欧美实验时，$F=E$，左边为$R^E$；做日美实验时，$F=J$，左边为$R^J$。两组单独估计。期限$m=2$为主规格，$m=10$为辅助规格；同一次回归只用一个期限，不同时放入2Y和10Y。

双边U：只用美国利率的基准模型。

$$ R_t^F=\alpha+\beta_U X_{m,t}^{US}+\varepsilon_t. $$

虽然右边仍只有美国利率，左边已经是美元对欧元或日元，而不是广义美元或DXY。因此，这里的U与第一阶段M1不能仅凭相同的美国变量就视为同一个实证结果。

双边S：利差模型。

$$ R_t^F=\alpha+\beta_S\bigl(X_{m,t}^{US}-X_{m,t}^{F}\bigr)+\varepsilon_t. $$

欧美S使用“美国减欧洲”的同期限利差变化解释美元对欧元；日美S使用“美国减日本”的同期限利差变化解释美元对日元。本文虽称“日美研究”，利差方向始终定义为美国减日本。括号里只有一个合成自变量，且用的是利差的变化，不是利差水平。

双边B：美外利率分别估计模型。

$$ R_t^F=\alpha+\beta_{US}X_{m,t}^{US}+\beta_F X_{m,t}^{F}+\varepsilon_t. $$

这里有两个自变量，各有一个自由估计的系数；“分别估计”指在同一个多元回归中分别估计美外系数，并非各跑一次单变量回归。欧美B不含日本利率，日美B不含欧洲利率。

S与B之间有一个重要区别。把S的括号展开，等于预先规定美国系数为$\beta_S$、外国系数为$-\beta_S$，两者等大反向；B放松这个约束。因此，第二阶段分别检验：S中的$\beta_S=0$，B中的$\beta_F=0$，以及B中的$\beta_{US}+\beta_F=0$。三个检验回答不同问题，不能用“利差显著”替代“外国端提供额外信息”。

2.8 第二阶段第二条线：因变量回到美元篮子，同时加入欧日利率#

这一组重新使用$R^K$，$K$取B或D；广义美元和DXY仍分别估计。所有比较在同一国际共同日历上进行。

篮子U与篮子X：检验海外短端的增量。

$$ \begin{aligned} \text{篮子U:}\quad R_t^K&=\alpha+\beta_{US}X_{2,t}^{US}+\varepsilon_t,\\ \text{篮子X:}\quad R_t^K&=\alpha+\beta_{US}X_{2,t}^{US}+\beta_E X_{2,t}^{E}+\beta_J X_{2,t}^{J}+\varepsilon_t. \end{aligned} $$

篮子U的变量形式与第一阶段M1一致，但根据国际共同日历重估，结果不必相同。篮子X有三个自变量，欧日2年期同时加入美国2年期；它没有先把利率相减，也没有限制三个系数之和为零。现有这组对照直接回答“欧日合在一起的增量”，没有另设“只加欧洲”与“随后再加日本”的逐步模型来分配各自R²贡献。

Rbase与Rforeign：检验实际利率分解对海外控制是否敏感。

$$ \begin{aligned} \mathrm{Rbase:}\quad R_t^K&=\alpha+\beta_{real}X_t^{real}+\beta_{BEI}X_t^{BEI}+\varepsilon_t,\\ \mathrm{Rforeign:}\quad R_t^K&=\alpha+\beta_{real}X_t^{real}+\beta_{BEI}X_t^{BEI} +\gamma_E X_{10,t}^{E}+\gamma_J X_{10,t}^{J}+\varepsilon_t. \end{aligned} $$

Rbase是在国际共同日历上重估M3。Rforeign有四个自变量：美国实际10Y、美国10Y BEI、欧洲名义10Y、日本名义10Y；它不包含美国2Y、曲线斜率或美国名义10Y。比较的重点是加入海外变量前后$\beta_{real}-\beta_{BEI}$及其区间是否改变。这里欧洲和日本仍同时进入，两个海外利率也都不是实际利率。

2.9 用实际估计值读懂系数、截距和“控制其他变量”#

以2022年至2026年9月18日周频结果为例，第一阶段广义美元M1的拟合式为：

$$ \widehat R_t^{B}=-0.0073+0.134X_{2,t}^{US}. $$

帽子表示模型的拟合值，不是事前预测。美国2Y当周多上升10bp，即$X$增加1，拟合美元变化便高约0.134个百分点。截距也是模型的一部分，所以不能把“系数乘以利率变化”直接当作完整拟合值；实际观察值还会包含残差。

同一时间段，欧美双边B的拟合式为：

$$ \widehat R_t^{E}=-0.0220+0.320X_{2,t}^{US}-0.224X_{2,t}^{E}. $$

这个例子里，固定欧洲2Y变化，美国2Y多上升10bp，拟合的美元对欧元变化高约0.320个百分点；固定美国端，欧洲2Y多上升10bp，拟合值低约0.224个百分点。若两地都比原来多上升10bp，合计的拟合变化约为+0.096个百分点；而S模型由于只看利差，会把这组等量共同变化的贡献约束为零。这正是检验等大反向约束的含义，不代表B必然比S更接近真实机制。外国系数在此规格下仍有较大不确定性，具体区间及校正p值见第4.2节。

“控制其他变量”是固定方程中的其他解释变量来读取条件关联，不表示实际市场允许我们只改变一个变量，也不表示遗漏的增长、风险偏好等因素已经被控制。所有主模型都是含截距OLS；HAC只调整标准误、区间和检验，不另行改变OLS点估计。

2.10 其余实验是什么：哪些不是另一套回归#

分析比较对象或分组变量它与主回归的关系
单变量相关两个美元篮子变化分别与美国3M、2Y、5Y、10Y、30Y、实际10Y、BEI、10Y−2Y及30Y−10Y变化比较计算Pearson或秩相关，不控制其他变量，也没有方向性的因果解释
两种美元代理对照广义美元变化与DXY变化的相关、方向一致比例及各自波动比较因变量的测量口径，不把两个指数放进同一回归互相解释
曲线四形态与VIX分组按美国2Y、10Y及斜率变化分类，再按前周VIX分层；观察各组美元变化的均值、分布条件分组描述，不是增加形态虚拟变量或VIX交互项的回归；第3.5节表格展示广义美元
104周滚动相关国内：各美元篮子与美国2Y、10Y、实际10Y及斜率变化；双边：相应汇率与美国2Y、美外2Y利差变化移动窗口的相关系数，不是移动窗口多元回归系数
月频、10Y、逐年剔除、ECB原生口径、共同日历按对应实验替换频率、期限、保留样本、欧洲利率口径或端点日期重复既定变量结构，检验适用范围，不是自动筛选新变量
日频错位诊断国内：美元与美国2Y、10Y、实际利率变化的相邻共同观测配对；双边：只移动外国利率，比较对应的日度利差变化相关性采样诊断，不是用本期信息预测下期美元的回归

因此，阅读后文每张结果表时应先确认三个标签：左边是哪一种美元变化，右边是哪组利率变化，使用的是哪一段、哪一种频率和共同日历。 比较增加自变量的增量时，必须保持因变量、频率和样本端点一致；同一变量名称在不同条件模型中的系数也可能不同。

三、美国国内证据：短端、曲线形态与利率组成回答不同问题#

3.1 美国短端有信息，但关联强度依赖时期#

本节对应M1：因变量为广义美元变化$R^B$，自变量只有美国2Y变化$X_2^{US}$。系数并不表示美联储加息的因果效应：2年期国债收益率本身包含政策路径预期和其他市场定价因素。

时期有效周美国2Y系数及95%区间原始pR²
2007—2016521+0.041 [-0.059, +0.140]0.42110.21%
2017—2021261-0.018 [-0.125, +0.089]0.73940.03%
2022—2026年9月18日246+0.134 [+0.056, +0.212]0.00088.34%

后段正向关系比较明确，但8.34%的R²意味着大部分周度美元变化仍未被这一单变量模型解释。全样本系数为+0.076，原始p为0.0086，而全样本R²仅1.06%。合并样本中的显著性不能替代对不同时期的检查。

某阶段显著、另一阶段不显著，并不自动证明两阶段系数之差显著。本研究没有据此定位结构突变，也没有把阶段差异归因于某一个政策事件。

3.2 在控制短端之后，曲线斜率的增量较小#

本节对应M2：因变量为广义美元变化$R^B$，自变量为美国2Y变化$X_2^{US}$与10Y−2Y斜率变化$C$。下表展示斜率的条件系数，并与同样本M1比较R²；它检验的是已经知道短端如何变化之后，再知道曲线如何变陡、变平，是否有更多美元方向信息。

时期斜率系数及95%区间短端模型R²加入斜率后R²增量（百分点）
2007—2016-0.087 [-0.221, +0.047]0.21%1.17%+0.955
2017—2021+0.011 [-0.276, +0.297]0.03%0.04%+0.008
2022—2026年9月18日+0.051 [-0.070, +0.172]8.34%8.71%+0.368

三个阶段的斜率系数区间都跨零。后段加入斜率仅使R²增加0.368个百分点。这一结果不排除期限结构包含增长、通胀和风险信息，但现有证据不足以将“变陡”或“变平”直接对应为稳定的美元方向。斜率也不能直接当作已经识别出的期限溢价。

3.3 同样的名义收益率变化，其组成可能不同#

本节对应M3：因变量为广义美元变化$R^B$，自变量为美国实际10Y变化$X^{real}$与10Y BEI变化$X^{BEI}$。10年期名义收益率减去10年期TIPS收益率，得到盈亏平衡通胀补偿，简称BEI。BEI包含通胀预期、通胀风险溢价和TIPS流动性等因素；TIPS收益率也包含实际期限溢价。因此，两者是市场定价分量，并非已经提纯的宏观冲击。美联储对TIPS与BEI的解释。

时期实际利率系数及95%区间BEI系数及95%区间实际−BEI系数差R²
2007—2016+0.116 [+0.050, +0.182]-0.336 [-0.478, -0.194]+0.45321.88%
2017—2021+0.163 [+0.045, +0.281]-0.397 [-0.546, -0.247]+0.56021.38%
2022—2026年9月18日+0.164 [+0.067, +0.261]+0.048 [-0.080, +0.176]+0.1168.32%

第一阶段实际利率的条件系数在三个阶段均为正，点态区间均高于零。BEI系数前两段明显为负，后段转为较小正值且区间跨零。变化较大的主要是实际与通胀补偿之间的区别，而不能概括成“后段实际利率完全失效”。同时，早期约21%的同期解释力并未保持到后段，说明不能把早期分解结果当作固定参数沿用。

三个主假设在后段的校正结果如下。

第一阶段主检验估计及95%区间Holm p判断
短端系数=0+0.134 [+0.056, +0.212]0.0024拒绝零假设
控制短端后斜率系数=0+0.051 [-0.070, +0.172]0.4073证据不足以拒绝
实际与BEI系数相等+0.116 [-0.054, +0.286]0.3626证据不足以拒绝

3.4 DXY与广义美元不能随意替换#

本节把M1分别用于广义美元$R^B$和DXY篮子$R^D$，自变量都为美国2Y变化；另直接比较两个因变量的相关性与方向一致比例。两种美元指标走势高度相关，但其回归结果并不等价。

时期广义美元2Y系数DXY篮子2Y系数两者周变化相关方向一致比例
2007—2016+0.041+0.1920.85681.6%
2017—2021-0.018+0.1500.88884.3%
2022—2026年9月18日+0.134+0.2380.91383.7%

全样本周变化相关为0.872，方向一致比例为82.8%。广义美元周变化的标准差为0.769%，DXY篮子为1.012%；后者更高的波动本身就会影响以百分点计量的回归系数。因此，DXY系数更大，不能单独证明其经济敏感性更强。篮子组成和波动尺度需要同时考虑。

3.5 曲线形态可以帮助描述行情，尚不足以形成方向规则#

本节对广义美元周变化$R^B$做条件分组，不是新的线性回归。严格四形态由美国2Y和10Y两端收益率同向且各变化至少5bp、同时10年减2年斜率的变化绝对值至少5bp确定。收益率下降称为债券“牛市”，上升称为“熊市”；斜率上升为陡峭化，下降为平坦化。其余归为混合或小变动。

曲线形态全样本周数平均周变化均值95%区间中位数后段周数
牛市陡峭化38-0.130%[-0.409%, +0.151%]-0.082%14
熊市陡峭化53+0.035%[-0.211%, +0.267%]-0.082%12
牛市平坦化56+0.158%[-0.151%, +0.446%]+0.087%11
熊市平坦化36+0.363%[+0.107%, +0.601%]+0.347%23
混合或小变动845+0.001%[-0.046%, +0.048%]+0.002%186

845周、即82.2%的有效样本落在混合或小变动组。全样本熊市平坦化的均值区间高于零，但这是未经所有条件组合多重比较校正的探索性结果；后段该组仅23周，另外三种严格形态各11—14周，均低于预设30周门槛。

进一步按前周VIX是否达到25分组，高VIX下四种严格形态全样本分别只有6、14、17、6个观测，均不足最低门槛。另有7周前周VIX不可得，只从风险分组排除。VIX是股票隐含波动代理，不能据此认定美元融资压力。当前更适合用曲线形态描述已经发生的市场组合，而非据组内均值直接预测下一次美元方向。

四、国际证据：相对利差与外国利率增量需要分别检验#

4.1 对欧元，外国短端有助于补充美国单边信息#

本节对应第2.7节的双边U/S/B：欧美行的因变量是美元对欧元变化$R^E$，日美行是美元对日元变化$R^J$，均非美元指数。“美国单变量”U只使用美国收益率变化；“利差模型”S使用美国减外国收益率的变化；“分别估计”B在一个回归中让美国与外国各有一个系数。以下均为同一期限2年、周频、各市场内同样本比较。

市场时期有效周美国单变量R²利差模型R²分别估计R²分别估计相对美国单变量增量（百分点）
美元对欧元2007—20165210.93%14.53%16.58%+15.64
美元对欧元2017—20212610.97%1.56%1.58%+0.62
美元对欧元2022—2026年9月18日2467.60%10.22%11.64%+4.04
美元对日元2007—201652124.35%24.99%25.26%+0.91
美元对日元2017—202125923.78%18.87%25.84%+2.06
美元对日元2022—2026年9月18日24624.50%24.20%24.72%+0.22

欧美改善在早期最明显，2017—2021周频的三个模型解释力都很低，后段有所恢复。日美则不同：美国单变量本身已有较高解释力，把它机械改成利差，并没有在所有时期改善拟合。

分别估计模型包含美国单变量模型，因此在同样本OLS下，其普通R²不会下降。增加变量之后R²上升，本身不足以证明新变量有可靠信息，更不意味着未来预测会改善。需同时查看系数不确定性、调整后拟合、不同频率和共同日历结果。

4.2 利差有关联，不代表外国端的增量已经通过检验#

本节仍使用双边因变量$R^E$或$R^J$及2Y变化。每个市场的利差检验来自S，外国系数和系数和检验来自B；后段六项检验分别回答：利差是否有关联；控制美国利率后，外国利率是否仍有信息；美国与外国的系数是否可以约束为等大反向。

市场第二阶段主检验估计及95%区间Holm p判断
美元对欧元利差系数=0+0.298 [+0.127, +0.468]0.0032拒绝零假设
美元对欧元外国系数=0-0.224 [-0.449, +0.001]0.2022证据不足以拒绝
美元对欧元美国+外国系数=0+0.096 [-0.033, +0.225]0.4381证据不足以拒绝
美元对日元利差系数=0+0.469 [+0.361, +0.577]8.99e-17拒绝零假设
美元对日元外国系数=0-0.188 [-0.817, +0.442]0.7391证据不足以拒绝
美元对日元美国+外国系数=0+0.285 [-0.338, +0.909]0.7391证据不足以拒绝

欧美和日美利差的零系数假设均被拒绝，估计方向为正。但两地外国系数在控制美国利率后，都未通过六项Holm校正。等大反向约束也未被拒绝，这只能表示证据不足以排除该约束，不能认定约束已经得到证明。

日本后段2年期收益率周变化的标准差为3.43bp，美国对应为14.50bp。当外国端的变化明显较小时，利差的变化会在数量上更接近美国端。这为“美日利差显著，而日本端额外信息有限”提供了一个直接的统计解释；它不意味着日本政策在经济上不重要。

4.3 回到美元篮子，海外变量的增量也依赖时期#

从本节开始，因变量回到广义美元$R^B$和DXY篮子$R^D$。第一张表对应篮子U与X：自变量从美国2Y扩展为美国、欧洲、日本2Y三项，欧日同时进入。为避免不同市场假期改变比较基准，两模型均在美欧日共同有效日期上重估；该日历与第一阶段不同，两个阶段的R²不能直接相减。

美元指标时期仅美国2Y R²加入欧日2Y R²增量（百分点）欧元区系数及95%区间日本系数及95%区间
广义美元2007—20160.15%9.66%+9.51-0.329 [-0.505, -0.153]+0.252 [-0.104, +0.608]
广义美元2017—20210.01%0.94%+0.93-0.030 [-0.556, +0.496]+0.413 [-0.461, +1.288]
广义美元2022—2026年9月18日6.22%6.56%+0.34-0.044 [-0.163, +0.076]+0.023 [-0.162, +0.208]
DXY合成篮子2007—20162.63%15.65%+13.02-0.532 [-0.709, -0.355]+0.008 [-0.414, +0.429]
DXY合成篮子2017—20212.41%4.22%+1.81-0.223 [-0.840, +0.394]+0.616 [-0.222, +1.454]
DXY合成篮子2022—2026年9月18日12.19%14.16%+1.96-0.140 [-0.317, +0.036]+0.088 [-0.186, +0.362]

早期海外短端的补充作用更强，DXY篮子的增量也比广义美元更大。后段广义美元只增加约0.34个百分点，DXY篮子增加约1.96个百分点，外国系数的点态区间均跨零。海外利率是重要的比较维度，但这组结果没有证明它在任何时期都提供强而独立的美元解释力。

下一张表对应Rbase与Rforeign，因变量只展示广义美元$R^B$：前者使用美国实际10Y与BEI两项，后者增加欧日名义10Y，共四项自变量。两模型在相同国际共同日历上比较实际与BEI系数之差。

时期原模型：实际−BEI系数差控制欧日10Y后系数差控制后原始p
2007—2016+0.455 [+0.303, +0.608]+0.452 [+0.315, +0.588]8.64e-11
2017—2021+0.513 [+0.375, +0.651]+0.523 [+0.375, +0.671]4.25e-12
2022—2026年9月18日+0.095 [-0.071, +0.261]+0.082 [-0.085, +0.250]0.3350

早期实际利率与通胀补偿的区别并没有被海外名义利率控制消除，后段的不确定性也没有消失。这个结果把国内利率组成与国际利率参照联系起来，但尚不能替代对海外实际利率、通胀补偿和政策意外的直接观测。

五、综合分析：如何把两阶段结果连成一个整体#

5.1 第一层联系：先确定要解释哪一种美元，再讨论哪一种利率#

两阶段最先提醒我们的，是“美元”并不是一个脱离参照物的单一数值。DXY、广义美元、美元对欧元和美元对日元，都是美元对外汇价的测量，但被比较的货币、权重以及波动来源不同。对一个指标得到较强关系，不能不经检查便转用于另一个指标。

这可以帮助理解一个看似不协调的结果：第一阶段广义美元与美国短端的关系，在前两段很弱；第二阶段美元对日元却与美国短端有较强关联。二者并不互相否定。双边汇率可以有较强的利率共同变化，而把它和其他币种组合后，其他汇率方向及非利率因素可能削弱这一关联。这里的“可能”是对聚合方式的解释，而不是对每一种货币贡献的实证分解。

DXY的欧元权重较高，所以它天然更接近以欧美为重要组成部分的汇率问题。第二阶段中，加入欧洲利率对欧美双边和DXY的早期解释力都更有帮助，这与篮子结构相容。但是，DXY同时包含日元等其他货币，广义美元覆盖更广，现有回归不能把二者之间所有差别归到欧元，更不能给出一个“欧元政策解释了美元多少”的因果比例。

因此，代理选择本身就是研究结论的一部分。研究美元对主要发达经济体货币的市场表现，可以保留DXY视角；研究更广泛的美元对外汇价，需要保留广义美元；研究具体相对政策和收益率，则需要下沉到双边汇率。三个层次应相互校验，而不应为了获得更显著的回归结果而更换研究对象。

5.2 第二层联系：美国单边关系较弱，可能是相对变化被共同变化掩盖#

第一阶段只用美国收益率的模型，是把复杂的跨国定价压缩成一个美国变量。第二阶段的作用，是检查这种压缩是否遗漏了同时变化的海外收益率。这比笼统地说“汇率看利差”更具体，因为它可以检验遗漏究竟有没有统计后果。

在同一组样本的双变量线性投影中，美元变化可以写成美国收益率变化与外国收益率变化的组合。由OLS投影的代数关系，美国单变量系数等于“分别估计时的美国系数”，再加上“外国系数乘以美外收益率变化的协方差与美国收益率变化方差之比”。这个关系描述统计投影，并不需要把系数解释为政策冲击。

如果美国与外国收益率常常同向变动，而它们与美元的条件关系一正一负，那么美国单变量就混合了两个相反方向的关联，其估计可能被压低。欧美早期样本提供了具体例子：只用美国2年期时，系数约为+0.142；把美欧分别估计后，美国系数约为+0.461，欧洲系数约为-0.715。与此同时，利差模型的R²明显高于美国单变量模型。

这使两阶段形成了可以复核的联系：美国单边回归较弱，不必然表示利率对汇率毫无信息，也可能表示选取的变量没有区分全球共同变化与相对变化。但这个解释不能无限推广。2017—2021的欧美周频模型整体仍弱，后段广义美元加入海外短端后的增量也很小。海外遗漏解释了部分现象，没有解决所有时期、所有篮子的低解释力。

5.3 第三层联系：日元提醒我们，“利差显著”和“外国端重要”是两个命题#

美日结果是对直觉最有价值的一项约束。后段美元对日元与美日2年期利差显著正相关，表面上很容易被概括为“日美政策分化决定了日元”。但当模型拆开美国端和日本端，证据就没有这么充分：单用美国2年期的R²已达24.50%，利差模型为24.20%，分别加入日本端也仅增至24.72%。

这不是数学矛盾。利差等于美国端减去日本端，而日本短端在该样本内的变动尺度较小。只要美国端本来就与汇率有关联，一个包含美国端的利差变量也可能显著。显著性告诉我们这个组合与美元共同变化，却没有自动回答组合里的每一部分是否提供新增信息。

“等大反向”则是另一层假设。只回归利差，等于预先规定美国收益率上升10bp和日本收益率下降10bp具有相同大小的汇率关联。分别估计允许两者不同。当前后段检验没有拒绝等大反向，但区间较宽，尤其外国端的信息精度有限；不拒绝不能理解为已经验证该经济约束。

因而，欧美和日美不应使用同一个未经校准的利差解释模板。欧元样本更支持进一步研究外国端的增量；日元样本则要求先承认美国端已经包含较多关联。日本政策、套利交易平仓或避险需求都可能影响汇率，但本研究没有相应的政策意外、仓位或资金流数据，无法把这些叙事直接从国债利差回归中读出来。

5.4 第四层联系：实际利率分解与国际利差不是替代关系#

国内分解回答的是“美国名义收益率为什么在数值上发生变化”；国际利差回答的是“美国的变化相对海外处于什么位置”。前者沿利率的组成拆分，后者沿地理参照比较，两者没有互相替代的理由。

可以用两个假设性情形理解这一点。第一种情形，美国名义10年期上升主要来自实际收益率，而欧洲、日本变化有限；第二种情形，美国名义10年期上升主要来自通胀补偿，海外名义收益率也同步上升。两者表面上都可以表现为“美债收益率上升”，但实际组成和相对变化都不同。这个例子用于说明模型所区分的维度，不是本研究已经识别的两类因果冲击。

数据给出的连接证据是：在国际共同日历上，给实际利率与BEI模型加上欧日10年期之后，早期广义美元的实际−BEI系数差仍明显为正，后段仍跨零。因此，早期两类美国利率分量的区别，没有被本次观察到的海外名义利率简单吸收。国际维度补充了国内分解，却没有把它推翻。

也需要保留一个限制。第一阶段中，实际利率的三个分段系数区间都高于零；第二阶段控制海外10年期后，2017—2021的广义美元实际利率系数为+0.193 [-0.007, +0.392]，区间已经包含零。于是，不能把第一阶段结果升级为“实际利率在所有规格、所有时期都显著”。跨规格更稳固的观察是：早期实际与通胀补偿之间的区别得以保留；单个系数的精度仍依赖日期和控制变量。

此外，加入的是海外名义收益率，而非海外实际收益率或政策意外。即便控制后实际−BEI的区别依然存在，也不能据此命名为已识别的“美国实际政策效应”。进一步的机制研究需要直接观测相关分量，而不能靠给现有系数更强的经济名称来完成。

5.5 第五层联系：曲线斜率弱，并不否定实际利率和相对利差的结果#

斜率模型检验的是，在美国2年期变化已经给定之后，美国10年减2年的额外变化是否对应美元变化。它混合了美国曲线的相对位置，却没有自动区分实际利率、通胀补偿和海外曲线。因此，斜率的额外系数不显著，与实际利率分解或欧美利差有一定解释力，可以同时成立。

同一个“变陡”标签也可能来自不同端点组合。长端上升较多与短端下降较多，都可能使曲线变陡；它们对应的名义、实际、通胀和国际比较可能不同。四形态分类加入债券牛熊方向，减少了部分混淆，但阈值过滤后仅少数周被纳入，尤其在后段难以形成精度足够的组内判断。

这两组结果共同支持的是一种有分辨率的读法：保留各期限的实际变化、实际与通胀补偿的组成，以及相同期限的海外参照，再把“陡峭化”“平坦化”用作描述摘要。现阶段证据不足以让形态标签代替上述数值信息。后续若研究连续的曲线变化与风险交互，应作为新规格另行检验，而不是通过放松当前阈值来寻找显著组。

5.6 第六层联系：各阶段呈现不同的统计图景，频率也改变问题#

把国内和国际结果放在一起，2007—2016年的主要图景是：广义美元对美国短端的单变量关联较弱，但实际与通胀补偿的区别较强，欧洲利率的增量也较明显。这说明早期美元信息更分散于利率组成和国际参照，单一美国短端变量容易丢失其中一部分。

2017—2021年则不能简单视为同一关系减弱。广义美元与欧美双边的周频短端模型整体很弱，美元对日元仍保留较强的美国端关联；一些月频结果又与周频不同。因此，“美元受利率影响较小”不是适用于所有币种和时间尺度的概括。我们看到的是研究对象与采样尺度的差异，而没有足够识别将其全部归因于某一个宏观制度。

2022年后，美国短端与广义美元的正向关系更明确，欧美利差也有正向关联；但是，给广义美元再加海外短端的增量有限，实际与BEI的区别没有延续早期强度。它提示研究者不能把“利率重要性上升”直接等同于“所有利率分量都更重要”。一个粗粒度的短端读数可能更有相关性，某些更细分的区分却仍缺乏精确证据。

月频聚合进一步改变了被观察的变化：它可能减少短期噪声，也可能改变共同变化结构、端点影响和有效样本量。欧美后段外国系数在月频区间低于零，在周频主检验中却未得到同样支持。这不是允许我们挑选较显著频率的理由，而是需要明确问题究竟针对一周还是一个月。月频只有56个后段观测，其较高R²不能被直接解释成预测能力更强。

5.7 第七层联系：共同日历决定哪些增量比较是有效的#

两阶段合并时，一个容易忽略的陷阱是把不同样本的R²直接相减。第一阶段后段广义美元对美国2年期的R²为8.34%；国际共同日历上，仍只用美国2年期时，这个数值为6.22%。此时尚未加入任何海外解释变量，所以两者差异首先反映日期和端点选择，不能记到海外变量名下。

正确的近期增量比较是：在同一个国际日历内，广义美元从6.22%到6.56%，DXY篮子从12.19%到14.16%。即使不同样本的周数恰好相同，因假期造成的实际观测端点也可能不同。跨市场研究不能只核对样本数量，还要核对每一笔变化从哪一天计算到哪一天。

这一点也解释了为何欧洲外国系数在双边日历下的区间贴近零，而在更严格的全球共同日历下，其未校正区间低于零。它是边界结果对采样的敏感性，应作为不确定性保留，不能把后来更有利的日历替换成主检验，或把这两次估计当作两个独立支持。

5.8 第八层联系：较高解释力、显著关系和可交易预测之间仍有距离#

整个研究使用的是同一周或同一月已经发生的收益率变化，解释同一期间的美元变化。当本周利率变化尚未实现时，回归所需的解释变量也并未完整可得。因此，哪怕某个模型的同期R²较高，也不等于投资者能在期初获得相应的预测。

跨市场观测时间并不一致，宏观历史还可能被修订，这又使当前数据库中的历史记录与当时投资者实际拥有的信息集不同。要把这里的关系发展成预测，需要重新定义信号发布时间、可用变量、滚动估计、执行时点和真正未使用的未来样本；若进一步发展为策略，还要考虑成本和风险。这些步骤尚未在本研究中完成。

同样，增加海外变量后某个美国系数改变，只能说明线性条件关联改变，不能直接称为发现了政策因果渠道。收益率与汇率都可能共同回应增长、通胀、风险偏好或流动性变化。把这些机制列为与结果相容的解释是合理的；把某个解释变成已确认的贡献，需要额外的识别设计和证据。

两阶段合起来，最有价值的产物是一套能防止误读的研究框架：先说明美元代理和比较货币，再分辨美国利率的组成，然后加入同期限海外参照，最后检验增量、样本稳定性和可得时点。它提升的是分析的准确性，尚不是自动产生方向或仓位的规则。

5.9 综合判断：哪些结论相互加强，哪些仍需保留分歧#

结论组合两阶段之间的关系当前可以支持的解释仍不能支持的推论
美国单边关系弱，部分欧美利差模型更强国际参照补充了国内单变量海外共同变动会影响美国单变量的统计投影所有美元波动都由政策分化决定
美日利差显著，日本端增量小提醒区分组合关联与分量增量利差可能主要继承美国端已有的信息日本政策无关紧要，或已经识别carry资金流
早期实际−BEI区别在海外控制后保留利率组成与国际参照相互补充观察到的海外名义利率不足以消除早期组成差别已识别纯实际政策冲击或纯通胀冲击
DXY与广义美元结果不同，海外增量也不同测量口径与解释变量共同影响结果必须按篮子及双边关系分别分析DXY可代表一切意义上的美元价值
斜率和严格四形态证据较弱对简单行情标签形成共同约束应保留期限、组成和相对变化的原始信息曲线形态没有任何经济含义
时期、频率和日历改变部分结果稳健性检查揭示适用范围需要按问题选择尺度并保留不确定性可以事后挑选显著版本作为确定规律

这张关系表体现了综合结论的强弱边界：海外维度能够修正部分国内解释，实际利率维度提供另一种必要区分，美元篮子又决定这些信息如何聚合；没有一个维度单独完成了对美元的定价解释。对机制保留多种可能，并不等于结论空泛，而是明确哪些区别已被数据支持、哪些判断仍缺少识别。

六、稳健性与数据限制#

6.1 月频保留了部分模式，也揭示了尺度依赖#

第一张表对应第一阶段M1/M2/M3的月频重估，因变量为广义美元月变化，自变量同样改用月变化。表内2Y系数来自M1，斜率检验来自M2，实际−BEI检验来自M3，并非一个模型同时包含所有变量。2017—2021的短端系数为负、原始p约0.048，但它属于辅助结果，不能被升级为稳定负向规律。

时期有效月广义美元2Y系数及95%区间斜率检验原始p实际−BEI检验原始p
2007—2016119+0.017 [-0.183, +0.217]0.56050.0006
2017—202160-0.252 [-0.502, -0.002]0.67181.25e-10
2022—2026年8月56+0.310 [+0.208, +0.412]0.06570.1671

第二张表对应双边U/S/B的2Y月频重估，因变量分别是美元对欧元、美元对日元的月变化，仅包括2022年至2026年8月。利差系数来自S，外国系数来自B。欧洲外国系数区间低于零，日本外国系数区间仍跨零；这些结果保留为对周频结论的补充与限制。

市场有效月2Y利差系数及95%区间美国单变量R²利差模型R²分别估计R²外国系数及95%区间
美元对欧元56+0.664 [+0.482, +0.847]34.07%36.31%46.08%-0.450 [-0.696, -0.204]
美元对日元56+0.751 [+0.587, +0.914]51.92%53.20%53.37%-0.561 [-1.277, +0.156]

6.2 10年期结果没有消除欧美与日美的差别#

以下对应双边U/S/B，因变量仍为各双边汇率的周变化，期限从2Y全部替换为10Y；利差系数来自S，外国系数来自B。欧美利差模型的拟合优于美国单变量，日美则没有同样改善；外国端的点态区间均跨零。这些属于辅助分析，未被重新纳入2年期的六项主检验。

市场10Y利差系数及95%区间美国单变量R²利差模型R²分别估计R²外国系数及95%区间
美元对欧元+0.283 [+0.007, +0.558]3.42%6.23%6.72%-0.237 [-0.558, +0.084]
美元对日元+0.492 [+0.325, +0.660]18.81%18.51%19.50%-0.235 [-0.584, +0.114]

6.3 逐年剔除、滚动关系和口径敏感性#

第一阶段逐一剔除任一年份后，广义美元全样本短端系数仍在+0.059至+0.095之间。第二阶段对应的全样本2年期利差系数，欧美为+0.416至+0.457，日美为+0.626至+0.689。全样本正号不依赖某一个年份，但这不能证明较短窗口内关系稳定。

第一阶段104周滚动相关中，广义美元与美国2年期变化的范围为−0.205至+0.440，与10年实际利率变化的范围为−0.124至+0.540。窗口高度重叠，持续一段时间的正相关或负相关不能当作许多独立重复检验。

ECB原生2年期par口径下，欧美后段利差系数约0.299；统一半年付息版本约0.298，主要判断没有依赖这项换算。另一方面，共同日历会影响贴近显著性边界的结果。日频前后相邻共同观测的错位也只作为采样诊断保留，未从中选择一个最佳错位来构造领先信号。

6.4 缺失与源内异常的处理#

第一阶段日度合并网格有5,145个日期，其中4,899个日期满足全部核心输入共同覆盖。排除的246个日期中，177个核心数据全部缺失，69个部分缺失，包含休市和来源日历差异。没有将这些日期全部归类为数据错误，也没有填补缺失。自算10年BEI与同日期FRED参考序列的差异均未超过1bp，仅有浮点舍入量级误差。

ECB的2021年12月14日缺少完整曲线参数，因此未生成当日重建收益率。2022年6月23日，参数重建的10年spot与官方spot相差约0.615365bp，该日派生欧洲曲线也标为缺失，原始记录保留。原生par在较早历史与按月离散近似数值吻合，2023年5月19日起与连续积分数值吻合；这是数值复现观察，尚未获得官方变更公告确认原因。主分析统一按半年付息重建。

日本历史数据至2026年8月31日，与当前月数据按同一官方口径相接。2019年4月27日至5月3日所在周无共同有效日，因此该周和下一周均不计算周变化，使日美比欧美少两个有效周变化。跨越缺失的104周滚动窗口也保留为空缺。

6.5 相同日期不代表相同时点#

FRED外汇采用纽约正午报价，美国国债曲线约采用纽约15:30报价。ECB方法使用前一工作日收盘价格，本研究保留官方观测日期；日本采用东京15:00市场报价，在下一营业日上午发布。周频和月频可以减少部分日内错位影响，但不能把这些记录变成同步交易价格。美联储H.10说明、美国财政部曲线方法。

本研究使用2026年9月24日取得的历史数据版本，不是逐日重建的历史信息集。现有数据适合描述、比较和有边界的统计推断，不能据此确认实时可执行性。

七、研究框架的使用与下一步#

从现有证据出发，分析一次美元与利率行情，可以依次记录四组事实：所用美元指标及主要双边汇率方向；美国各期限变化及实际、通胀补偿组成；与欧日同期限收益率的相对变化；该关系在类似频率和时期中的稳定性。若不同美元篮子或币种给出不同答案，应保留这种分歧，继续寻找参照和组成差别，而不是强行合并为“美元一定涨或跌”。

国内短端、实际利率与国际利差都可以保留为研究变量，曲线形态可作为行情说明，稀疏风险分组则宜保持描述地位。只有在同日期、同频率、同口径下比较模型，才有资格讨论某个变量是否带来了额外信息。即便比较有效，也应同时查看系数区间及反例，避免只依据R²决定经济解释。

下一步最有针对性的工作，是根据需要识别的机制补充数据：若关注政策路径，可研究可比OIS或政策意外；若关注实际利率与通胀补偿，可加入海外相应分量；若关注美元融资和去杠杆，可研究融资压力及直接仓位证据。这些扩展本次未纳入，也没有假定数据已经齐备。

本报告保留的最终判断是：利率对美元有信息，但信息来自哪些分量、相对谁、以何种频率观察，必须同时说清楚。 两阶段结果支持对美元关系作分层分析，尚不足以支持一个跨币种、跨时期固定适用的交易公式。

附录：统计口径与公开来源#

两阶段主回归均采用含截距OLS。周频HAC固定4阶、月频3阶，使用渐近正态点态95%区间，不作有限样本缩放；日历缺口保留在HAC距离计算中。涉及系数和、系数差的检验使用完整协方差，不能把两个系数的标准误简单相加。

曲线分组均值区间采用连续8周移动区块bootstrap，重复1,000次；不足30个有效周、10段分离出现，或有效重抽样不足预设门槛的组，只作描述。第一阶段后段的三个广义美元假设与第二阶段后段的六个双边假设分别校正；全样本、月频、滚动、分组和其他敏感性结果不获得相同的确认地位。综合分析提出的是对既有结果的解释，没有新增因果检验。

公开数据与方法来源：

文中数值为基于上述公开数据、依照所述样本和方法计算的研究结果，不是来源机构发布的模型结论。

免责声明：本文用于研究与信息交流，不构成投资建议、交易指令或收益保证。历史相关性和样本内拟合不代表未来表现，投资判断、风险承担与实际执行由读者自行决定。

本文仅用于研究交流，不构成投资建议。市场观点具有时点性，请结合原始资料与自身风险约束独立判断。