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雖然今年債市整體的運行環境將有所改善，但是影響債市發展的主要因素仍然存在較大的不確定性，債市的投資機會仍將以波段性投資機會為主。
根據我們的歷史經驗分析，固定資產投資增長速度、生產資料價格指數以及宏觀貨幣供給量(M2)的增長速度均對CPI的走勢具有重要影響。其中，固定資產投資增長速度對CPI的影響一般滯后3至6個月；生產資料價格指數對CPI的影響一般滯后8至12個月；宏觀貨幣供給
量(M2)對CPI的影響一般滯后6至12個月。由此看來，盡管去年11月以來CPI指數快速下降，但是考慮到生產資料價格向下游產品傳遞的效應將在今年體現，并且從國際經濟發展的規律看，政府很難找到一種合理的調控方式來阻止這一傳遞過程，因此寄希望于隨后的幾個月里，CPI指數持續下降是不現實的。
其實，我們建立的CPI傳導模型顯示，今年上半年CPI指數仍存在較大的上漲壓力，CPI指數自今年2月份起將逐步回升，且階段性高點可能在4月份左右出現，最高值為4.1%，上半年CPI平均上漲幅度在3%以上，而5、6月份之后CPI指數有望平穩回落。
諸如CPI等宏觀經濟指標的走勢是決定央行貨幣政策走向的重要經濟指標，而央行貨幣政策的變動則是牽動債市走勢的重要神經。由于央行貨幣政策的執行期一般要滯后于實際經濟運行的狀況，因此，在大多數時間段里，債券市場走勢的演變主要取決于市場資金的供求狀況以及投資者對未來貨幣政策的執行期限和力度的判斷。
為深入研究宏觀貨幣供給量(M2)、金融機構存貸差(DT)和居民消費價格指數(CPI)對債市走勢的影響，我們以1998年1月1日至2004年11月30日為研究區間，以月為研究時間間隔，并以滬市國債指數對數收益率(Ry)為反映債市走勢的變量，建立相關的信息含量模型。根據對相關變量穩定性的檢驗，M2、DT、CPI等變量均為非平穩變量，而這三個變量的一階差分變量(ΔM2、ΔDT、ΔCPI)則均為平穩變量；Ry為平穩變量。因此，我們以Ry為因變量，ΔM2、ΔDT、ΔCPI為自變量，建立如下信息含量模型：式中，m1、 n1、 s1分別為對應變量的最佳滯后期；C3為模型常數；αt、βt、γt分別為變量回歸系數；μ t為隨機擾動殘差項。
經檢驗，上述模型不存在明顯的多重共線形。根據AIC準則確定最佳滯后期，得到的信息含量模型結果見附表。
通常，在國際市場上債券價格走勢與居民消費價格指數的走勢具有較強的負相關關系，我們的實證分析結果也予以證實。
此外，從模型分析結果還可以看到，國債市場的價格走勢與宏觀貨幣供給量(M2)的增長關系并不顯著，與金融機構存貸差的增長率則保持了較高的相關性，由于目前我國國債市場的機構投資者中以金融機構為主，因此金融機構的資金充沛狀況對國債市場價格走勢的影響是不言而喻的。近期債市之所以強勁上升也就不難理解了。總的說來，今年債市仍將呈現波段性行情，且上半年債市的波動較大，下半年影響債市的不確定因素將逐漸明朗，債市的走勢將趨于平穩。今年以來債券市場漲勢強勁，已積累了一定的風險，投資者應謹慎而行，并適當縮短投資組合久期。而對于債券流動性要求不高，并主要出于資產匹配考慮的機構投資者，可適當追加對剩余期限在3至5年左右中期國債的投資額度。因變量()常數項 F值 P值
0.0217 -0.3743 -0.3206 -0.0992 0.0123 3.89 0.00 0.31
(0.838) (0.027) (0.061) (0.251) (0.032)
注：括號中的數據為統計量P值；表中僅列出了部分回歸系數較為顯著的項。上海證券報 招商證券 王小哈
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