江春　馮絲卉

[內(nèi)容摘要]本文基于1995年2月—2014年11月的月度數(shù)據(jù)，采用門限回歸模型對(duì)我國中央銀行的政策利率（存款基準(zhǔn)利率）與產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：中國央行政策利率的調(diào)整對(duì)產(chǎn)出的影響具有非對(duì)稱性，當(dāng)中央銀行大幅下調(diào)存貸款基準(zhǔn)利率時(shí)，其對(duì)產(chǎn)出的影響十分微弱；而當(dāng)中央銀行上調(diào)存貸款基準(zhǔn)利率時(shí)，利率政策對(duì)產(chǎn)出的抑制作用卻十分顯著。

[關(guān)鍵詞]中央銀行；利率政策；非對(duì)稱性

一、引言

利率既是調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的政策杠桿，又是極為重要的要素價(jià)格；既是連接宏觀經(jīng)濟(jì)與微觀經(jīng)濟(jì)的橋梁，又是溝通金融體系與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的中介。利率的變動(dòng)通過影響微觀經(jīng)濟(jì)主體的行為進(jìn)而影響整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)，因此，對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行起著重要的作用，各國央行都將利率政策作為調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段。我國中央銀行雖然也通過調(diào)節(jié)利率來調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)，但與西方國家不同的是，中央銀行在1983年9月以前通過直接決定金融機(jī)構(gòu)的存貸款利率來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)；1983年9月—2013年7月，中國央行則通過規(guī)定存貸款基準(zhǔn)利率，并允許商業(yè)銀行存貸款利率在貸款基準(zhǔn)利率的一定幅度內(nèi)浮動(dòng)來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)；2013年7月以后，中央銀行開始允許商業(yè)銀行存貸款利率在存貸款基準(zhǔn)利率的基礎(chǔ)上自由浮動(dòng)。也就是說，長期以來中央銀行是通過確定存貸款基準(zhǔn)利率來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的，這意味著存貸款基準(zhǔn)利率實(shí)際上是央行所掌握的一種政策利率工具。

從中央銀行利率政策的實(shí)踐來看，長期以來中央銀行的利率政策主要是以刺激經(jīng)濟(jì)增長為最終目標(biāo)。例如，1996—2002年為了減輕企業(yè)的利息負(fù)擔(dān)以刺激經(jīng)濟(jì)增長，央行連續(xù)8次下調(diào)利率，將一年期存款基準(zhǔn)利率從10.98%一路下調(diào)到1.98%；2014年11月鑒于中國的潛在增長率趨于下滑且各國利率水平因全球經(jīng)濟(jì)低迷的情況，中央銀行下調(diào)人民幣存貸款基準(zhǔn)利率，其中金融機(jī)構(gòu)一年期貸款基準(zhǔn)利率下調(diào)0.4個(gè)百分點(diǎn)至5.6%，一年期存款基準(zhǔn)利率下調(diào)0.25個(gè)百分點(diǎn)至2.75%；2015年3月央行再次降息，存款利率和貸款利率均下調(diào)O.25個(gè)百分點(diǎn)。當(dāng)然，在因中國的物價(jià)上漲率過高而導(dǎo)致銀行存款大量流失并嚴(yán)重影響中國宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定時(shí)，中央銀行也不得不提高名義利率，如1993—1995年間央行就4次提高利率。本文關(guān)注的問題是：我國中央銀行降低利率對(duì)經(jīng)濟(jì)的刺激作用與提高利率對(duì)經(jīng)濟(jì)的抑制作用效果是否完全一致？或者說，中國利率水平上升或下降對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響是對(duì)稱的還是非對(duì)稱的？這一問題關(guān)系到中國利率政策的精確度及有效性。本文試圖對(duì)此進(jìn)行深入的理論探討。

二、文獻(xiàn)回顧

國外學(xué)術(shù)界在貨幣政策的非對(duì)稱性問題上已經(jīng)進(jìn)行了大量的研究。Cover在這一領(lǐng)域起了開創(chuàng)性的作用。他通過選取美國1951—1987年貨幣供應(yīng)量、90天國庫券利率、失業(yè)率以及實(shí)際GDP的季度數(shù)據(jù)，并采用二階段估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，緊縮性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響效果大于擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響效果。因此，Cover得出結(jié)論：貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響具有非對(duì)稱性。此后，Thoma、Rhee&Rich、Karras、Garibaldi等人運(yùn)用不同國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，都發(fā)現(xiàn)各國的貨幣政策具有非對(duì)稱性。不過，這些研究都是以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的代理變量，因此這些文獻(xiàn)所研究的是貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的非對(duì)稱影響問題。自20世紀(jì)90年代以后，由于受經(jīng)濟(jì)全球化及金融自由化的影響，貨幣供應(yīng)量不再適宜作為貨幣政策的中介目標(biāo)，因此各國中央銀行又重新重視利率的作用。在這種情況下，國外又有一些學(xué)者開始研究利率的非對(duì)稱效應(yīng)問題。Morgan最早將利率作為貨幣政策的代理變量，他采用cover的做法證實(shí)了貨幣政策具有非對(duì)稱性。此后，學(xué)者們（Karras，Ganbaldi，F(xiàn)lorio，Jamilov & Egert，Karras等）開始研究利率對(duì)就業(yè)、產(chǎn)出和通貨膨脹的非對(duì)稱影響及原因。他們普遍認(rèn)為，利率政策具有非對(duì)稱效應(yīng)，緊縮性的利率政策對(duì)經(jīng)濟(jì)影響較為顯著，而擴(kuò)張性的利率政策對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響不大。

在國內(nèi)，由于中國央行一直注重運(yùn)用數(shù)量型貨幣政策來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，因此國內(nèi)絕大多數(shù)學(xué)者（劉金全、鄭挺國；劉明；陳建斌；閆紅波、王國林；陳豐；楊恩；孫俊；劉駿民、王興；熊啟躍，黃憲等）是以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的代理變量來研究貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的非對(duì)稱影響問題。他們發(fā)現(xiàn)，中國的貨幣供應(yīng)量（一般選取M1或M2）對(duì)通貨膨脹、產(chǎn)出等經(jīng)濟(jì)變量具有非對(duì)稱影響。

需要指出的是，國內(nèi)也有一些學(xué)者研究過利率變動(dòng)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的作用效果，但結(jié)論不一。其中主要有：（1）利率下降對(duì)經(jīng)濟(jì)的刺激影響并不顯著。汪曉亞實(shí)證分析了1996—1999年我國利率下降對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)利率下降對(duì)經(jīng)濟(jì)的刺激影響并不顯著。此外，還有學(xué)者（曾憲久、謝平等、盛朝暉）等認(rèn)為利率對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響不顯著。（2）實(shí)際利率上升會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長，因?yàn)閷?shí)際利率與投資具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。李廣眾基于1984—1997年的數(shù)據(jù)分析得出，實(shí)際利率和投資具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，他認(rèn)為，降低利率不僅可以減輕企業(yè)的財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)，還可以向市場傳遞政府意圖促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的信號(hào)。（3）實(shí)際利率上升會(huì)刺激經(jīng)濟(jì)增長。賓國強(qiáng)運(yùn)用1978—1996年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出：實(shí)際利率提升1%，經(jīng)濟(jì)增長率隨之提高0.879%。他認(rèn)為，實(shí)行高利率的政策可以更好地吸收儲(chǔ)蓄，從而進(jìn)行更有效率的投資。因此，在這一特殊階段，利率提高可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。（4）利率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響可能因經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同而不同。沈坤榮、汪建將我國經(jīng)濟(jì)分為兩個(gè)階段：在1989年之前，高利率促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長；在1990年之后，利率上升導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)增長速度下降。但這些學(xué)者并沒有指出利率上升或下降對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響是不是對(duì)稱或非對(duì)稱的。

值得關(guān)注的是，近年來國內(nèi)也有一些學(xué)者（王立勇、張代強(qiáng)、劉文革；歐陽志剛、王世杰；張延良、白未樂等）開始研究利率變動(dòng)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的非對(duì)稱影響這一問題。但是，目前國內(nèi)的這類研究大多只從實(shí)證上驗(yàn)證了利率政策非對(duì)稱性是存在的，但并未從理論上給出原因，而且也沒有估算出利率變動(dòng)非對(duì)稱性的門檻值，只是采取了外生設(shè)定門檻值的做法，這導(dǎo)致門檻值的設(shè)定過于主觀。為彌補(bǔ)這些缺陷，本文試圖構(gòu)建一個(gè)理論模型，以便從理論上解釋利率政策非對(duì)稱性的原因，并運(yùn)用門限回歸模型（TAR模型）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。門限回歸模型是Tong & Lim提出的，這一模型能夠解決傳統(tǒng)的線性模型不能較好的模擬復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象這一問題。在此基礎(chǔ)上，Tsay對(duì)TAR模型的建模及估計(jì)方法進(jìn)一步進(jìn)行了改進(jìn)。改進(jìn)后的門限回歸模型不僅可以有效地模擬經(jīng)濟(jì)中的非對(duì)稱過程，而且還可以基于數(shù)據(jù)自動(dòng)估計(jì)出門限值，因而具有精度高、結(jié)果穩(wěn)健、操作簡便等特點(diǎn)。本文認(rèn)為，運(yùn)用門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，能夠更準(zhǔn)確地分析利率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的非對(duì)稱性影響這一問題，這也是本文力圖做出的貢獻(xiàn)。

三、中央銀行政策利率的非對(duì)稱傳導(dǎo)

（二）數(shù)據(jù)處理與描述

1.被解釋變量。本文中的被解釋變量為產(chǎn)出，實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界習(xí)慣于用GDP來代表產(chǎn)出。但由于GDP沒有月度數(shù)據(jù)，我國有效數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度又較短，采用GDP作為產(chǎn)出代理變量就會(huì)帶來樣本容量過少的問題。因此，本文采用工業(yè)增加值作為產(chǎn)出的代理變量。我國公布的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)并不是完整的，近年來每年1月份的數(shù)據(jù)是缺失的。為了解決這一問題并保持?jǐn)?shù)據(jù)的平穩(wěn)性，因此本文采用插入法估計(jì)每年1月份的工業(yè)增加值。此外，為了得到實(shí)際的工業(yè)增加值，本文剔除了通貨膨脹的影響。

2.解釋變量。本文的解釋變量為政策利率，中央銀行會(huì)不定期的調(diào)整存貸款基準(zhǔn)利率以影響市場利率，進(jìn)而影響宏觀經(jīng)濟(jì)。其中最為基礎(chǔ)、影響最為廣泛的政策利率為1年期存貸款基準(zhǔn)利率。因此本文采用1年期存款基準(zhǔn)利率作為政策利率的代理變量，同時(shí)剔除通貨膨脹的影響，得到其實(shí)際值。

本文選取1995年2月—2014年11月的月度數(shù)據(jù)作為樣本，數(shù)據(jù)源自于Wind數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

（三）實(shí)證結(jié)果

由于本文采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以在進(jìn)行非線性分析之前，要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，以確保數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從表2中顯示出的結(jié)果可以看出，變量Y的ADF統(tǒng)計(jì)量為-5.88，小于1%的顯著性水平下的臨界值-3.48，因此Y在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的；而變量r的ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.01，小于5%的顯著性水平下的臨界值-2.88，因此r在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。

在確定序列Y和序列r均為平穩(wěn)序列之后，本文對(duì)Y與r之間的關(guān)系進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，研究利率變動(dòng)是否會(huì)對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生非對(duì)稱影響。本文以利率變動(dòng)值為門限變量，采用“格子搜索”法估價(jià)門限值。參考Hansen的做法，將利率變動(dòng)值從小到大排列，并忽略前后10%的觀測值。_3l_將不同的利率變動(dòng)值作為門限對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，得到不同的殘差平方和。當(dāng)殘差平方和最小時(shí)，對(duì)應(yīng)的利率變動(dòng)值即為門限。得到門限值后還需要運(yùn)用自助抽樣法模擬似然比統(tǒng)計(jì)量及其臨界值（本文重復(fù)次數(shù)為1000000次）以檢驗(yàn)是否存在門限效應(yīng)。

從表3和圖2的結(jié)果中我們可以看出模型存在門限效應(yīng)，且門限值為-0.79。結(jié)合表（4）的結(jié)果，當(dāng)利率變動(dòng)值大于-0.79時(shí)，系數(shù)為-0.23；當(dāng)利率變動(dòng)值小于-0.79時(shí)，系數(shù)為-0.19，并且在1%的顯著性水平之下結(jié)果是顯著的。也就是說，當(dāng)利率下調(diào)0.79個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，門檻出現(xiàn)。

（四）小結(jié)

基于以上實(shí)證分析，本文發(fā)現(xiàn)我國中央銀行的政策利率和產(chǎn)出確實(shí)具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，即中央銀行政策利率水平的上升會(huì)使產(chǎn)出下降，而中央銀行政策利率水平的下降則會(huì)刺激產(chǎn)出增加。但是，中央銀行政策利率水平的上升或下降對(duì)產(chǎn)出的影響具有非對(duì)稱效應(yīng)：當(dāng)利率升高時(shí)，利率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)出增長率減少0.23%；當(dāng)利率小幅降低時(shí)（即利率降低額小于0.79個(gè)百分點(diǎn)時(shí)），利率每降低1個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)出增長率增加0.23%；而當(dāng)利率大幅降低時(shí)（即利率降低額超過0.79個(gè)百分點(diǎn)），利率每降低1個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)出僅上漲0.19%。因此，中央銀行試圖通過大幅降低利率來刺激經(jīng)濟(jì)的方法，可能效果并不顯著；而當(dāng)中央銀行提高利率水平時(shí)，產(chǎn)出的下降幅度相對(duì)較明顯。

五、結(jié)論

本文從商業(yè)銀行的經(jīng)營決策人手，發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行的經(jīng)營決策受雙重約束——流動(dòng)性約束和資本金約束，并且在同一時(shí)間點(diǎn)最多只有一個(gè)約束起作用。由于“雙重約束”的存在，中央銀行的政策利率對(duì)商業(yè)銀行的貸款利率具有非對(duì)稱影響，而商業(yè)銀行的貸款利率水平又直接決定企業(yè)的投資成本。商業(yè)銀行貸款利率水平上升將導(dǎo)致企業(yè)縮減投資，商業(yè)銀行的貸款利率水平下降則會(huì)刺激企業(yè)擴(kuò)大投資。因此，中央銀行的政策利率變動(dòng)對(duì)企業(yè)投資、產(chǎn)出的影響是非對(duì)稱的。

本文采用1995年2月—2014年11月的月度數(shù)據(jù)，將門限回歸模型應(yīng)用到實(shí)證分析中，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國中央銀行的政策利率具有非對(duì)稱性。其門限值為-0.79，當(dāng)我國中央銀行實(shí)行緊縮性的貨幣政策提高基準(zhǔn)利率時(shí)，其給經(jīng)濟(jì)帶來的抑制作用是很明顯的；而當(dāng)我國實(shí)行擴(kuò)張性的貨幣政策降低基準(zhǔn)利率時(shí)，政策效果則依據(jù)基準(zhǔn)利率降低幅度的不同而不同。雖然降低基準(zhǔn)利率都會(huì)在一定程度上起到刺激經(jīng)濟(jì)的作用，但相比較而言小幅降低基準(zhǔn)利率所起到的邊際效果更好。也就是說，中央銀行如果試圖通過大幅降低利率以刺激經(jīng)濟(jì)增長，其政策效果可能并不顯著；而當(dāng)中央銀行提高利率時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率會(huì)有大幅下降。如果中央銀行想要通過降低利率的方式刺激經(jīng)濟(jì)，那么一次性的大幅降低利率并不是一個(gè)明智的選擇，中央銀行可以分次小幅降低利率。