摘 要：央行的貨幣政策實施受貨幣政策環(huán)境制約，特別是實施價格型貨幣政策時，在不同的利率環(huán)境下央行可能選擇不同的利率調(diào)控模式。為此，通過構(gòu)建門限回歸模型對貨幣政策調(diào)控模式與利率區(qū)制的相依性進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在不同的利率區(qū)制內(nèi)中央銀行的政策偏好和利率調(diào)控模式存在顯著差異。在高利率區(qū)制，中央銀行存在針對產(chǎn)出缺口調(diào)整名義利率的政策偏好；在低利率區(qū)制，中央銀行則不存在這種政策偏好，低利率環(huán)境下貨幣政策效應(yīng)弱化甚至失效是導(dǎo)致此區(qū)制中央銀行不針對產(chǎn)出缺口調(diào)整利率的主要原因。

關(guān)鍵詞： 門限模型；利率區(qū)制；貨幣政策；調(diào)控模式

中圖分類號：F064文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A文章編號：1003-7217（2018）05-0002-06

一、引 言

中央銀行為保持經(jīng)濟(jì)適度增長，物價水平穩(wěn)定，往往針對產(chǎn)出缺口和通脹貨膨缺口實施反周期的貨幣政策調(diào)控。當(dāng)實際產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出，通貨膨脹高于目標(biāo)通脹時，央行往往采取調(diào)高名義利率的緊縮性貨幣政策；當(dāng)實際產(chǎn)出低于潛在產(chǎn)出，通貨膨脹低于目標(biāo)通脹時，央行則實施調(diào)低名義利率的擴(kuò)張性貨幣政策。但上述中央銀行的政策偏好和貨幣政策調(diào)控模式可能受到貨幣政策執(zhí)行環(huán)境的制約，特別是在低利率時期，中央銀行實施擴(kuò)張性的價格型貨幣政策的空間受限，此時，中央銀行的政策偏好及調(diào)控模式勢必作出調(diào)整?，F(xiàn)階段，中國利率水平正處于較低水平，經(jīng)濟(jì)也面臨結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長方式轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，在此背景下，本文考察中國中央銀行的利率調(diào)控模式與利率政策環(huán)境之間的關(guān)聯(lián)，以期給出央行貨幣政策調(diào)控模式與利率區(qū)制之間存在相依性的相關(guān)證據(jù)。

盡管研究貨幣政策調(diào)控模式轉(zhuǎn)變的相關(guān)文獻(xiàn)已不鮮見，但考察貨幣政策調(diào)控模式與利率區(qū)制之間相依性的文章并不多。主要原因在于，中國名義利率在過去的大部分時期處于較高水平，并未面臨擴(kuò)張性貨幣政策調(diào)控空間受限的困境。因此，利率環(huán)境對貨幣政策的實施并未出現(xiàn)明顯的硬約束。但現(xiàn)階段，抑制國際金融危機的寬松貨幣政策導(dǎo)致名義利率水平持續(xù)走低，利率環(huán)境逐漸成為擴(kuò)張性貨幣政策實施的硬約束[1-4]。因此，美國、日本等國央行紛紛出臺量化寬松貨幣政策應(yīng)對傳統(tǒng)利率政策在低利率區(qū)制效應(yīng)弱化的困境①。Mendes和Berriel （2015）認(rèn)為“流動性陷阱”的存在以及利率零下限的剛性約束導(dǎo)致低利率區(qū)制利率政策效應(yīng)弱化，傳統(tǒng)的利率政策規(guī)則很難實現(xiàn)預(yù)定的調(diào)控目標(biāo)，因此，無論是中央銀行的政策偏好，還是貨幣政策規(guī)則在低利率區(qū)制均面臨著調(diào)整的動機[4]。Belke和Klose （2013）通過構(gòu)建包含通貨膨脹預(yù)期、實際利率及潛在產(chǎn)出的狀態(tài)空間模型，發(fā)現(xiàn)美聯(lián)儲和歐盟央行的貨幣政策調(diào)控模式在金融危機前后發(fā)生了顯著變化[5]。劉利 （1999）通過對銀行存貸款基準(zhǔn)利率下調(diào)對投資及消費的拉動效應(yīng)，以及對貨幣流動性、商業(yè)銀行的存款總額和居民預(yù)期收入的趨勢進(jìn)行分析后，認(rèn)為中國存在陷入流動性陷阱的可能[6]。陳湛勻 （2001）研究發(fā)現(xiàn)，中國利率杠桿對宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控并未取得預(yù)期效應(yīng)，因此認(rèn)為利率可能陷入流動性陷阱[7]。戴國強 （2017）認(rèn)為長期寬松的貨幣政策、貨幣和物價幻覺等是導(dǎo)致現(xiàn)階段利率陷入流動性陷阱的主要原因[8]。

盡管和美國以及日本等中央銀行相比，中國央行面臨的貨幣政策環(huán)境似乎要好一些，名義利率仍然具有一定的下調(diào)空間，但美國次貸危機以來，中國中央銀行多次下調(diào)商業(yè)銀行存貸款基準(zhǔn)利率，目前繼續(xù)下調(diào)利率的空間有限，低利率環(huán)境下的流動性陷阱將導(dǎo)致傳統(tǒng)貨幣政策效應(yīng)弱化，致使中國中央銀行同樣面臨著貨幣政策調(diào)控模式的重新選擇。

國內(nèi)外學(xué)者對貨幣政策調(diào)控模式，特別是泰勒規(guī)則的研究文獻(xiàn)已相對較多，并經(jīng)歷了如下幾個研究歷程的轉(zhuǎn)變。一是由后顧型[9]向前瞻型泰勒規(guī)則的轉(zhuǎn)變[10]；二是由通脹缺口與產(chǎn)出缺口雙目標(biāo)的泰勒規(guī)則向引入?yún)R率、房地產(chǎn)價格指數(shù)等資產(chǎn)價格的多目標(biāo)泰勒規(guī)則的轉(zhuǎn)變[11-13]；三是由線性泰勒規(guī)則向非線性泰勒規(guī)則的轉(zhuǎn)變，特別是近年來，大量文獻(xiàn)采用門限模型、馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型等非線性模型考察央行偏好及貨幣政策調(diào)控模式的非對稱性。如中國人民銀行營業(yè)管理部課題組以通貨膨脹為閾值變量、歐陽志剛和王世杰 （2009）分別以經(jīng)濟(jì)增速和通貨膨脹率為閾值變量，構(gòu)建了LSTR模型對中國貨幣政策規(guī)則進(jìn)行了擬合，均發(fā)現(xiàn)中國中央銀行偏好和貨幣政策規(guī)則存在非對稱的特征[14，15]。鄭挺國和劉金全 （2010）通過構(gòu)建具有時變通脹目標(biāo)的馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移泰勒規(guī)則模型，對中央銀行的貨幣政策操作模式進(jìn)行了實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國中央銀行的貨幣政策操作可分為惰性和活性兩個區(qū)制[16]。在惰性區(qū)制，利率對通脹缺口和產(chǎn)出缺口的變動不敏感；而在活性區(qū)制，利率能夠?qū)ν浫笨诤彤a(chǎn)出缺口的變動作出實時調(diào)整，反周期的貨幣政策調(diào)控機制能夠縮小通脹缺口，因此是穩(wěn)定的貨幣政策規(guī)則。盡管上述文獻(xiàn)對中國中央銀行的貨幣政策調(diào)控模式、利率調(diào)控平滑傾向、資產(chǎn)價格異常波動的關(guān)注以及利率調(diào)控的非對稱性等進(jìn)行了深入研究，但考慮現(xiàn)階段中國中央銀行面臨著全新的貨幣政策環(huán)境，本文通過構(gòu)建門限回歸模型考察中央銀行偏好及調(diào)控模式與利率區(qū)制的相依性。

二、泰勒規(guī)則與利率區(qū)制的相依性設(shè)定

盡管理論上講，在中央銀行的偏好為對稱的，總供給曲線為線性的條件下，最小化福利損失得到的一階條件是名義利率關(guān)于通脹缺口和產(chǎn)出缺口的線性函數(shù)，中央銀行按照上述規(guī)則實施利率政策能實現(xiàn)央行福利最大化，但考慮到利率頻繁調(diào)整會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)參與者對央行利率調(diào)控的預(yù)期難度加大，同時貨幣政策效應(yīng)的時滯及菜單成本的存在將導(dǎo)致央行貨幣政策的執(zhí)行成本增加。因此，在具體的實施過程中，央行往往在規(guī)則型貨幣政策和相機抉擇型貨幣政策中進(jìn)行一個權(quán)衡，即在實施中往往帶有一定的利率平滑傾向：

考慮到在低利率區(qū)制，利率流動性陷阱的存在可能導(dǎo)致貨幣政策效應(yīng)弱化，因此，中央銀行實施降低利率的擴(kuò)張性貨幣政策的意愿會削弱，即在低利率區(qū)制中央銀行的政策偏好可能發(fā)生改變，此時對稱的二次損失函數(shù)不再適用于刻畫中央銀行的福利損失。同時低利率環(huán)境下利率下調(diào)的剛性約束也是導(dǎo)致中央銀行貨幣政策調(diào)控模式發(fā)生改變的直接原因。綜上所述，在低利率環(huán)境下，式 （1） 刻畫的中央銀行利率調(diào)控規(guī)則不能真正捕捉到真實的短期利率調(diào)整路徑。

考慮到不同利率區(qū)制中央銀行的利率調(diào)控模式可能存在差異，為此，構(gòu)建以利率作為門限變量，包含k個區(qū)制的門限泰勒規(guī)則模型測度上述差異，具體的模型形式可表示為：

為測度不同的利率區(qū)制中央銀行政策偏好及貨幣政策調(diào)控模式的差異，將名義利率設(shè)定為式（3）的門限變量。

三、泰勒規(guī)則與利率區(qū)制的相依性檢驗

（一） 數(shù)據(jù)處理

考慮到自2007年起，隔夜拆借交易量占總拆借交易量的50%，并長期維持在80%左右，因此，與其他期限的拆借利率相比，隔夜拆借利率更能體現(xiàn)我國央行的政策意圖，因此，選擇隔夜拆借利率作為名義利率Rt的代理變量。另外考慮到央行在1998年以前的貨幣政策調(diào)控中，對同業(yè)拆借利率的考慮非常少（事實上，當(dāng)時各省都有自己的拆借市場，90年代初期和中期還一度出現(xiàn)亂拆借，此時的貨幣政策調(diào)控規(guī)模管理是主渠道），因此，數(shù)據(jù)起止時期選擇1998年1季度至2017年第4季度。季度同業(yè)拆借利率根據(jù)隔夜銀行間同業(yè)拆借月度加權(quán)平均利率及各月度交易量占季度交易量的比重進(jìn)行加權(quán)平均獲得。

基于當(dāng)季GDP同比實際增速和2000年的名義GDP，計算實際季度GDP （2000年為基期），在此基礎(chǔ)上測算產(chǎn)出缺口。本文數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，產(chǎn)出缺口測算方法與劉金全和張小宇 （2015）[17]相同。

（二） 模型線性檢驗

為考察門限模型是否能夠更好地擬合中國名義利率的動態(tài)調(diào)整機制，需要對門限回歸模型進(jìn)行線性檢驗，即檢驗不同利率區(qū)制中國中央銀行的政策偏好及貨幣政策調(diào)控模式是否存在顯著差異。門限變量st選擇隔夜、7天期、15～20天期以及1月期銀行間同業(yè)拆借利率，分別計算Davies （1987）[18]和Hansen （1996）[19]構(gòu)建的SupLMs以及Andrews和Ploberger（1994）[20]構(gòu)建的ExpLMs和AveLMs等標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗統(tǒng)計量。同時，為避免因模型存在異方差導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗統(tǒng)計量的檢驗功效降低，本文還采用穩(wěn)健的LM檢驗方法對模型進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗，分別計算SupLM、ExpLM和AveLM檢驗統(tǒng)計量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是隔夜、7天期、15～20天期，還是1月期銀行間同業(yè)拆借利率作為門限變量，無論是標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗還是穩(wěn)健LM檢驗，均能在10%的顯著性水平下拒絕模型不存在門限效應(yīng)的原假設(shè)。特別是當(dāng)隔夜拆借利率作為門限變量時，無論是基于Davies （1987）[18]和Hansen （1996）[19]構(gòu)建的SupLMs檢驗統(tǒng)計量，亦或是基于Andrews和Ploberger （1994）[20]構(gòu)建的ExpLMs和AveLMs等標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗統(tǒng)計量，還是適合異方差的穩(wěn)健的LM檢驗統(tǒng)計量，均能拒絕原假設(shè)，表明在不同的利率區(qū)制中國中央銀行的政策偏好和貨幣政策調(diào)控模式的確存在顯著差異。

盡管當(dāng)隔夜、7天期、15～20天期和1月期銀行間同業(yè)拆借利率作為門限變量，均在傳統(tǒng)的顯著性水平下拒絕了泰勒規(guī)則模型為線性的原假設(shè)，但考慮到與7天期、15～20天期和1月期銀行間同業(yè)拆借利率作為門限變量相比，隔夜同業(yè)拆借利率作為門限變量時，對應(yīng)檢驗均具有最小的顯著性概率，因此，本文構(gòu)建的門限模型最終選擇隔夜拆借利率作為門限變量，見表1。

Hansen （1999）[21]以及Bai和Perron （2003）[22]建議若檢驗?zāi)Ｐ痛嬖谝粋€門限值，應(yīng)通過構(gòu)建F（2|1）統(tǒng)計量確定門限的個數(shù)，即檢驗在包含一個門限值的基礎(chǔ)上檢驗是否存在兩個門限值，對應(yīng)的原假設(shè)為在包含一個門限的條件下，不再存在第二個門限。若接受原假設(shè)認(rèn)為包含單門限，否則認(rèn)為包含雙門限，并進(jìn)一步檢驗F（3|2），檢驗?zāi)Ｐ褪欠癜齻€門限值，依此類推可確定模型的門限個數(shù)。Hansen （1999）[21]給出了通過構(gòu)建偽F統(tǒng)計量確定面板門限模型門限個數(shù)的方法，并通過Bootstrap的方法確定檢驗統(tǒng)計量的臨界值和顯著性概率。Bai和Perron （2003）[22]則給出橫截面數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)的門限回歸模型的門限個數(shù)檢驗方法，通過對F統(tǒng)計量進(jìn)行按比例的縮放，構(gòu)建Scaled F統(tǒng)計量對門限回歸模型的門限個數(shù)進(jìn)行檢驗，并通過隨機模擬的方法給出了對應(yīng)10%、5%和1%顯著性水平下的臨界值，本文按照Bai和Perron （2003）[22]的方法計算了相應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量，見表2。

從表2的檢驗結(jié)果可以看出，F(xiàn)（2|1）檢驗統(tǒng)計量大于1%顯著性水平下的臨界值，表明在1%的顯著性水平下，拒絕了模型在包含一個門限的條件下，不包含第二個門限的原假設(shè)，表明模型至少存在兩個門限。因此，需要進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ驮诎瑑蓚€門限的條件下，不包含三個門限的原假設(shè)。F（3|2）檢驗統(tǒng)計量小于5%顯著性水平下的臨界值，表明5%的顯著性水平下，不能拒絕模型在包含兩個門限的條件下，不包含第三個門限的原假設(shè)。因此，意味著本文構(gòu)建的泰勒規(guī)則模型僅包含兩個門限值，即三區(qū)制門限泰勒規(guī)則模型更適合描述和捕捉中國中央銀行的利率調(diào)控機制。

（三） 門限泰勒規(guī)則模型的參數(shù)估計

按照門限效應(yīng)及區(qū)制個數(shù)的檢驗結(jié)果，本文對門限泰勒規(guī)則模型進(jìn)行參數(shù)估計，門限變量選擇隔夜銀行間同業(yè)拆借利率，門限參數(shù)的估計值分別為2.0160%和3.0021%。按照門限值將模型分為三個區(qū)制，即低利率區(qū)制”（r1d<2.0160%）、中利率區(qū)制（2.0160%≤r1d<3.0021%） 和高利率區(qū)制 （r1d≥3.0021%）。估計結(jié)果見表3。

從表3可以看出，在低利率區(qū)制，參數(shù)β1顯著并且為正，表明當(dāng)通貨膨脹高于目標(biāo)通貨膨脹時，央行將調(diào)高利率；否則當(dāng)通貨膨脹出現(xiàn)負(fù)向缺口時，中央銀行將調(diào)低利率，意味著此區(qū)制中央銀行存在明顯的規(guī)避價格通脹偏好。參數(shù)λ1不顯著，表明在此區(qū)制內(nèi)中央銀行并未針對產(chǎn)出缺口調(diào)整名義利率，主要是因為此區(qū)制名義利率已經(jīng)偏低，考慮到可能存在的流動性陷阱，此時利率政策的實際效應(yīng)將被大幅弱化，因此，在此區(qū)制內(nèi)執(zhí)行規(guī)則型貨幣政策的意愿降低。

在中利率區(qū)制，參數(shù)λ2在10%的顯著性水平下顯著，表明在此區(qū)制內(nèi)，央行將根據(jù)產(chǎn)出缺口實時調(diào)整利率。并且由于參數(shù)λ2的估計值大于0，表明此區(qū)制對應(yīng)的是穩(wěn)定的貨幣政策規(guī)則。中央銀行實施的是反周期的貨幣政策，即出現(xiàn)正的產(chǎn)出缺口時，中央銀行將調(diào)高名義利率，進(jìn)而導(dǎo)致實際利率的上調(diào)，這將抑制總需求，導(dǎo)致產(chǎn)出缺口的收窄。同理當(dāng)出現(xiàn)負(fù)的產(chǎn)出缺口時，中央銀行調(diào)低名義利率將導(dǎo)致實際利率的下調(diào)，這將刺激總需求，同樣導(dǎo)致產(chǎn)出缺口的收窄。上述貨幣政策操作將保證實際產(chǎn)出圍繞潛在產(chǎn)出小幅波動，不會出現(xiàn)大幅偏離。而此區(qū)制利率對通脹缺口的調(diào)整參數(shù)不顯著，表明此區(qū)制中央銀行在執(zhí)行貨幣政策時并不關(guān)注通貨膨脹，表明此區(qū)制中國中央銀行存在明顯的規(guī)避經(jīng)濟(jì)收縮偏好，但不存在規(guī)避價格通脹偏好 [17]。

在高利率區(qū)制，參數(shù)β3和λ3均在1%的顯著性水平下顯著，但需要說明的是，此區(qū)制名義利率對產(chǎn)出缺口和通脹缺口的調(diào)整參數(shù)估計值均為負(fù)數(shù)，表明此區(qū)制中央銀行實施的是順周期調(diào)控。事實上本文估計的高利率區(qū)制主要位于1998-2000年，即樣本初始時期 （見圖1）。1992年，鄧小平“南巡講話”以及中共十四大的召開等一系列政策利好導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過熱增長的跡象，與此同時伴隨著嚴(yán)重的通貨膨脹。在此背景下，一系列緊縮性貨幣政策被用于抑制經(jīng)濟(jì)過熱增長，并取得明顯成效，中國經(jīng)濟(jì)成功實現(xiàn)了軟著陸。在1998-2000年，通脹和產(chǎn)出甚至出現(xiàn)了負(fù)向缺口，盡管央行在此期間也實施了擴(kuò)張性的貨幣政策，但考慮到政策的連貫性，避免產(chǎn)出和通脹重新出現(xiàn)過熱反彈，央行并未實施過于激進(jìn)的擴(kuò)張性貨幣政策，這是導(dǎo)致此區(qū)制央行實施順周期調(diào)控的主要原因。同時我們還注意到，在本文的樣本初始階段，中國貨幣政策中介目標(biāo)還是以貨幣供應(yīng)量為主，利率作為貨幣政策中介目標(biāo)的參考比重不大，貨幣政策處于相機抉擇型向規(guī)則型貨幣政策轉(zhuǎn)換的特殊時期，利率規(guī)則性程度不高也是導(dǎo)致此時期中國貨幣政策采取順周期調(diào)控的主要原因[23]。

四、結(jié)論及啟示

考慮到利率流動性陷阱可能導(dǎo)致貨幣政策的實際效應(yīng)弱化，進(jìn)而導(dǎo)致中央銀行在不同利率區(qū)制存在偏好及貨幣政策調(diào)控模式上的差異，本文在線性檢驗和區(qū)制個數(shù)設(shè)定檢驗基礎(chǔ)上構(gòu)建了三區(qū)制門限模型，考察了中央銀行在低利率區(qū)制、中利率區(qū)制和高利率區(qū)制的偏好差異，得到如下主要結(jié)論：

1.與線性泰勒規(guī)則模型相比，門限泰勒規(guī)則模型能夠更好地描述中央銀行的貨幣政策操作。通過對泰勒規(guī)則模型進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗，結(jié)果表明：基于銀行間同業(yè)拆借利率測度的短期利率作為門限變量，相應(yīng)的模型均發(fā)現(xiàn)中國貨幣政策規(guī)則存在門限效應(yīng)的證據(jù)。進(jìn)一步對門限個數(shù)進(jìn)行設(shè)定檢驗發(fā)現(xiàn)：包含低利率區(qū)制、中利率區(qū)制和高利率區(qū)制的三區(qū)制門限泰勒規(guī)則模型更適合用于描述和捕捉中國名義利率的動態(tài)調(diào)整機制。與線性泰勒規(guī)則模型相比，三區(qū)制門限泰勒規(guī)則模型測度擬合優(yōu)度的可決系數(shù)更高，擾動項的方差估計值更小，表明與線性泰勒規(guī)則模型相比，三區(qū)制門限泰勒規(guī)則模型更適合捕捉和刻畫中國中央銀行的貨幣政策操作。

2.本文將基于隔夜銀行間同業(yè)拆借利率作為門限變量，估計了門限泰勒規(guī)則模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)中央銀行在低利率區(qū)制、中利率區(qū)制和高利率區(qū)制的政策偏好及貨幣政策調(diào)控模式存在顯著差異。在低利率區(qū)制，中央銀行不存在針對產(chǎn)出缺口調(diào)整名義利率的政策偏好，利率流動性陷阱使得貨幣政策效應(yīng)弱化甚至失效是導(dǎo)致此區(qū)制名義利率對產(chǎn)出缺口調(diào)整參數(shù)不顯著的主要原因。盡管在高利率區(qū)制，中國中央銀行存在顯著地針對產(chǎn)出缺口調(diào)整利率的政策偏好，但由于此區(qū)制利率對產(chǎn)出缺口的調(diào)整參數(shù)顯著為負(fù)，表明中國中央銀行在高利率區(qū)制存在明顯的順周期調(diào)控偏好。

3.上述實證研究結(jié)果表明，由于現(xiàn)階段中國利率處于較低水平，利率流動性陷阱導(dǎo)致的貨幣政策效應(yīng)弱化，致使中央銀行不會針對目前的產(chǎn)出下行壓力采取過于激進(jìn)的貨幣政策，這與央行2018年第一季度貨幣政策執(zhí)行報告中的“保持政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，實施好穩(wěn)健中性的貨幣政策”的表態(tài)相一致。

注釋：

① 盡管自2016年以來美國聯(lián)邦基金利率觸底反彈，并步入上升通道，截至到2018年5月，聯(lián)邦基金利率已提升至1.7%，但與金融危機前的5%左右的歷史水平相比，仍處于相對較低水平。常規(guī)貨幣政策實施仍然受到一定的約束和限制。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）