第二节 利率市场化显著弱化了“伯南克之谜”吗

一、利率市场化弱化“伯南克之谜”的机理与假说

在利率市场化的条件下，原来被阻碍的利率对真实产出的作用会重新被激活，从而强化利率渠道在货币政策传导中的作用。根据Agé nor和Montiel（2015），利率市场化主要可通过如下三个效应来强化利率渠道，从而弱化“伯南克之谜”：通胀预期效应、利率期限结构效应和不动产与证券相对价格变动效应。由于中国的证券市场分割较为严重且股票市场占主导，而股票市场存在退市制度缺失、信息造假惩罚成本过低、价格上涨主要源自炒作等问题，因此总体来看，证券价格对利率的变动并不太敏感（李明扬，唐建伟，2007），故下面仅关注通胀预期效应和利率期限结构效应。

（一）通胀预期效应

根据Washl（2010），在强调价格预期冲击的卢卡斯供给曲线与凯恩斯主义IS-LM模型结合的理论框架中，货币政策通过调整政策利率目标影响价格水平预期，进而影响宏观经济均衡的机理可以表述如下：

式中：y——真实产出，yc——潜在产出，r——真实利率，i——名义利率。由式（1-5）至式（1-7）可知，货币政策影响名义利率，并通过式（1-7）的费雪关系式影响了预期通胀和真实利率，进而通过商品市场均衡的IS模型和取决于价格预期冲击的卢卡斯供给曲线，对总供给与总需求产生影响。按照Agé nor和Montiel（2015），这一作用过程的微观机理是，虽然为了达到某一利率目标而执行的货币政策会因货币供应的改变而改变一般价格水平，但由于信息不对称，生产者或家庭部门只能观察到部分商品价格的变化，因而一般价格水平不会作为价格预期调整的依据。与此相比，货币市场利率却是一个公开和可以观察到的货币供应宽松度指标，因此，人们会根据这一利率的变化而调整通胀预期。通胀预期的变化会引起资源配置的变化，改变微观主体的资产负债表，从而通过财富效应与收入效应影响产出。显然，如果利率是非市场化的，那么这一机制就不会存在。于是，如果利率市场化通过通胀预期效应弱化了“伯南克之谜”，那么如下假说应当成立。

假说1：由于在市场化的条件下，利率可以有效发挥一般资金价格供求关系的信号作用，以及货币政策变动可以直接影响货币市场的利率，因此利率市场化将使得货币市场利率水平变动与通胀预期的相关性显著提高。

（二）利率期限结构效应

由于金融投资与融资本质上是不确定条件下的资源跨期配置问题，而偏好与风险具有对时间的很强的敏感性，因此现实金融市场中利率是投融资期限的函数，即利率水平呈现不同的期限结构变化特征。在市场化的经济中，货币政策直接影响的是短期名义利率，而企业投资决策与家庭耐用消费品购买，却取决于长期利率水平。于是，货币政策利率渠道发挥作用的前提是，短期利率能有效地传导至长期利率，这就是货币政策传导的利率期限结构效应（McCallum,1994; Balduzzi et al.,1998）。在市场完全的条件下，投资者边际决策所决定的长短期利率关系的制约机制是，投资者的长期投资的预期收益与连续的同一期限短期投资的预期收益应当相等，即利率的预期期限结构理论（Expectations Theory of the Term Sturcture）成立：

式中，为期限为n的单位时段（例如年）的利率水平，（j=0, …, n-1）为基于第t期信息的第t+1期的预期单位时段利率水平，εnt为长期利率的期限贴水。根据Romer（2010），由货币市场均衡的LM曲线L可知，当紧缩性货币政策导致货币供应减少时，如果价格是粘性的，那么产出将增加，短期名义利率只能减小以恢复货币市场的均衡，但由于预期未来名义利率升高，因此长期利率将上升。也就是说，在利率市场化的条件下，尽管最近几期的短期名义利率变动可能与长期名义利率变动方向相反，但长期来看，短期名义利率变动的总效应与长期名义利率的变动方向应相同。于是，如果利率市场化强化了货币政策传导的期限结构效应，那么如下假说应当成立。

假说2：随着利率市场化程度的增强，短期名义利率的总效应与长期名义利率效应之间的正相关性应显著提高，或者在二者是非平稳的条件下，长期名义利率与短期名义利率的长期变动趋势逐渐相互抵消，即二者的关系越来越具有协整性。

二、研究方法与模型设定

（一）检验假说1的模型构建

式中：πt是第t期的通胀水平，SR表示短期利率，为影响通胀预期的其他因素，RM表示金融市场的利率市场化水平。式（1-9）ARDL模型的设定是基于如下的适应性预期假说5 。即微观主体关于第t期的通胀预期取决于以前的实际通胀、短期利率信息，以及其他的相关信息。如果假说1成立，那么应当有下面两个条件之一得到满足：①Wald检验的假说δ61=δ62=…=δ6m6=0不成立，且系数和显著为负。②在利率市场化通过其他更加复杂的函数机制影响通胀预期的条件下，假说δ51=δ52=…=δ5 m5成立，但RMt-j（j=0, …, n）引入式（1-9）后，SR的长期弹性显著性水平明显提高，且其绝对值有所增大。

（二）检验假说2的模型构建

由于预期短期利率与长期利率的变动影响均具有较强的持久性，因此二者可能是一个I（1）过程。据此，按照Phillips, Peter和Hansen （1990）以及Hansen（1992）的单方程协整估计建模方法，我们将检验假说2的计量模型设定如下：

式中：X1和X2均为确定性趋势变量或确定性向量，ε1t和ε2t为随机扰动项，其中ε2t可以为I（1）过程。式（1-10）、式（1-11）的检验方法源于以下经济学逻辑：如假说2所描述的，在利率期限结构理论成立的条件下，微观主体的边际投资决策机制将使得短期与长期利率最终实现利率预期期限结构理论所给出的长期均衡状态。这在统计上意味着，当变量LR和SR均为I（1）过程时，二者的变动趋势会越来越趋向相互抵消，即二者将越来越呈现协整关系。于是，如果假说2成立，那么协整向量系数β61应当满足如下条件：当加入利率市场化的变量RM后，系数约束的修正Wald检验将显示，β61=1在统计上的显著性将有明显提高。或当LR和SR均为I（0）过程时，系数约束的标准Wald检验显示，加入RM后β61=1在统计上的显著性有明显提高。

三、变量定义与估计方法

（一）变量定义

1．通胀率（π）

通常衡量通胀率的指标有以下几个：居民消费价格指数（CPI），生产者价格指数（PPI）, GDP平减指数，商品零售价格指数（RPI），其中最常用的是消费者价格指数（张成思，2008；欧阳志刚，史焕平，2010），本书即选用这一指标。

2．短期利率（SR）

短期利率一般指融资期限在一年以内的各种金融资产的利率。一般而言，常用的短期利率指标有中央银行票据的发行利率（张雪莹，陆红， 2010），银行间同业拆借利率（石柱鲜，孙皓，邓创，2008），银行间国债市场1月期利率（吴丹，谢赤，2005）。从中国的货币政策与利率体系的关系来看，对货币政策最敏感的是银行间同业拆借利率与存货款基准利率。因此参照已有研究并结合本文的研究目的，这一部分选用月度银行间同业拆借利率作为主要的实证指标，同时采用了6个月的短期贷款利率作为比较。

3．利率市场化（MR）

关于利率市场化的测算，目前尚未有统一方法。已有的研究有的是在央行2004年取消贷款利率上限和2013年取消贷款利率下限的节点上，采取了（0,1）虚拟变量法（张宗益等，2012），或者是直接将存贷款基准利率作为利率市场化的指标（张孝岩，梁琪，2010）。但是近年来也有越来越多的学者开始对利率市场化指标进行相应的综合测算，彭建刚和王舒军（2016）选取了12项利率组成了利率市场化水平的指标体系，并对其进行赋值和加权，从而得到中国利率市场化指数；张原和薛青梅（2016）利用利率浮动幅度指数、利率决定自主化指数和实际利率指数三项指标，共同衡量我国利率市场化的进程。本质上，由于利率市场化应当反映的是资金供需由利率决定的程度，故本书利用辅助回归方程方法来构建综合指标。具体地，将金融机构月度各项贷款余额（y）关于GDP和利率R进行回归，取“残差u-残差u 的平均值”的绝对值与“y-y 的平均值”绝对值之比，作为利率市场化程度的指标。这样计算的原因是在信贷配给条件下，在控制贷款需求因素后，利率市场化水平越高，贷款总波动中由贷款供给引起的波动占比越高。这里的利率选取了6个月的短期贷款利率，数据来源于Wind资讯且均经过季节调整。

4．其他控制变量（lnM2、lnelec）

对式（1-9）而言，控制变量需要选择的是既影响当期通胀率，又与关注变量短期利率水平相关的因素。虽然影响通胀的因素既包括与总供给曲线变动相关的技术冲击、税收变化和国外资源相对价格的变化等变量，又包括与总需求曲线变动相关的政府支出、出口与消费等因素，但考虑到总供给冲击通常是不连续的，且被真实经济周期理论认为与名义变量的变动无关，因此，这里只对与名义短期利率变动密切相关的广义货币供给（lnM2）和产出进行控制。其中，出于与前面同样的原因，产出用用电量（lnelec）数据表示，数据均为经季节调整的月度数据。数据来自Wind资讯。虽然在式（1-11）的X2中加入不同的控制变量会影响LR和SR的趋势抵消程度，从而在LR和SR都为I（1）的情况下，影响参数估计的准确度与统计推断结果，但是由于式（1-10）和式（1-11）关注的是引入利率市场化后的相对效应变化，因而一些遗失变量的影响效应会在比较过程中抵消，故式（1-11）中的X2只选择利率市场化变量（MR）与确定性的时间趋势变量（T或T2）。

（二）估计方法

从估计方法选择来看，式（1-9）可能产生的推断问题是变量平稳性引起的统计量分布的非标准化，但式（1-9）是一个ARDL模型。如前所述，Eveiws9.0所采用的Pesaran和Shin（1999）变形估计方法因对变量的平稳性并不敏感而未有效解决这一问题。按照Hansen（1992）和Park （1992），影响式（1-10）、式（1-11）估计与推断的主要障碍在于，当LR和SR均为I（1）过程时，式（1-10）的样本随机扰动项向量与式（1-11）的样本随机扰动项向量的差分之间存在长期相关性。如果长期相关性显著存在，虽然参数估计仍满足超一致性，但是统计量分布不再服从标准分布。因此，解决问题的关键是如何通过误差协方差的因素分离或样本数据变换剔除这些长期相关性的影响，Eveiws9.0采用FMOLS、CCR和DOLS三种不同的方法来解决这一问题。其中FMOLS和CCR都是采取对变量样本数据剔除长期影响因素的变换方法，不同的是前者用非参法变换，后者则用最小二乘法。CCR是通过直接在式（1-10）中直接加入解释变量X的滞后与前期项，通过控制解释变量与被解释变量间的反向因果效应来剔除长期相关性。这三种方法得出的参数估计均是渐近无偏，且系数Wa l d检验统计量分布均是渐近标准的。当LR和SR均为I（0）时，因此时协整方程随机扰动项与协整回归元随机扰动项差分之间只是同期相关的，所以上述三种方法仍是有效的。下面的估计将同时给出这三种方法的结果。

四、估计结果

在表1-4中，式（1-9）的估计结果给出了利率与通货膨胀关系中，包含和不包含利率市场化与利率交叉项（RM*SR）以及包含和不包含宏观经济总体水平（lnelec）的估计结果，目的是观察利率市场化的作用以及控制与不控制重要解释变量对估计结果的影响。总体来看有以下结论：一是虽然总体而言利率市场化确实在一定程度上强化了利率对通胀的影响，但是影响程度不太显著，假说1只是在一定程度上得到了支持。由表1-4可知，交叉项RM*SR的系数变化表现出某种波动式收敛的特征，不同滞后时段的系数正负号与显著性有着较大的差异，这说明滞后效应是决定利率市场化对利率与通胀关系产生影响的主要因素，总量效应对分析利率市场化的影响更具有参考意义。从RM*SR的长期弹性系数来看，利率市场化R每提高1个单位，大约会导致利率SR对通胀π的边际效应增加约0.11～0.13个单位，但是这一结果并不显著，因此假说1仅得到了部分的支持。其背后的原因很可能是利率与通胀的关系更依赖于经济整体市场化的程度，而不仅是简单地放开对利率的控制。二是虽然即便在控制各种因素的条件下，短期利率SR对通胀π的影响有时甚至是显著为正的，但是总的效应显示通胀关于利率的长期弹性为负的概率较大。表1-4中SR的系数显示，提高利率在短期内对通胀的降低效果并不明显，甚至利率的提高会引起短期价格的显著上升。这一结果与名义利率上升在短期内会首先引起货币需求减少，而在货币供给不能发生跳跃性变化的条件下，只能导致价格升高的紧缩性货币政策“价格之谜”特征一致（Sargent,1982），也与直接控制数量型的货币或信贷供给相对于提高利率，对降低通胀的在短期更有效的关于中国的一些实证结果相一致（李成，马文涛，王彬， 2011），这一点从表1-4中lnM2的系数估计结果也可得到印证。不过， SR总的弹性估计结果表明，利率提高对通胀的作用长期来看虽然不是很显著，但还是有一定的抑制作用。最后，在控制了lnM2的一阶滞后项后，是否控制lnelec对估计结果影响不大，这可能是由于货币供应量与实际经济波动相关度较高。

表1-5关于式（1-10）、式（1-11）三种方法的估计结果表明，首先，无论何种条件下，SR系数估计结果均是显著为正的，说明从长期来看，中国的短期利率与长期利率之间具有很强的协动关系，短期利率的变化会通过跨期的无套利机制对长期利率产生很明显的影响。但是，三种方法下SR系数均小于1（等于1的原假设被Wa l d检验拒绝）也表明，与无摩擦条件下的利率期限结构理论预期相比，短期利率对长期利率的影响小于理论预期，说明经济中很可能存在各种摩擦因素阻碍了短期利率变动向长期利率的完全传导。其次，对比控制RM与不控制RM的估计结果可以看出，所有的情况中，在控制了利率市场化程度影响因素的条件下，短期利率的系数均有所增大，这在一定程度上证明了假说2。观察表1-5中SR的估计结果可以看出，在任何情况中，如果控制了利率市场化水平，那么，短期利率对长期利率的总体影响增强了大约20%，这说明利率市场化的推进确实强化了短期利率向长期利率的传导机制而弱化了金融摩擦。但是，即便在控制了利率市场化水平后，短期利率系数也小于0.65，与利率期限结构理论预期仍有较大差距，这说明单纯的利率市场化仍不足以构建不同期限利率变动传导的高效机制，短期利率向长期利率的传导，还需要消除全面深化市场化改革过程中其他市场摩擦因素，因而假说2只能得到一定程度的支持。

由表1-6知：第一，从利率的时滞效应来看，利率市场化对于“伯南克之谜”的时滞效应只起到较小的弱化效果。表中的回归结果显示，首先，交叉项RM*BR（LAR）在大部分情况下显著为负，说明利率市场化确实强化了利率在货币政策传导中的作用。其次，银行间同业拆借利率BR一期滞后变得不再显著，而6个月期贷款利率LAR在第二期虽点估计值有所减小但仍显著，MP的点估计结果与LAR类似。这说明利率市场化对利率时滞效应具有一定程度的影响，但并没有显著减少利率变量与货币政策变量之间的时滞差异。表明利率市场化的推进并没有显著改变货币政策对利率时滞效应的影响，意味着仅利率市场化本身并未从根本上解决各种经济摩擦引起的价格粘性问题，这与前面的政策利率对通胀的影响以及长短期利率关系虽因利率市场化改革而有所改变，但并没有根本改变的实证结果相印证。第二，货币政策放大效应有一定程度的减小，但仍是显著的。实证结果显示，在控制利率市场化变量后，货币政策的放大效应降低18%～30%，这说明利率市场化对于弱化货币政策的放大效应有一定效果，但并非决定性的。这一结果背后的经济含义是，利率市场化虽然通过套利机制使得金融市场呈现比较明显的一体化趋势，但是，利率市场化并没有从根本上改变利率与实体经济之间的传导链条。也就是说，对于微观企业与家庭来说，利率市场化并没有带来足够明显的资金成本信息提示作用。这进一步表明，仅仅放开金融市场的价格还远远不够，简单的利率市场化不是消除金融市场摩擦的决定性因素，金融摩擦的消除需要市场化改革的全面深化，而这正是党的十八大提出的战略目标。第三，从结构效应来看，无论对于固定资产投资完成额还是设备购买投资，MP系数的点估计值都有所减小，但减小幅度不大，而交叉项RM*LR虽为负但并非全部显著，说明利率市场化对于结构效应有一定的弱化效果但并不明显。这进一步支持了简单的利率市场化不是消除金融摩擦的决定性因素的推断。