基础货币供给、银行同业拆借利率的变动与利率市场化改革——我国银行同业拆借利率与基础货币供应关系的实证及其含义，本文主要内容关键词为：同业论文,利率论文,银行论文,基础论文,实证论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、货币供应与利率变化关系——一个分析框架
(一)货币供给与单一的利率变化
假设经济中仅存在一种利率，我们来看一下货币供给变化与利率的关系。为此，笔者选用如下的带有预期的LM模型来作为我们分析的基础：
由式(2)可知，实际货币供应对利率变化的冲击可以分为三个方面：一是货币供应变化所引起的收入变化，这被称为收入效应；二是货币供应变化所引起的对真实货币余额需求的变化，这称为流动性效应；三是货币供应变化所引起的预期通胀的变化，这称为预期效应。关于这三种效应在实际作用过程中的方向，必须结合具体的经济条件进行具体分析。首先，如果经济中的价格是具有完全弹性及市场中的信息是完全的，那么收入效应将为0，而预期效应将会迅速的发生作用。这是因为，由于价格具有完全的弹性，因此货币供应变化不会引起经济中相对价格的变动，故而实际产出将不受影响：而由于信息是完全的，因此货币供应所引起的名义价格的变化会马上被观察到，因此人们对通胀的预期也随之调整。但如果价格不具完全弹性和信息是不完全的，那么名义价格的变化不会被人们立即观察到，因此通胀的调整将出现一个滞后期，即通胀效应不会马上发生作用；而根据卢卡斯(Lucas，1972)的不完全信息模型，此时货币供给对产出将具有实际效应，因此收入效应对实际利率变化会起到实质性的影响。
(二)货币供给变化对利率期限结构的影响
在前面的分析中，假设金融市场中的利率是惟一的，但实际上，现实当中金融市场的利率是被分割成许多不连续的期限的，下面就从理论上来分析一下货币供给对不同期限利率所产生的影响，为此，首先必须了解不同期限利率之间的关系。
先对分析环境予以说明。给定[0，n)这样一个时段且将其划分成n个连续的小区间[0，1]、[1，2]…[n-1，n]。假设金融市场中期限为n以及n个连续小区间的年利率水平分别为
，且假设不同债券是非完全可替代(允许持有者对不同期限的债券具有不同的偏好)的。在上述假设下，容易看出，如果金融市场中的交易者行为是符合理性的，那么其在短期与长期利率市场进行投资的均衡或无套利条件是：在特定时段内长期利率市场上的1单位投资的到期收益=在同样时段内短期利率市场上连续投资的1单位投资的到期总收益+风险溢价。于是，在连续利率的情况下容易得到长期与短期利率的如下关系式：
根据前面的分析，如果货币供给出现了一个永久性的变化，那么尽管由于流动性效应占优的原因，近期短期利率可能出现下降，但在经过一段时间后，通胀效应最终将使短期利率出现永久性的上升。于是，由式(3)，我们可得出的结论是：在促使近期短期利率下降的同时，货币供应的永久性增加很有可能会导致长期利率的立即上升。
二、货币供应与银行间同业拆借利率关系的实证结果
(一)变量选择与数据说明
首先需要说明的是，之所以选择银行间同业拆借利率作为利率指标的代表，主要是出于以下两方面的原因：一是我国自1996年6月1日开始实现了银行间同业拆借市场的利率市场化，银行间同业拆借市场是目前我国除国债和政策性金融债发行市场外，唯一实现利率市场化的市场：二是从理论上来说，银行间同业拆借市场的期限短、资金流量大，是最先也是最易受货币政策工具变化影响的市场，因而它的变动往往也受到货币政策制定者的高度关注。例如，在美国，联邦基金利率(银行之间的隔夜贷款利率)这些年来一直是联邦储备体系极为关注的一个主要操作目标(operating target)①。在实际搜集样本的过程中，由于银行同业拆借120日数据不全，因而仅选择“1、7、20、30、60、90日银行同业拆借加权平均利率值”月度数据指标来刻画银行同业拆借利率。同时，考虑到1、7、20日银行同业拆借利率变化轨迹相似、30和60日银行同业拆借变化轨迹相似②(见图1)，因此，最终从中筛选出7、30、90日银行同业拆借利率三个变量作为利率指标的代表。另外，对于货币供应量指标的选择，考虑到自加强了人民银行的独立性以后，货币供给的变化在很大程度上是取决于人民银行变更其资产负债表所引起的基础货币的变化，而银行准备金的月度数据我们无法得到，因此仅以“流通中的现金”月度数据指标来刻画中央银行的货币供应量变更行为。关于两个指标的时间区间，限于数据的可得性，货币供应量与银行同业拆借利率样本区间均是2002年1月-2005年6月③。
(二)方法与模型
由于信息在市场中的传递存在成本，中央银行基础货币变更对货币市场上交易双方的行为的影响应当有一个滞后期；同时，由于交易者相信前一时期的价格中包含着许多交易的信息，因此，在其经济行为决策过程中，前些期的价格也会有一定的影响力。显然，对于这种行为特征，可以用如下的自回归分布滞后模型(ADL)来描述④：
这里ε[,t]为一新生过程，R[,i,t]为t时刻i日银行同业拆借利率，M[,t]为货币供应量。从统计意义上看，式(4)存在的一个问题是，即使所涉各变量中只有一个是非平稳的，那么用于参数显著性检验的统计量也是非标准的，因此对式(4)中变量的平稳性进行检验具有基本的重要性。进一步分析将沿着如下思路进行：一是如果检验结果表明变量是平稳的，那么我们将估计一个ADL模型，并用通常的检验统计量对其估计结果进行检验，并分析其长短期乘数特征；二是如果检验结果表明，变量R[,i,t]和M[,t]均是I(1)的且具有某种协整关系，那么将对其进行参数重组，以将其转化成如下的既具有明显经济含义而检验统计量又是渐近有效的误差修正(ECM)形式进行分析。
(三)平稳性检验
表1给出了各变量的单位根检验结果。需要特别说明的是，货币lnM仅在α，δ均不为0(即既可能存在随机趋势也可能存在确定性趋势)时才平稳，但由于对其生成过程特征的观察表明，货币M至少是存在确定性趋势的，同时考虑到单位根检验的势(power)一般较小，因此用ADF和自相关图两种方法对去势后的M重新进行了检验，结果表明M在水平数据上确实是趋势平稳的。于是，基于前面的分析，无法通过一个参数重组构造一个误差修正模型来分析利率的短期决定机制。为此，在下面的分析中，将利用通常的ADL模型分析法来考察货币与利率增量之间的关系，这样将使模型中所涉各变量都是平稳的，而同时又不违背分析的基本目的。
(四)ADL模型的OLS估计结果
按照上面的分析，将式(3)做如下的修正用于估计：
式(5)中的T是为了消除变量lnM的时间趋势。在实际估计过程中，首先可能遇到的一个重要问题是如何选择式(5)的两个滞后阶，对此，将采取如下的处理原则：第一是在统计上尽可能使得ε[,t]是一个自噪声，这可以提高估计参数的有效性；第二是从经济意义出发，假定前期利率增量对现期利率增量的影响遵循一个递推关系，即t-1期以前的影响利率增量的具有持久性特征的信息均已包含在△R[,t-1]当中，因此以前各期利率增量对△R[,t]的影响只仅用△R[,t-1]来代表即可。另外，由于式(5)是一个自回归分布滞后模型，因此其很可能会产生一些有违于经典OLS假定的一些问题，对此将对估计结果进行比较严格的检验并在实证过程中相机进行处理所出现的问题。关于式(5)的估计结果见表2。
表2 货币供给与利率变动的ADL估计结果—(样本区间：2001.1～2005.6)
表2关于残差的BG和Q检验结果均表明，模型3存在着较严重的自相关问题。为了解决这一问题，下面将用FGLS法对此模型进行修正，在此之前，必须探明残差自相关的形式，为此，估计了残差的如下自回归形式：
其余同。与处理前的结果相比，式(7)的Q与BG检验的卡方统计量大于估计值的概率分别为0.13与0.17，因此可在10％的显著性水平上接受残差白噪声与非序列相关的原假设；而且F检验结果也表明，货币变量的联合系数为0的假设可以在5％的显著性水平上被拒绝，这表明模型在统计意义上得到了较大的改善。
由表1及式(7)可知：对残差的检验结果表明，模型1、2及式(7)均不存在解释变量的非外生性、严重的设定错误及其他一些统计上的关键性问题，但F检验的结果表明，模型1中各期货币变量乘数联合为。的原假设不能被拒绝，即从统计上来看，可以认为如果货币有一个永久性的增加，则这不会对7日银行同业拆借利率的波动幅度产生冲击。与此不同，相较于模型1，模型2及式(7)的F检验结果均表明，货币的永久性变化对30及60日的银行同业拆借利率的波动构成了实质性的冲击。具体而言，由于模型2及式(7)的货币对利率波动的长期乘数值⑥分别为-2.449与5.815，因此，如果货币永久性地增加了1％，那么这将导致30日银行同业拆借利率的变化减少-2.449％个单位⑦，而使90日银行同业拆借利率的变化增加5.815％个单位。
不过，如果要具体考察货币供应对利率水平值变化的影响，一个特别需要注意的问题是，必须首先明确利率增量变化与利率水平值的变化是存在重大区别的，而估计正是针对货币供应对利率增量变化的影响，而非对利率水平值变化的影响。实际上，由于利率水平值是非平稳的，因此其方差随时间过程的延续将趋向无穷大，因此对其进行预测或估计基本无实际意义。不过，由于估计系数所得值均是针对于所有样本的平均值而且分析也是针对于平均的情形，因此，可以找到一种有效途径来分析货币供给变化对利率水平值变化方向的影响，基本思路如下：如果发现利率的增量在整个样本期内的平均值为正，那么就假设在整个样本期内利率是直线上升的。在这种情况下，如果利率增量的变化为正，那么这表明利率水平值上升的更快；反之，如果利率增量在整个样本期内平均值为负，那么就可假设在整个样本期内利率是直线下降的，于是，如果利率增量的变化为负，那么表明利率水平值下降得更快，其他情况可做类似的分析。
按照上述的方法，计算了30日与90日⑧银行同业拆借利率的平均增量分别为-0.009和-0.001个百分比，于是，结合上面的参数估计结果可以认为：货币供应的增加在平均意义上促进了30日银行同业拆借利率的降低，而加速了90日银行同业拆借利率的上升，这使分析具有了一般的意义。
三、分析及对结果的解释
归结一下第二部分所得结果，总起来看，7日银行同业拆借利率对基础货币供应量变化是不敏感的，而30与90日银行同业拆借利率对基础货币供应量变化虽然是敏感的，但其变化方向相反，即基础货币供应的变化对前者的变化有负的影响，而对后者的变化有正的影响。显然，从经济分析的目的出发，在对这一结果的进一步分析中，以下几个问题值得特别的注意：一是是什么样的微观机制导致了不同期限利率对货币供给反应的差异?二是这些估计结果与理论预期是一致的么?三是这一结果对我国的货币政策实施的含义是什么?不过，在回答这些问题之前，考虑到前面理论分析与实证估计的具体过程，还有必要对上述估计结果的可信度作出进一步的验证与说明。
(一)产出的引入对结果的影响
对结果产生疑问的首先的一个可能原因是模型设定问题，尽管前面已对此进行了相对严格的检验，但考虑到如下两个原因，还有必要对此作进一步的分析：一是在前面理论部分的分析当中，产出确曾作为一个重要的解释变量存在，因而不同期限结构下产出的效应的不同可能会使结果发生变化；二是虽然前面对估计结果的检验表明，实证模型当中不存在变量非外生性问题，但这仅能保证参数估计在大样本情况下具有一致性，而样本容量不能非常严格的满足这一要求。因此，为了消除这一担忧，将在所拥有数据的限制条件下，将产出引入模型，以观察其对估计结果的影响。具体而言，是将样本区间为2001.1～2003.12年的工业增加值变量⑨引入模型，所得结果见表3。
由表3，模型4、5、6中货币供给的长期乘数分别为-1.63、-6.26、5.97，与表2中的结果相比，只是乘数的绝对值有所增大，但符号的方向均无变化。同时，对约束条件的非嵌套F检验也表明，基础货币供应对R[,7]、R[,30]、R[,90]变化幅度影响的显著性也没有明显的变化：其对R[,7]的影响仍不显著，而对R[,30]、R[,90]的影响则是显著的。于是，由这一估计结果并结合表2中对模型的各种相关检验基本可以认为，就分析目的而言，是否引入产出对模型的主要估计结果不会产生明显地影响。
(二)对结果的经济分析
现在可以开始对结果进行分析。首先来看一下，是何种原因导致不同期限利率的波动对基础货币供应变化的反应不同，将尝试从银行货币需求的外生性并结合前面的理论寻求对这一问题的解释。
首先，对7日银行同业拆借利率而言，一方面，由于这个市场上资金的交易更反映了银行的流动性约束需求，而这些影响流动性约束的条件具有很强的外生性，因此有理由相信基础货币供给的变化不会对这一市场的资金交易价格产生明显的冲击；另一方面，一个非常重要的原因可能是这一期限利率的形成超前于当期的基础货币供给，因此在交易者的信息集中，其含有的货币供给的变化信息相对要少得多，这两方面因素的存在可能是导致7日银行同业拆借利率对基础货币供应不敏感的原因。
第二，对于30日和90日银行同业拆借利率的变化特征，可以从前面的理论中寻求到非常好的解释。根据式(2)所隐含的关系，由于在当期利率形成时交易者很可能尚未观察到货币已出现了永久性的增长，因此其对通胀的预期可能保持不变，于是，出于流动性偏好，交易者在货币增加时必然倾向于增加自有资产组合中的持币量，因此名义利率相应降低。但对90日利率而言，由于从货币供应变化到利率形成有一个较长的滞后期，因此很可能此时交易者已观察到市场中的货币供应已出现了一个永久性的增长，于是此时流动性效应降低，而其对通胀的预期则相应提高，因而导致名义利率的上升。
第三，30与90日银行同业拆借的利率期限结构关系也符合前面的理论预期。实际上，根据式(3)，两种利率的期限结构特征可以做如下的解释：尽管30日银行同业拆借利率随货币供应变化而降低，但由于货币供应增多，因而人们对未来短期利率的预期也随之上升，于是作为短期限利率平均值的60日银行同业拆借利率水平在货币增加后出现上升就是完全有可能的了。
总之，实证结果表明，从货币政策的角度来看，如果将利率的期限结构界定在利率的形成时期不能早于货币供应变化的形成时期，那么可以说，已基本实现市场化的我国银行同业拆借利率对货币供给变化的反应是敏感的，而且其整个反应机制也是符合有限理性的。
四、结论与政策含义
在本文当中，从货币政策的利率传导机制的有效性前提出发，利用ADL模型在利率非平稳与货币供应平稳的条件下，考察了如下两个命题：一是已实现市场化的我国同业拆借利率对货币供应变化是否是敏感的；二是银行同业拆借利率关于货币供应的变化是否符合市场有限理性。对于前者，严格的实证结果已表明，除非货币变化的信息不进入利率决定者的决策信息集，否则利率对货币供应变化均是敏感的。具体来说，7日银行同业拆借利率由于具有强外生性且其决定要先于月货币供应量，因此它的变化对货币供应变化是不敏感的；而30、90日银行同业拆借利率对货币供应的变化均是敏感的。同时，由于30日银行同业拆借利率的变化规律与60日是基本相同的，因而这也间接地表明了60日银行同业拆借利率对货币供应变比的敏感性。关于第二个条件，实证结果发现，在货币供应变化进入利率决策者信息集的条件下，无论是不同期限利率的变化特征还是它们之间的期限结构特征均与理论预期一致，这表明利率关于货币供应的变化是符合市场有限理性的。
关于利率与基础货币供应变化关系的上述结论对我们的金融深化改革是有着非常重要的意义的，因为知道，以利率市场化为核心的金融深化改革不仅将彻底改变我国的金融资源配置方式，而且将引起货币政策实施机制的重大变革。实际上，在利率市场化的条件下，货币政策不太可能像过去一样通过直接干预各种期限结构利率的制订来影响金融资源的配置，而主要应以社会福利函数最大化为目标，通过一些政策工具的运用来以市场机制影响利率的变化，这显然要求利率的变动是一个市场化的过程，否则资源的配置就会被扭曲。从这个角度来说，至少在已实行市场化的银行同业拆借货币市场上，利率变化基本符合市场预期，这为进一步的货币政策中介目标选择、货币政策运作机制变迁与进一步的利率市场化改革打下了非常好的基础。
最后一个值得探讨的问题是，关于货币与利率关系的实证与著名的泰勒规则有着什么样的联系呢?显然，不能将二者等同看待。这是因为，泰勒规则所分析的是如果通胀或产出超出了均衡水平，实际利率水平应如何变动以使社会成本函数最小化。可见，泰勒规则是以社会成本最小化为目标得到的，因而可以直接作为特定条件下的利率规则，而所验证的则仅仅是在银行同业拆借市场上，利率对外生基础货币供给冲击的反应是否是一个市场化的过程。不过，二者之间也存在着紧密的联系。实际上，结果不仅提供了一个观察货币政策通过利率机制传导的有效性的一个局部窗口，同时，这一结论也为泰勒规则的局部⑩有效性提供了一种支持：以社会总成本函数最小化为目标的泰勒规则推导过程(11)表明，泰勒规则的成立的前提条件之一就是利率相对于基础货币供应的变化必须满足市场的有限理性。
注释：
①Moneytary report to the Congress，见美国联邦储备体系网站http：www.federalreserve.gov。另外，Taylor(1993)为这一目标的确定制定了著名的泰勒规则(Taylor rule)。
②这表明他们具有相似的分布规律。
③数据均来自中国人民银行网站。
④假设在同业拆借期限内(≤90天)市场价格是不变的。
⑤逐步回归法也表明，只有二阶滞后项系数是显著的。
⑥这里将各期货币变量的系数之和看作长期乘数，这与一般意义上的长期乘数有所区别。
⑦需要说明的是，这里的一个单位的基准是1％。这是因为我们在估计时利率的样本数据单位就是百分比，例如：利率为2.1，实际指的是2.1％。因此-2.449％个单位的绝对数值应当是-2.449×10[-4]。另外，这里乘数-2.449之所以要用百分比来表示，是因为货币供应对数的变化就相当于货币供应百分比的变化。
⑧由于7日银行同业拆借利率变化受货币供应影响不显著，因此我们这里不作分析。
⑨数据来自北京色诺芬有限公司。
⑩由于我国的利率决定机制并不是惟一的，主要利率水平均不程度受行政控制，因而诸如银行同业拆借等市场化的利率变化对产出与通胀的实际影响是极为复杂与极为不确定的，这也影响了泰勒规则在整个市场上的有效性。
(11)一个比较简明的推导过程可见David Romer的《Advanced Macroeconomics》：P503～507。
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