我国货币政策利率传导渠道的体制转换特征——利率市场化改革进程中的考察，本文主要内容关键词为：货币政策论文,利率论文,体制论文,进程论文,特征论文，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、引言和文献综述
市场化的利率有利于金融资源的优化配置，也有利于货币政策利率调控效应的顺畅发挥。早在1993年，党的十四届三中全会就已提出“中央银行按照资金供求状况及时调整基准利率，并允许商业银行存贷款利率在规定幅度内自由浮动”。2002年，党的十六大报告中进一步提出“稳步推进利率市场化改革，优化金融资源配置”。2003年10月党的十六届三中全会通过了《中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》，进一步明确要“稳步推进利率市场化，建立健全由市场供求决定的利率形成机制，中央银行通过运用货币政策工具引导市场利率”。随着利率市场化的持续推进，以及微观主体对利率信号敏感性的日益增强，我国货币政策的利率调控效应理应不断提升。这一理论上的判断尚需得到更为坚实的经验上的支持。
货币政策利率传导渠道畅通是提升货币政策利率调控效应的关键环节。早在2005年，央行行长周小川就曾表示，随着我国经济市场化程度的提高，央行货币政策应更多地加强对价格型工具的运用，降低对数量型工具的依赖①。这就要求更多地以利率作为中介（操作）目标，即要更多地发挥货币政策利率传导渠道的作用。货币政策利率传导渠道畅通与否，决定了货币政策调控效应的强弱，决定了货币政策调控方式转变的快慢，也是衡量利率市场化是否已经取得足够的阶段性成果、是否能够赢得充裕的政策空间的关键一环。因此，研究利率市场化背景下我国货币政策利率传导渠道的动态变化，具有重要的理论和现实意义②。
已有文献对我国货币政策利率渠道效应的研究主要运用格兰杰因果检验方法③，得出的基本结论是：信贷渠道在货币政策传导中居主导地位，利率渠道在货币政策传导中基本无所作为，其原因可以归结为利率市场化程度的不足以及社会经济主体对利率信号的敏感度不够④。王召(2001)指出，由于我国对利率实行管制，利率水平很难作为影响全社会投资变动的信号。这种不由市场决定的利率对宏观经济变量解释作用不强，给货币政策实现直接调控向间接调控的转变制造了障碍。周英章和蒋振声(2002)对中国1993～2001年间的货币政策传导机制进行了实证分析，结果表明中国货币政策通过信用渠道和货币渠道的共同传导发挥作用，相比之下信用渠道占主导地位。方先明和熊鹏(2005)认为，我国利率工具的时滞效应非常明显，表明我国利率传导机制的梗塞较大，改进我国利率调控政策效果的主要方法还是要通过利率市场化的不断推进。盛朝晖(2006)指出，在我国由于利率市场化改革仍在推进，经济主体对利率变化的敏感度不如对信贷数量的变化，因此，利率渠道的作用小于信贷渠道，但利率传导渠道的作用得到了发挥。盛松成和吴培新(2008)指出，由于我国不同层次利率之间尚未形成市场化的传导链条，货币政策难以通过利率渠道来传导，主要通过信贷渠道来传导，而且信贷规模构成我国事实上的货币政策中介目标。上述文献稍显悲观的结论使我们对利率市场化的效果产生了质疑，毕竟货币政策利率传导渠道效果的增强是利率市场化的题中应有之义⑤。但是，不同货币政策传导渠道之间的横向比较容易掩盖货币政策利率传导渠道自身的变化，已有文献尚未对此进行实证考察。
已有文献没有分析利率市场化改革的推进对我国货币政策利率传导渠道效应的影响，也没有很好地解决如下问题：(1)分段计量的缺乏。改革开放以来，尤其是最近几年，我国货币政策调控体制发生了根本变化，货币和金融市场改革也取得了重大进展。例如，1996年银行拆借利率完全市场化，1998年我国货币政策调控由直接调控机制转向以间接调控机制为主，2002年央票开始成为央行公开市场操作的主要工具等。不同时期货币政策利率传导渠道的效应可能就会存在差异。通常使用的Chow断点检验可以检验在某一时点上经济体制（结构）是否发生显著变化，但在断点选择上具有较强的主观随意性。(2)指标选择上的局限。在研究货币政策利率传导渠道时，通常采用的利率指标为一年期（存）贷款利率，这与我国将信贷规模控制作为货币政策事实上的中介目标的做法是分不开的，但一年期（存）贷款利率与研究经典意义上货币政策利率传导渠道应该采用的货币市场利率是有出入的，尤其在我国货币市场与信贷市场之间存在断裂的情况下尤其如此。换句话说，仅仅采用一年期存贷款利率只能分析我国货币政策利率传导渠道中的一种。事实上，在我国存在两种货币政策利率传导渠道，需要分别使用存贷款利率和货币市场利率加以分析（参见下文分析）。(3)模型建构上的偏误。从已有文献使用的计量模型来看，无约束VAR模型忽略了内生变量之间的当期关系，而宏观经济变量之间不仅存在滞后影响，也存在当期影响。结构VAR模型考虑了内生变量之间的当期关系，但其结构参数依赖于对宏观经济变量之间关系的事先设定，这种设定往往以特定的宏观经济理论为基础。而鉴于宏观经济理论的分歧由来已久，结构参数的设定会因所依据的宏观经济理论的不同而不同，难以避免随意设定的弊端。
本文采用MS-VAR方法考察一个较长时间段（从1978年第一季度至2009年第二季度）上货币政策利率传导渠道效应的体制变化特征。较长时间段可以比较完整地反映我国货币政策调控的演变历程及货币金融市场的重大改革。MS-VAR方法将马尔可夫体制转变(Markov Regime Switching)与向量自回归(Vector Autoregression)模型有机结合起来，可以有效避免Chow检验中断点选择的随意性，较好地捕捉宏观经济变量的非线性动态特征，并对我国利率调控的政策效果进行评估⑥。
二、研究模型和研究思路
本文建立MS-VAR模型考察我国货币政策传导机制中利率渠道的效应变化。MS-VAR模型将马尔可夫体制转换引入多变量VAR系统中，不仅考虑了宏观经济变量的内生性问题，而且可以从时间序列本身提取有关体制转换的信息。MS-VAR模型本质上属于时变参数模型，但区别于一般时变参数模型的关键在于，该模型将参数视为离散状态马尔可夫链过程的结果，而这些离散状态分别对应着一定的经济体制。我国的利率市场化改革是一个渐进的过程，在特定历史时点上推出的重大举措可能会对货币政策利率传导渠道产生显著影响，因此MS-VAR模型非常适于研究利率市场化不断推进背景下我国货币政策传导机制中利率渠道的体制转换特征⑦。
考虑到一旦货币政策传导机制发生变化，仅仅用均值或截距的变化来解释是不具说服力的，因为系统中的反应系数也可能发生显著变化，所以本文采用截距、自回归系数和随机扰动项方差矩阵都随体制而转变的MSIAH-VAR模型：
货币政策利率传导渠道基于传统的凯恩斯IS-LM模型，其核心思想是：中央银行通过调整货币供应量影响短期名义利率，进而影响长期名义利率（这从利率期限结构中可以得到解释）；在存在名义价格刚性的条件下，名义利率的变化将会导致实际利率的变化，从而影响实际消费和投资支出，并最终对实体经济产生影响。本文认为，由于当前我国货币市场和信贷市场之间缺乏有机联系，我国货币政策的利率传导渠道应该一分为二地看：一是经典意义上的利率渠道，即中央银行通过公开市场操作影响货币市场利率，进而影响整个金融市场（包括资本市场和房地产市场）的利率，最终影响实际产出和物价水平的过程。在这一渠道中，要求利率形成机制完全市场化，且货币市场和金融市场之间存在有机联系，不同市场化利率之间的牵引或驱动关系比较明晰，可以将此渠道称为货币政策传导的市场利率渠道。一个完整的市场利率渠道如下：中央银行设定目标利率→央行的公开市场操作（发行央票、债券回购等）→央票利率和债券回购利率变化→银行间市场利率变化→金融市场利率变化→消费和投资变化→产出和物价变化→中央银行目标利率的调整。二是非经典意义下的利率渠道，即中央银行直接规定基准存贷款利率，商业银行在允许的浮动范围内决定实际贷款利率，从而影响企业和消费者的融资成本，并最终对实体经济和物价水平产生影响。在这一渠道中，利率市场化程度较低（商业银行只能在允许的浮动范围内相机调整），且货币市场和信贷市场之间相互分割，利率联动机制也尚未成型，可以将此渠道称为货币政策传导的管制利率渠道。一个完整的管制利率渠道可以表述如下：中央银行规定存贷款基准利率→（在允许浮动范围内）商业银行决定最终贷款利率→消费和投资变化→产出和物价变化→央行存贷款基准利率的调整。下文分析将会表明，随着我国利率市场化改革的推进，这两种货币政策传导利率渠道呈现出截然不同的动态特征。
货币政策传导的管制利率渠道与狭义的货币政策信贷传导渠道容易混淆。狭义的货币政策信贷传导渠道是指中央银行通过增加或者减少商业银行的存款准备金（即储备货币）来控制银行的可贷资金规模。狭义信贷传导渠道的着力点是对可贷资金规模的控制，而货币政策传导管制利率渠道的着力点则是对资金价格的控制。我国在1998年央行改革货币调控机制、取消对商业银行的信贷规模控制、实行资产负债比例管理之后，在宏观调控的敏感时期，央行通过存贷款利率管制往往并不能有效抑制商业银行的放贷或惜贷冲动，即不能充分实现通过调节资金价格平抑经济周期的预期政策效果（第四部分的分析表明，我国货币政策传导管制利率渠道的效应是不断下降的），因此往往不得不诉诸“窗口指导”和“道义劝告”，并以发行惩罚性央票等强制手段为后盾促使商业银行调整贷款规模。简而言之，我国在调控信贷规模这一事实上的货币政策中介目标的过程中，往往结合使用规模控制和价格控制，因而货币政策传导的管制利率渠道和狭义信贷渠道都是发挥作用的。
三、我国货币政策传导管制利率渠道的体制转换特征
1.数据描述和分析
本部分研究的样本期为1978年第一季度至2009年第二季度，包含四个变量：货币供应量(M1)、1年期贷款基准利率(RATE)、国内生产总值(GDP)和消费者价格指数(CPI)。其中，1978～1983年间的季度M1数据通过采用“三次方并与年底数相匹配”的Eviews6.0程序从易纲(1996)中的年度数据转换而来，1984年第一季度至2009年第二季度的M1数据来自CCER中国宏观经济数据库；1年期贷款基准利率来自Wind资讯；1978～1983年间的季度GDP数据通过使用“平方并与全年总值相匹配”的Eviews6.0程序从年度数据（来源于Wind资讯）转换而来，1984年第一季度至1991年第一季度的数据来源于张晓朴(2001)，1992年第一季度至2009年第二季度的季度数据来自于Wind资讯；CPI以1978年为100，1978～1982年间的季度数据通过使用“三次方并与全年平均相匹配”的Eviews6.0程序从年度数据（来源于《中国统计年鉴》）转换而得，1983～2007年间的季度数据通过期间的月度数据计算，数据来源分别为《中国统计月报》、《中国统计》和CCER中国宏观经济数据库。
为剔除价格因素的影响，本文利用定基CPI指数对M1和GDP进行调整，从而获得实际M1和实际GDP。以1978年为基期的CPI当年值相对于前一年的变化率作为通货膨胀率，用一年期贷款基准利率减去通货膨胀率得到实际利率⑧。为消除季节因素的影响，本文对实际M1、实际利率、实际GDP和CPI均采用X12方法进行季节调整。为减小异方差带来的影响，本文对经季节调整之后的实际M1、实际GDP和CPI均取对自然对数。所有调整之后的变量分别记为：LRMI-SA、RRATE-SA、LRGDP-SA和LCPI-SA。
在进行实证分析之前，我们采用ADF检验对变量序列进行平稳性检验。从表1中可以看出，所有水平变量均不能拒绝存在单位根的原假设，而一阶差分后的变量都显著拒绝存在单位根的原假设，这表明一阶差分变量序列是平稳的。
2.模型设定
上文分析表明，变量LRMI_SA、RRATE_SA、LRGDP_SA和LCPI_SA均为一阶单整序列(I(1))，因此可以进一步对这些变量进行Johansen协整检验。现代计量经济学研究指出，在VAR系统中所有变量同为一阶单整的情形下，如果这些变量之间存在协整关系，则所有变量均应以水平形式进入VAR系统，此时不会出现模型设定错误，且最小二乘法估计是一致估计；相反，如果这些变量之间不存在协整关系，则所有变量应以一阶差分形式进入VAR系统，以保证估计的有效性（Sim等，1990）。表2为变量LRMI_SA、RRATE_SA、IRGDP_SA和LCFI_SA的Johansen协整检验结果。从表2中可见，在5%的显著性水平下，迹检验表明变量间存在1个协整关系，最大特征根检验表明变量间存在2个协整关系。因此，本文以水平变量进入MSIAH-VAR系统进行分析。
Krolzig(1997)表明，MS-VAR模型中自回归项的滞后阶数不会超过不考虑马尔可夫体制转换的VAR模型中自回归项的滞后阶数。因此，本文先确定VAR模型的滞后阶数为5，从这一阶数开始逐步减小滞后阶数，估计相应的MS-VAR模型，并根据最大似然值、AIC、HQ和SC准则综合判断MS-VAR模型的最优滞后阶数p。此外，模型体制个数M也按照最大似然值、AIC、HQ和SC准则综合判断。从表3中可以看出，除SC准则认为最优滞后阶数为1、最优体制个数为2之外，对数似然值准则、AIC准则和SC准则均认为最优滞后阶数为5、最优体制个数为3。因此，本文选择滞后阶数为5、体制个数为3的MSIAH(3)-VAR(5)模型。
注：(1)R2和R3分别表示选择2个和3个体制；(2)标黑数字对应根据相应判断标准应选择的体制个数和滞后阶数的最适组合。
在设定MSIAH-VAR模型时，内生变量的排序至关重要。一般来说，排在前面的内生变量会对排在后面的内生变量产生当期影响，但排在后面的内生变量对排在前面的内生变量却不会产生当期影响。在对货币政策传导机制中利率渠道的经典解释中，中央银行通过公开市场操作释放或回收流动性，影响名义利率水平，进而影响实际利率水平（由于名义价格刚性），影响企业的投资支出，最终对产出和物价水平产生影响。遵循这一经典解释，在本文的MSIAH-VAR模型中，
⑨。
3.实证结果和检验
(1)我国货币政策传导管制利率渠道的体制转换特征及其解释。我们设定的模型形式为MSIAH(3)-VAR(5)，即自回归项选择滞后五期且系统存在三个显著不同的体制。实证结果表明，我国货币政策传导的管制利率渠道发生了两次体制转换，先在1989年第四季度从体制1进入体制2，后在1997年第三季度从体制2进入体制3（见图1），也就是说在不同体制下货币政策通过管制利率渠道的传导效果存在显著差别⑩。
体制转移概率表明（见表4），前后三个体制均比较稳定：体制1得以维持的概率为
，其平均持续期为
个季度；体制2得以维持的概率为
，其平均持续期为31个季度；体制3得以维持的概率
，其平均持续期高达913687897.81个季度。从体制1转为体制2的概率
仅为2.44%，从体制2转为体制3的概率
仅为3.23%。这就在一定程度上说明，这两次体制转换是在受到巨大的外生冲击下形成的。同时，体制3重新回到体制2或体制1的概率约等于0，说明未来如果没有巨大的外生冲击的话，这一体制将会一直持续下去。
第一次重大推进是20世纪90年代初我国银行间同业拆借市场利率开始形成。虽然早在20世纪80年代，我国同业拆借市场已迅速发展，资金批发市场也初具规模，但由于市场区域分割和不透明、乱拆乱借行为盛行，拆借利率一度实行上限管理。及至20世纪90年代初，随着我国同业拆借制度日趋规范，专业化银行商业化改革取得阶段性进展，全国统一的同业拆借市场利率开始形成（易纲，2009）。虽然直到1996年6月我国才最终实现同业拆借利率的完全市场化，但全国统一同业拆借市场利率的形成标志着相对独立于原有存贷款管制利率体系的市场利率开始形成，标志着经典意义上货币政策传导的利率渠道开始发挥作用。这一外生冲击改变了资金配置格局，提高了资金配置效率，必然会对我国经由贷款利率管制实现的货币政策利率传导渠道的效果产生影响。
图1 我国货币政策传导管制利率渠道的体制转换特征
表4 我国货币政策传导管制利率渠道的转移概率矩阵
这些巨大的外生冲击来自何处呢？将货币政策传导管制利率渠道的体制转换时点与我国利率市场化改革进程的时间维度进行比照，我们就会发现，这两次体制转换恰好伴随着我国利率市场化改革进程中的两次重大推进(11)。
第二次重大推进是1997年下半年我国贷款利率市场化的破冰之举。1997年亚洲金融危机之前，我国对贷款利率的管制程度很高，贷款利率的上浮区间较窄，且浮动范围仅限于流动资金贷款。1997年亚洲金融危机爆发之后，我国中小企业举步维艰。为提高商业银行给中小企业放贷的积极性，缓解中小企业的融资困境，在人民银行的多番协调之下，商业银行对小企业贷款利率的上浮幅度由10%扩大到20%。正如易纲(2009)所言，虽然这只是一小步，但却是贷款利率市场化的破冰之举。在此之后，贷款利率市场化改革取得了一系列突破性进展。这标志着在原有的存贷款管制利率体系内渐进式改革开始启动，标志着作为中央银行和实体经济桥梁的商业银行的谈判和定价能力显著提高。这一外生冲击提高了商业银行的主观能动性，释放了经济自身的适应性调节功能，也必然会对我国经由贷款利率管制实现的货币政策利率传导渠道的效果产生影响。
那么，利率市场化改革进程中的这两次重大推进对我国货币政策传导的管制利率渠道究竟会产生怎样的影响呢？我国利率市场化改革是一个“双轨”推进的过程，即一方面是存贷款管制利率体系的逐渐松动，一方面是市场利率体系的逐渐建立。从理论上来说，这两个方面的推进应该会削弱我国经由贷款利率管制实现的货币政策利率传导渠道的效果。这是因为，从中央银行的角度来说，存贷款利率管制程度的降低意味着对商业银行控制程度的降低，这必然会在一定程度上削弱中央银行实现货币政策意图的努力(12)；货币市场的发展使得商业银行有了更多调剂资金余缺的途径，商业银行的融资成本（进一步的贷款决策）也更多地受到货币市场流动性状况的影响，此时中央银行通过贷款利率管制影响商业银行贷款决策的效果必然有所削弱。那么，MSIAH(3)-VAR(5)模型估计结果是否支持这样的理论预期呢？
(2)脉冲响应和方差分解分析。MSIAH(3)-VAR(5)估计结果表明，不同体制下的截距、自回归系数和标准差均发生了显著变化。为更清楚地说明我国经由贷款利率管制实现的货币政策利率传导渠道的效果变化，我们分别利用脉冲响应和方差分解分析比较不同体制下贷款基准利率调整对物价水平和实体经济的影响有何不同。
图2说明了不同体制下贷款基准利率调整对国内物价水平的影响。国内物价水平对贷款基准利率冲击的反应都是负向的：在体制1下，对于贷款基准利率(RRATE-SA)一个Cholesky标准差新息(innovation)的正向冲击，消费者价格指数(LCPI-SA)的响应值在第四季度达到最大，为-0.019，在第八季度累积响应值达到最大，为-0.098；体制2的最大响应值出现在第四季度，为-0.009，最大累积响应值出现在第九季度，为-0.047；体制3的最大响应值出现在第三季度，为-0.005，最大累积响应值出现在第六季度，为-0.022。在不同体制下，贷款基准利率调整对国内物价水平的影响均存在一定滞后，约在一年后达到最大。但随着体制l向体制2转换，以及体制2向体制3转换，消费者价格指数对贷款基准利率冲击的最大响应和累积响应均下降了。这就说明，随着我国利率市场化改革进程的推进，贷款基准利率调整对物价水平的效应降低了。
图2 LCPI_SA对RRATE_SA冲击的累积响应
表5为LRGDP_SA的方差分解结果。方差分解表示MS-VAR模型中各个内生变量扰动项当期值和未来值的变化对预测变量预测方差的相对贡献，从中可以看出各种冲击对预测变量的解释程度。表5表明，在货币政策传导管制利率渠道的三种体制（R1、R2和R3）下，对于国内生产总值的波动，国内生产总值自身的冲击解释力最强，而贷款基准利率调整的解释力却存在较大差异，第三年末的贡献度在体制1下为33.81%，体制2下为27.31%，体制3下为16.38%。可见，随着体制1向体制2的转换，以及体制2向体制3的转换，货币政策冲击对国内生产总值波动的解释力是逐渐下降的。这就说明，随着我国利率市场化改革进程的推进，贷款基准利率调整对实际产出的效应也降低了。
表5货币政策传导管制利率渠道三种体制下LRGDP_SA方差分解结果(%)
上述脉冲响应和方差分解分析表明，随着体制1向体制2的转换，以及体制2向体制3的转换，我国货币政策传导管制利率渠道的效果削弱了。这与我们的理论预期是一致的：20世纪90年代初我国银行间同业拆借市场利率开始形成和1997年下半年我国贷款利率市场化的破冰之举这两次利率市场化改革进程中的重大推进，显著提升了商业银行贷款决策的自主性和贷款定价能力。从博弈论视角来看，商业银行谈判能力的增强可能就会削弱中央银行的货币政策调控能力。
与之相伴的问题是，随着利率市场化改革进程的不断深入，我国经典意义上的货币政策利率渠道的效果有何变化？如果经由贷款利率管制实现的货币政策利率传导渠道的效果减弱，而经典意义上的货币政策利率传导渠道却增强了，那么就意味着价格机制在我国金融资源配置中的作用得到提升，也意味着利率调控由直接方式转向主要依靠间接方式不仅是必要的，也是可行的。在第四部分，我们转而分析我国货币政策传导市场利率渠道的效应变化。
(3)模型效果评价。图3是MSIAH(3)-VAR(5)中各变量实际值与领先一期预测值(one step predicted value)和过滤值(filtered value)的比较。从图3中可以看出，MSIAH(3)-VAR(5)模型拟合效果较好，表明模型设定比较准确。
四、我国货币政策传导市场利率渠道的体制转换特征
对我国货币政策市场利率渠道分析的样本期为1996年1月至2009年7月。之所以选择1996年1月为样本期起点，是因为从1996年开始全国统一的同业拆借市场开始运行。而采用月度数据则是由于货币市场利率的变动远较贷款基准利率的调整频繁，使用高频数据(high-frequencydata)不仅契合该渠道利率调控现象的本质，而且可使模型分析更为精细。
在货币政策传导的市场利率渠道中，中央银行通过公开市场操作吞吐货币影响货币市场利率(13)，进而影响资本市场利率和商业银行贷款利率等，最终对实体经济产生影响。目前我国中央银行的公开市场操作主要采用中央银行票据发行以及正（逆）回购操作的形式，因此最适合的利率指标应该是中央银行票据发行利率或者正（逆）回购利率。中国人民银行从1998年就将央票作为货币政策日常操作的重要工具，但直到2002年央行票据才成为我国公开市场操作的主要工具之一。央行票据发行利率的数据从2003年开始才能获得，而正（逆）回购利率则到2004年才能获得，因此采用央票发行利率或正（逆）回购利率的数据量太少。考虑到央行公开市场操作旨在通过货币市场利率影响其他利率，我们采用银行间同业拆借加权利率（7天）(RATE)作为利率指标。由于我国只公布国内生产总值(GDP)的季度数据（从1994年开始），我们采用规模以上工业增加值(INDUSTRY)的月度数据作为GDP的代理变量。货币供应量指标仍为M1，物价水平仍用消费者价格指数(CPI)来度量。银行间同业拆借加权利率（7天）的月度数据来自CEIC，货币供应量M1、规模以上工业增加值和消费者价格指数数据来自Wind资讯。
图3 MSIAH(3)-VAR(5)模型拟合效果分析
我们对原始序列进行了如下处理：先用定基CPI指数调整M1和INDUSTRY得到实际Ml和实际INDUSTRY，用银行间同业拆借加权利率（7天）减去通货膨胀率（从定基CPI序列中计算而得）作为实际利率；再对实际Ml、实际利率、实际INDUSTRY和CPI采用X12方法进行季节调整，以消除季节因素的影响；最后对经季节调整后的实际M1、实际INDUSTRY和CPI取自然对数，以消除异方差的影响。
我们仍采用截距、自回归系数和随机扰动项方差矩阵都随体制而转变的MSIAH-VAR模型来考察我国货币政策传导市场利率渠道效应的变化。ADF检验表明，变量LRM1SA、RRATE_SA、LRINDUSTRY_SA和LCPI-SA都是一阶单整的。Johansen协整检验结果则表明，这些变量之间存在协整关系。因此，我们以水平变量进入MSIAH-VAR系统，并按照对货币政策利率传导渠道的经典解释，将变量排序设定为LRM1 SA→RRATE SA→LRGDP_SA→LCPI_SA(14)。按最大似然值、AIC、HQ和SC准则综合判断，MSIAH-VAR系统的最优滞后阶数和最优体制个数均为2，因此本文采用的模型形式为MSIAH(2)-VAR(2)，即自回归项选择滞后2期且系统存在2个显著不同的体制。
实证结果表明，我国货币政策传导的市场利率渠道发生了一次体制转换，即从2003年11月开始进入一个新的体制（见图4），也就是说在此之后货币政策通过市场利率渠道的传导效果显著不同于之前的传导效果。
体制转移概率表明（见表6），体制2比体制1更加稳定：体制1得以维持的概率为
，表明这次体制转换是在受到巨大的外生冲击下发生的；从体制2重新回到体制1的概率几乎为0则表明，如果未来没有巨大的外生冲击，货币政策传导市场利率渠道的新体制几乎会永远持续下去。
图4 我国货币政策传导市场利率渠道的体制转换特征
表6 我国货币政策传导市场利率渠道的转移概率矩阵
那么，促成2003年11月体制转换的巨大外生冲击是什么呢？对此，一个可能的解释是：2003年之前，我国的利率调控较为滞后，但在自2003年以来的利率调控周期中我国利率调整的灵活性和预调与微调方面明显改善（易纲，2009）。利率调控从“走在周期之后”到“走在周期之前”的转变，货币政策科学性和艺术性的更好结合，会对央行公开市场操作方式（规模和时机的选择）产生影响，进一步地，这种影响会显著改变使货币政策传导市场利率渠道的效果。
MSIAH(2)-VAR(2)的估计结果表明，在两个体制下的截距、自回归系数和标准差均发生了显著变化。利用脉冲响应和方差分解分析可以更清楚地看出我国货币政策传导市场利率渠道的效应变化。图5说明了不同体制下同业拆借利率的变动对物价水平的影响。在体制1下，同业拆借利率一个Cholesky标准差新息的正向冲击对消费者价格指数的影响非常迅速，在第1个月就达到最大值-0.0015。但在第9个月之后，政策效应发生逆转，因此消费者价格指数对同业拆借利率冲击的累积响应也在第9个月达到最大值-0.0053。而在体制2下，消费者价格指数的响应在第1个月达到最大值-0.0007，期间虽有轻微反复，但抑制价格水平上涨的预期政策效应一直得以维持，一年之后的累积响应达到-0.0070。相对体制1来说，在体制2下消费者价格指数对同业拆借利率冲动的初始响应稍弱，但响应更为平缓，也更为持续，累积响应也更强(15)。前文我们曾经提到，货币政策的前瞻性视角和利率调整的平滑操作，即货币政策操作中更加注重预调和微调，是造成货币政策市场利率渠道发生体制转换的可能原因。我们也认为，与体制1相比，体制2中货币政策冲击对物价水平的影响更为平滑和有力，与我国这一时期的货币政策更加注重微调和预调是密不可分的。
图5 LCPI_SA对RRATE_SA冲击的响应图
从表7中LRINDUSTRY_SA的方差分解结果可以看出，在我国货币政策传导市场利率渠道的两种体制（R1和R2）下，同业拆借利率变动对实体经济的影响也存在显著差异。在体制1下，同业拆借利率变动对规模以上工业增加值波动的初始贡献度较高，为16.27%，但贡献度下降较快，半年之后已下降超过一半并仍呈下降趋势，到第一年末降至5.16%；在体制2下，同业拆借利率变动对规模以上工业增加值波动的初始解释力较低，为3.44%，但解释力逐渐增强，半年之后已增加接近两倍并趋于稳定，第一年末的解释力达到9.46%。这就说明，随着体制1向体制2的转换，我国货币政策冲击对实体经济的效应不仅增强了，而且更为平稳。
总之，随着我国同业拆借市场的日益规范和统一，相对独立于存贷款管制利率体系的市场利率体系逐渐形成，这为提高我国利率调控政策的有效性创造了有利条件，提供了新的渠道。2003年之后，我国公开市场操作更加注重预调和微调，造成我国货币政策传导市场利率渠道的效果发生显著改变。这一改变体现在利率调整在平抑物价水平和周期波动方面发挥了更为持久和有力的作用。
图6将MSIAH(2)-VAR(2)中各变量的实际值与领先一期预测值和过滤值进行比较，从中可以看出，模型拟合效果较好，说明MSIAH(2)-VAR(2)设定比较准确。
图6 MSIAH(2)-VAR(2)模型拟合效果分析
五、结论性评价
本文运用MS-VAR模型考察了利率市场化改革进程中我国货币政策传导利率渠道效应的动态变化，得出的主要结论为：(1)研究我国货币政策传导的利率渠道应一分为二，即经由存贷款利率管制实现的从信贷市场向实体经济的传导，以及经由公开市场操作实现的从货币市场向实体经济的传导。前者称为货币政策传导的管制利率渠道，后者称为货币政策传导的市场利率渠道。（在货币市场体系开始形成之后）两种利率渠道的并存与我国货币市场和信贷市场之间缺乏有机联系是密不可分的。虽然央行通过两种渠道都能影响与微观经济主体的消费和投资决策休戚相关的实际利率水平，并最终影响经济产出和物价水平，但随着利率市场化改革进程的不断推进，两种利率渠道的效应却呈现出截然不同的动态特征。(2)1978年第一季度至2009年第二季度期间我国货币政策传导管制利率渠道发生了两次体制转换，体制转换后贷款基准利率调整对产出水平和物价水平的效应都降低了。这两次体制转换可以归因于我国利率市场化进程中的两次重大推进，即20世纪90年代初我国银行间同业拆借市场利率开始形成，以及1997年下半年我国贷款利率市场化的破冰之举。(3)1996年1月至2009年7月期间我国货币政策传导市场利率渠道发生了一次体制转换，这一体制转换是2003年之后我国利率调控的前瞻性和平滑性显著提高的结果。体制转换之后，同业拆借利率变动平抑物价和产出波动的效果更强劲、更持续。
基于MS-VAR分析的结论，我们可以得到如下启示：(1)我国货币政策传导管制利率渠道的效果减弱了，而市场利率渠道的效果却增强了，说明在金融市场日益开放的条件下，我国存贷款利率管制的扭曲效应可能被放大，而市场化的利率在金融资源配置中的作用则得到提升。这就意味着我国利率市场化改革已经取得了阶段性的成果。当前，应与我国经济金融改革开放的整体步伐相契合，积极培育基准利率体系，稳步增强市场主体对利率信号的敏感程度，有效提升金融机构自主定价能力，加快开发能够有效规避利率风险的各种对冲工具，为进一步放开半市场化的存贷款利率创造条件。(2)货币政策传导管制利率渠道和市场利率渠道效应呈现不同的动态特征表明，我国利率调控由直接方式转向主要依靠间接方式不仅是必要的，也是可行的。当前对于是否应该放弃货币供应量（信贷规模）中介目标仍然存在争议，但利率应在我国货币政策调控中发挥更为重要的作用已经成为学界和政策制订者的一个共识。同时，西方发达经济体的中央银行已不再采用过去那种注重货币供应量或信贷规模的货币政策工具，以利率为主导的货币政策框架已基本成为一种全球趋势。理论上的共识和实践上的趋同都表明，我国应理顺货币政策的利率传导机制，加快利率调控方式的转变。本文的实证结果恰恰表明，在我国经典意义上的货币政策利率传导渠道不仅已开始发挥作用，而且作用在不断增强，这就为利率调控方式的转变奠定了基础。
注释：
①参见http://www.people.com.cn/GB/jingji/1040/2455749/html。
②一个与此相关的问题是：利率作为货币政策中介目标的适用性。新近研究表明，利率作为货币政策的中介目标是西方发达市场经济体目前的通行做法，也是我国实现利率市场化之后的最优选择（参见彭兴韵，2008），但改变我国目前以货币供应量作为货币政策中介目标的做法的条件仍不成熟（参见苏亮瑜，2008；莫万贵、王立元，2008；盛松成、吴培新，2008）。
③有两个问题易被忽视：一是Granger因果检验本质上并不能揭示变量之间的因果关系，而是检验一个变量X是否有助于预测另一个变量Y，如果是，则称“X Granger引起Y”或者说“Y是由X Granger引起的”。变量之间的因果关系最终需要经济理论的支撑，Granger因果关系检验只能提供一种佐证。二是Granger因果关系检验仅仅考虑变量有限滞后项的影响，因此只能刻画变量间的短期关系，而可能会忽略潜在的重要长期关系，而且在变量非平稳的情况下，Granger因果检验的分布可能会由于不利参数(Nuisance Parameter)的影响而不够准确。
④江春和刘春华(2006)指出传统的国有产权制度是利率在中国货币政策中表现欠佳的制度原因。宋芳秀(2008)认为，利率之所以不宜作为当前我国货币政策的调控目标，原因就在于中国经济中存在一定程度的利率“软约束”现象，使得利率对投资的作用机制传导不畅。
⑤彭方平和王少平(2007)利用动态面板数据模型的研究结果表明，我国货币政策通过改变政策利率以及影响国债到期收益率等，会影响资本使用成本，从而影响公司投资行为，说明我国货币政策利率传导渠道在微观上是有效的。
⑥国内部分学者开始运用MS-VAR方法分析中国的宏观经济问题。丁志国等(2007)指出国际证券市场对我国市场的风险溢出效应具有明显的体制转换特征。郭庆旺等(2007)考察了20世纪90年代以来我国宏观经济运行与财政政策的体制转变特征。刘金全和郑挺国(2006)将马尔可夫体制转换融入到对我国利率期限结构的研究之中。宋旺和钟正生(2009)利用该方法研究了金融脱媒对我国货币政策传导机制的影响。
⑦本文使用计量软件OX 7.0 Professional进行MS-VAR分析。
⑧Mishkin(1996)指出，货币政策利率传导机制的重要特点在于强调实际利率而非名义利率对消费和投资的影响。在存在名义价格刚性的条件下，即使存在理性预期，中央银行对名义利率的调整也能（经由实际利率的变动）对实际经济活动产生影响。
⑨货币政策传导管制利率渠道的起点应为一年期贷款基准利率。本文借鉴国内学者对中国货币政策传导机制的相关研究，将货币供应量作为分析起点，但计量分析的重点是利率调整对实体经济和物价水平的影响。
⑩图1中，预测概率(Predicted Probability)是指基于t-1期可以获得的信息，在t期处于体制i的概率，即
，其中T为样本期长度。
(11)考虑到利率市场化改革是一个渐进的过程，其效应也是一个逐渐发酵的过程，体制转换也可能是前面各项市场化措施的累积结果，但现有的计量模型难以识别和度量所有这些市场化措施的效应，因此，我们将MS·VAR模型内生选择的结构断点与利率市场化改革进程中的大事记进行比照，以此推断某项重大政策调整是否是造成货币政策传导发生体制转换的原因。也就是说，我们为货币政策体制转换提供一种可能的解释，这一解释得到之后脉冲响应和方差分解结果的支持。
(12)正如谢平(1996)所言，利率水平的最终确定是企业、国有商业银行、财政及中央银行多方博弈的结果。
(13)余明(2009)分析了央行票据冲销操作政策的传导路径，指出央行票据冲销在短期内不仅通过影响基础货币直接影响货币供应量，而且通过影响货币市场利率间接影响货币供应量；盛宝莲等(2009)认为，中央银行票据发行利率对货币市场利率（银行间同业拆借利率和银行间国债回购利率）的传导是有效的。
(14)经典意义上货币政策利率传导渠道的一个关键假设是，货币供应量是外生的，或者说是中央银行可以调控的变量。但随着中央银行对货币供应量控制程度的降低以及更为关注利率调控，货币供应量外生的假设就不太合理，将利率看做是受中央银行调控的外生变量则较为合理(Romer,2000)。本文将货币供应量作为分析起点，暂不考虑货币供应量内生／外生问题。
(15)将响应期从12个月拓展到24个月，从第二年开始，体制1下消费者价格指数的响应仍与政策预期效果相悖，而体制1下消费者价格指数的响应仍呈现出逆周期的特征。
标签：利率市场化论文; 货币政策论文; 银行贷款利率论文; 银行论文; 央行论文; 货币政策中介目标论文; 利率论文; 政策影响论文; 经济论文; 利率政策论文; 商业银行论文; 调控论文;