利率市场化背景下政策利率传导的时变特征分析
——基于TVP-VAR模型的检验
李宝伟，张 云，马思远，李宇婧
（南开大学 经济学院，天津 300071）
摘要： 自2006年以来我国不断推进利率市场化，这是否促进了政策利率的传导有待研究和探讨。通过构建时变参数向量自回归（TVP-VAR）模型，运用2006—2016年月度数据检验了利率市场化背景下我国政策利率传导的时变特征。实证结果表明：从整个样本期的变化趋势来看，在利率市场化的背景下，作为政策利率的货币市场利率向贷、存款零售利率和债券收益率的传导效果显著增强。2010年到2013年，理财产品收益率、贷款利率、公司债收益率对政策利率变动的短期（滞后一期）响应经历了持续上升过程，传导效果增强区间与利率市场化快速推进阶段较为一致；2013年贷款利率浮动下限取消后，贷款利率的当期反应由零转变为负向，滞后期反应持续为正，理财产品收益率反应持续为正向，但反应峰值由当期变为滞后一期；2015年存款利率浮动上限取消后这一模式继续保持，正负向反应峰值都有增加趋势。
关键词： 利率市场化；利率传导机制；TVP-VAR模型；传导效果
一、引言
本文研究的政策利率指的是央行的政策利率体系，政策利率的实施，有利于加强对市场利率的引导。央行根据货币政策实施的需要，适时地运用利率工具，对利率水平和利率结构进行调整，进而影响社会资金供求状况，实现货币政策的既定目标。货币理论中货币政策的利率传导渠道可分为三个环节：首先，央行通过公开市场操作等政策工具引导作为政策利率的短期货币市场利率；其次，政策利率变动通过市场活动传导至商业银行存、贷款利率和其他金融市场利率；再次，各金融市场利率变化影响各经济部门行为，进而影响产出和价格水平。政策利率的传导过程是指上述传导链条中的第二个环节，政策利率变动能否快速且有效地影响各个金融市场的利率成为货币政策目标能否顺利实现的关键。随着利率市场化的推进① 2006年以来我国的利率市场化进程在稳步推进，其标志性事件是央行作为基准利率培育的上海银行间同业拆借利率于2007年初正式运行，2013年放开贷款利率浮动下限以及2015年取消具有关键意义的存款利率上限。 ，政策利率传导效果是否存在时变特征，这是本文想要探讨的主要问题。
目前关于政策利率传导的文献较为丰富。在理论研究方面，大多是从银行体系的角度出发。Freixas和Rochet[1]建立了银行理论模型来解释在市场竞争程度不同的情况下银行存贷款利率水平的决定机制。Tanaka、Bolton和Freixas[2]则研究了资本充足率对货币政策传导的影响。实证研究方面，经研究得到，对政策利率传导效果有显著影响的因素包括银行业的竞争程度、流动性因素、政策信号明确程度和与基准利率的利差大小等（Hannan和Berger[3]；Borio和Fritz[4]）。随着计量方法的发展，也有文献开始考虑政策利率传导的非线性和非对称性特征（Sander和Kleimeier[5]；Hofmann和Mizen[6]）。
相较而言，我国银行存贷款利率长期受到管制，国内关于货币市场利率对零售市场利率影响的文献相对较少。在理论研究方面，马骏等[7]构建了包括央行、居民、企业、金融机构四部门模型，认为在理想货币政策框架下，政策利率、存贷款零售利率和债券利率应存在正向联动关系，该联动关系会被多种市场化不完全因素削弱。随后，李良松在此基础上引入了同业拆借市场与理财产品市场。实证方面，樊明太[8]较早实证分析了金融结构对利率传导机制的影响，此后的实证研究则分别以信贷、债券等不同金融市场利率为切入点。纪敏等① 纪敏、张翔、牛慕鸿等：《货币政策通过银行体系的传导》，中国人民银行工作论文，2016年4月。 研究了商业银行存贷款市场，结论认为短期货币市场利率到信贷利率的传导效率仅为美国的20%—80%；钱雪松等[9]考察了企业信托贷款利率，认为政策利率向信托贷款利率传导较为通畅。姜再勇等[10]将货币政策划分为政策利率渠道与管制利率渠道，运用MS-VAR② 马尔科夫体制转变向量自回归模型。将马尔科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。 模型捕捉两种渠道传导效果的内生变化，认为在利率市场化重大推进时点两种渠道传导存在体制转换，并且市场利率渠道的效果逐渐增强，而管制利率渠道的效果逐渐减弱。陈创练等[11]运用1996—2015年季度数据，建立TVP-SVAR模型考察了我国时变货币政策传导效应，得到时变参数泰勒规则估计。
综合来看，现有文献在探讨利率传导渠道时变效果时大多以泰勒准则为依据，分析产出和物价水平的变动，并未聚焦于政策利率向各金融市场利率传导这一中间过程。基于以上考虑，本文以新近发展的政策利率传导机制理论为依据，采用时变参数向量自回归（TVP-SV-VAR）模型来刻画政策利率向关键金融市场利率传导的动态效果，并结合时点脉冲响应图关注具体利率市场化政策调整后传导效果的变化方向和程度。
二、理论假设与变量选取
（一）理论假设
参考马骏[7]提出的四部门理论模型，该模型包括央行、厂商、居民和商业银行四个部门，每个经济部门都要实现其利润最大化的目标，通过市场间交易达到均衡。在利率市场化情况下，政策利率、存款利率、贷款利率、债券收益率互相正向联动。以政策利率上升为例，在这一体系下，央行政策利率上升首先使得债券收益率上升，居民调整其资产配置，选择持有更多债券而减少存款数量，这一变动传导到银行体系，存款数量下降导致银行存款利率水平提高。另一方面，有价证券也是银行进行资产配置的手段之一，债券收益率的上升也将通过银行的资产配置最优化行为影响贷款利率。此时，银行同样会选择将一部分资产转而投向债券，减少贷款供给，从而提高贷款利率。在这一基准传导机制基础上，金融市场摩擦、过高的存款准备金率、贷存比限制和企业预算软约束等因素会弱化传导效果。
马骏学者的这篇论文中使用的四部门理论模型与现代金融体系的实际情况更相近，选取的政策利率、存款利率、贷款利率、债券收益率比较具有代表性，因此基于以上理论，本文将提出并实证检验两个假设：（1）在利率市场化情况下，政策利率与存、贷款零售利率和债券收益率之间存在正向联动效应；（2）随着利率市场化进程，这一正向联动效应影响逐渐增大。本文将选取利率市场化进程中的重要政策时点，探究具体政策推行后央行政策利率向其他金融市场利率传导的效果变动。
（二）变量设定
1.数据说明
本文选用2006年4月至2018年12月期间的月度数据，数据来源于Wind宏观数据库。
（1）设定初始值。
（2）存款利率：选取6个月全市场人民币理财产品预期年化收益率（wmp6m）作为代理变量。随着储蓄者理财观念的普及，商业银行通过发展丰富的理财产品业务以吸引资金，并且这类理财产品的风险相对很低，一定程度上可以视为存款的替代品。这种替代性可以影响存款和债券的定价，显现一定的价格发现功能。理财产品利率为周频数据，需要进行月度平均进行调整。
图1 浮动区间加权利率与加权平均贷款利率
（3）贷款零售利率：可得数据包括贷款基础利率（LPR）、金融机构人民币贷款平均利率。前者于2013年开始正式发布，并且作为报价利率在真实贷款定价中应用较少。后者则从2008年9月开始发布，且为季度数据，不能满足数据量的要求。本文运用6个月至1年贷款基准利率与利率浮动区间贷款占比，按照不同的浮动区间进行实际利率倍数赋值，最终加权获得浮动区间加权贷款利率（loanmrt）（盛松成，2016）。计算所得利率与央行公布的金融机构人民币贷款加权平均利率（loanave）对比如图1，两者走势基本一致，可见加权所得利率具有一定的真实性和代表性。
（4）债券市场利率：根据马骏等（2014），政策利率传导理论中的债券市场利率代表企业通过债券市场的融资成本。本文选取6个月中债企业债到期收益率（AAA）（crop3a6mp）作为代理变量，以避免公司自身的风险因素带来的影响。取当月日观测值的算术平均值以获得月频数据。
图4中第1、2、3行分别代表各种利率对理财产品收益率、贷款利率、3A级公司债收益率的正向冲击的脉冲响应。质押式回购利率与贷款利率对理财产品收益率冲击的滞后1期响应均为正向，而公司债的响应函数在样本期初为负向，随时间推移负向影响逐渐减弱最终由负转正。利率的短期波动区间分别为0—0.5%，0.25%—0.75%，-0.2%—0，表现出明显的跨期变动特征。其中，回购利率与贷款利率的响应水平表现为平稳到增长再到平稳，增长期大致为2007年11月到2012年1月，这一增长区间比对政策利率冲击响应增加的区间更为提前，并且持续时间更短。而3A级公司债收益率的响应形态虽然与其余两者十分相似，但因为其响应水平初始值为负值，所以表现为平稳到减弱再到平稳，大约在2009年12月负向影响开始迅速减弱，到2012年6月保持减弱但速度放缓。大约在2014年7月影响减小到零，之后开始变为正向并向上增长。2015年5月左右停止增长，直到样本期结束保持在十分低位的正向水平。其他利率对贷款利率与企业债收益率的正向冲击在短、中期均为正向，长期近似零值，并且未表现出跨期变动特征。
采用ADF方法对变量进行平稳性检验，检验结果发现loanmrt、crop3a6m序列非平稳性十分显著，wmp6m、repo3m序列则在0.01的显著性水平上存在单位根。为方便解释，对所有变量进行一阶差分。一阶差分后的序列均为平稳过程（见表1）。
2.1.4 学生乐于参与社会实践，做兼职的学生较多问卷表明，约88%的学生都有过社会兼职工作经历，主要做的工作按选项比例高低排序为：营销、家教、餐饮服务、清洁工等。少数学生在寒暑假期间，能够帮助家长做家务、干农活或做些社会兼职工作。多数学生在校学习期间，都参加过志愿者活动或公益劳动，这些经历和活动都有益于学生的成长。
表1 平稳性检验结果
三、模型构建与诊断
（一）模型构建
模型中包含repo3m、loanmrt、wmp6m、crop3a6m四个变量，分别代表3个月银行间质押式回购利率、贷款浮动区间加权利率、6月期理财产品收益率和6个月中债企业债到期收益率。Peitmiceri[15]将简单的VAR模型中的截距、系数和方差设定为随时间变动的参数，建立了随时间变动的带随机波动的时变参数模型（TVP-SV-VAR）。该模型可以很好地捕捉时变特征，其后Nakajima[16]指出TVP-SV-VAR非线性模型优于其他固定参数VAR模型。
经过边际似然值判断可知，模型最佳滞后阶数为一阶。图2中的三行图形分别表示样本自相关系数、样本路径和后验分布密度函数。可以看到样本自相关系数均迅速降至零值附近，说明样本几乎不存在自相关关系；样本路径显示平稳，表明预设的50000次MCMC抽样能够获得有效的相关样本；后验密度函数近似接近正态分布，符合推断要求。
根据学生在校内的学习情况，结合表1中“馆校合作”科学活动方案的内容，在学生已有课堂信息概念的基础上，带领学生分三次来到上海自然博物馆开展体验活动。具体策略如下： 基于教材的前概念(活动前)→自博馆观察并完成学习单→模拟体验活动→自然观察笔记→撰写相关科普报告(活动后)。
其中，yt代表k*1维向量，A,k1…ks代表k*k维系数矩阵，ut表示结构冲击。可以通过递推辨识指定结构冲击的同步关系。假定A是一个下三角矩阵：
σi(i=1,…,k)是结构化冲击的标准差。将矩阵Bi按行堆叠，得到矩阵β，为k2*S维向量。
⊗为克罗内克积符号，式（1）可被表示为：
所有参数都是固定值，将其拓展为带时变参数的TVP-SV-VAR模型：
分析很多切缝外观不合格的原因，大多是由轨道安装精度不够而产生的。因此轨道安装要严格按照测量放样所弹出墨线位置进行安装。在安装临时轨道施工过程中，临时轨道要根据切缝机具的尺寸进行加工，若选用汽油切缝机，轨道以4～5m一节为宜，应满足切缝设备平滑在其上行走。轨道用的工字钢必须选用强度足够、未变形的钢材，钢材表面宜涂刷油膏润滑，以利于机具行驶。若工程规模大、切缝厚度大，也可采用体积重量更大的柴油切缝机，行驶不稳定时轨道使用更大一号的槽钢制作。
令矩阵At中的元素堆叠向量为at=(a21,…,ak,k-1)ht=（h1t,…,hk,t）Hjt=logσ2jt。其中，j=1,…,k，t=s+1,…,n。参照Primiceri(2005)，假定式（3）中的参数服从随机游走过程，具体形式为：
假定系数βt、at、ht三个变量不相关。
TVP-VAR模型中包含的系数过多，可以运用马尔科夫蒙特卡罗（MCMC）方法实现对状态变量的估计。在贝叶斯推论中，MCMC算法可以在一个确定的先验概率分布下从参数的高维后验分布中抽取样本。其算法过程如下：设
第一步，初始化 β,a,h,
；第二步，抽取 β|a,h,∑β,y；第三步，抽取∑β|β；第四步，抽取 a|β,h,∑a,y；第五步，抽取∑a|a；第六步，抽取h|β,a,∑h,y；第七步，抽取∑h|h；第八步，回到第二步。其中，第二步和第四步借助模拟滤波器实现，第三、五、七步则直接从Gamma分布中生成样本。
（二）参数设定和模型诊断
模型构建和程序代码参照了Nakajima等，计算结果由Matlab软件实现。
拓展思考：已知双曲线的右焦点为F，若过点F且倾斜角为60°的直线与双曲线的右支有且只有一个交点，则此双曲线离心率的取值范围是（ ）
（3）用MCMC方法模拟50000次，前5000次迭代结果是预烧（burn-in）样本，表2给出了模型参数估计得到的后验分布均值、后验分布标准差、95%置信区间、Geweke收敛诊断值和无效因子。
（1）政策利率：现有研究结果认为，上海银行间同业拆借利率（shibor）、银行间市场质押式回购利率（repo3m）、央票发行利率和短期国债到期收益率具有较好的基准性。本文选取3个月银行间质押式回购利率作为政策利率的代理变量。
我发现何大爷情绪特别好，笑眯眯的，每道皱纹中都堆满了喜悦；那姑娘对老人家也极亲近，张口爷爷，闭口爷爷，叫得可甜了。她是谁呢？过去从来没听说他城里有个孙女啊？而且，猴子都不认识她。
（2）先验假定∑β、∑a、∑h为如下对角矩阵：
2015年，医院信息中心以手术室为试点，进行了布草管理系统的研发，通过身份识别与手术信息自动核对的方式，限制没有权限的人员领取手术服。智能发放及回收手术服，优化了更衣区管理流程，为管理者提供全程实时动态跟踪查询、处理信息、系统运行情况的监控管理，让手术室/导管室更衣环节更加井然有序，在提高效率的同时有效控制了人员流动，手术室洁净度管理进一步强化。
1.参数设定
表2 参数的MCMC估计结果
2.模型诊断
TVP-SV-VAR模型可以由SVAR模型拓展而来，最基本的SVAR模型如式（1）。
图2 样本自相关系数、样本路径和后验分布密度函数
此外，表2中Geweke收敛诊断值是检验马尔科夫链的集中度指标，其值均小于5%的显著性水平对应的临界值1.96，因此不能拒绝后验分布收敛于零的原假设；无效因子用于计算衡量MCMC混合链，其数值代表了后验样本均值方差与不相关样本均值方差的比值，结果中得到的无效因子最大值仅为39.77，意味着在50000次抽样条件下，至少能够得到50000/39.77=1257个不相关样本，对后验推断足够多。综合分析上述统计指标，可见模型估计有效。
四、实证分析及结果说明
TVP-VAR模型估计参数的个数过多，并且它淡化了变量间相关关系而重点考察模型误差项变动对系统的动态冲击效应。因此本文不再分析各系数参数和变量间的相关性，直接考察变量的脉冲响应图形。
参与本次研究的所有患者术前禁食8～12h，手术过程中为患者建设静脉通路，应用监测仪器术中监测各项生命体征，并观察患者的血压、血氧饱和度，对神经紧张者给予泵注小剂量的右美托咪定。
（一）政策利率冲击传导的跨时期效果
图3描述了各经济变量在等时间间隔的三个时间长度的脉冲响应结果随时间的动态演化路径。选择滞后1期、3期与5期（1月、3月和5月）的脉冲响应函数进行观察。图中的短虚线、长虚线和实线分别代表1、3、5期滞后，对应短、中、长期三种时间间隔。
我国《国家安全法》第52条规定：“国家安全机关、公安机关、有关军事机关根据职责分工，依法搜集涉及国家安全的情报信息。”特别在第四章第二节“情报信息”第51条～第54条中，分别规定了“情报工作制度”“各部门搜集上报情报信息职责”“情报信息工作运用现代科技手段和加强研判分析”“情报信息的报送要求”等内容。“该法的立法模式呈现‘原始型’（即分散式立法）向‘混合型Ⅰ’（即分散式＋专门式立法）再向‘混合型Ⅱ’（即分散式＋专门式＋综合式立法）发展的趋势”。《国家安全法》是我国国家安全领域的基础性法律，也是统筹、引领国家安全领域立法工作的综合性法律之一，该法涵盖了国家安全多个领域。
从三种利率时变响应函数的共同特征来看，除贷款利率短期响应出现的几次短暂下降，各金融市场对货币市场利率上调的正向反应程度都在样本期内持续上升。上升期的起始时间三种利率各不相同，表明不同金融市场利率变动的影响因素存在一定差异，而上升期结束的时点比较一致，响应水平基本在2015年5月左右停止增长并保持在增长后的高位水平。一个可能的解释是从2015年5月起央行开始了持续降息，使得存、贷款基准利率分别从2015年4月的2.5%、5.35%下降到11月的1.5%和4.35%，达到样本期内最低，此后到样本期结束一直保持在这一水平。在这一影响下，尽管2015年5月央行同时使存款利率的上浮区间扩大至基准利率的1.5倍，但由于基准利率的大幅下调，存款零售市场利率没有太多空间来对货币市场利率的上升作出反应。2013年7月后的贷款市场利率和2015年10月后的存款市场利率尽管已经完全取消了浮动区间限制，但其定价基础仍在很大程度上依赖基准利率水平（纪敏等，2016）。
图3表明，理财产品利率（dwmp6m）、贷款零售利率（loanmrt）、3A级公司债到期收益率（crop3a6m）对质押式回购利率（drepo3m）正向冲击的响应在短期和中期都是正向的，假设第一条得到验证。长期（5个月后）响应效果基本消失。理财产品利率和公司债收益率的脉冲函数在冲击发生两个月后下降了70%以上，至第5个月下降至零。而贷款利率前两个月响应降幅在33.3%以下，到第5个月下降至零值水平。从响应波动区间来看，理财产品收益率、贷款利率、公司债收益率相应的短期波动区间分别为1.8%—2.8%，0.3%—0.48%，3%—4.6%，波动水平相对较高；中期波动区间分别为0.5%—0.9%，0.26%—0.4%，0.4%—0.6%。理财产品利率和公司债收益率的短期响应水平来看相较于贷款利率水平高出一个数量级，三种利率的中期响应水平基本一致，原因在于前两者两个月内反应下降程度更快，同时说明，贷款零售利率随政策利率的调整存在一定的滞后反应，表现出了“贷款价格短期黏性”。短期时间约束利率响应时变效果十分显著。2010年6月到2015年5月，理财产品利率对回购利率的滞后1期响应持续上升，在此前和之后均保持相对平稳的水平。2010年6月，央行开始加息，在存款利率浮动上限有效时，理财产品是商业银行规避利率上限管制吸收资金的重要手段之一，此时理财产品利率对货币市场利率反应上升的信号与央行加息同步。2012年6月存款利率浮动上限扩大至基准利率的1.1倍。此后浮动上限持续上调，至2015年5月上调至基准利率的1.5倍，与响应持续上升时段基本吻合；贷款利率响应的跨时期变动起伏较频繁，2007年11月到2008年11月响应程度短暂上升，随后持续下降，2010年7月左右经历了半年的小幅回升，又开始下降直到2012年1月左右降到谷底。这两次短期响应水平下降区段分别对应了2008年与2012年的宏观经济不景气阶段。2012年1月以后开始持续上升，以2013年9月为界后一阶段增速明显加快，一直到2015年5月均表现为高速增长，从2015年5月到样本期截止的2016年12月又经历了持续下降。其反应高速增长开始的时点与贷款利率实现自由化的时点（2013年7月）基本对应，表明此前对贷款利率的浮动区间限制是有效的，且放开这一限制实现了强化贷款利率对货币市场利率影响的政策效果。此外，相较于短期，中期贷款利率对货币市场利率的反应变化更加稳定，在整个样本期内表现为持续上升，其中上升速度最快的区间为2012年1月至2015年5月。3A级公司债收益率对回购利率的短期响应在样本期起始点到2010年7月保持稳定，2010年7月起开始缓慢增长，2012年1月之后增长速度明显快速提升，增长直到2015年停止，往后到样本期结束保持在一个更高位的稳定水平。
图3 脉冲响应结果随时间的动态演化路径
1.政策利率对金融市场利率的时变脉冲响应
2.其他金融市场利率冲击的时变脉冲响应
欧阳锋原本以为讲了段子就能少喝两杯，结果事与愿违，所有同学不约而同地拿他做了靶子，这个说真他妈看不出来，你小子那么有才，一鸣惊人哪！那位说你也真是，平日里斯文得像个太监，没想到城府如此之深！欧阳锋百口莫辩，疲于招架，几个回合下来就晕乎乎的找不着北了。
2.变量平稳性检验
图4 脉冲响应结果随时间的动态演化路径
总体来看，其他金融市场利率间的互相响应方向基本为正向，结合上一部分得出的结论，政策利率、存款利率、贷款利率和债券利率之间互相正向联动的假设基本得到支持。同时随着时间推移政策利率的传导效果不断上升，在2015年之后稳定在一个更高的水平。存款市场利率对其他市场利率的影响也存在一定的时变效果。
（二）政策利率冲击传导效果的不同政策时点变动
选取 2007年 1月（n=10）,2013年 7月（n=88）,2015年10月（n=114）三个时点进行考察，通过对比不同时点上变量间相互冲击的反馈机制，进一步探究利率市场化具体政策进程对政策利率传导的效果影响。2007年1月，上海银行间同业拆借利率（shibor）正式运行；2013年7月，金融机构人民币贷款利率下限取消，贷款利率基本实现市场化；2015年10月24日，商业银行和农村合作金融机构等存款利率上限取消，存款利率基本实现市场化；紧接着，2015年11月，商业银行75%的贷存比上限限制取消。
图5显示了质押式回购利率和理财产品收益率的新息冲击的脉冲响应函数图。根据何东与王红林（2011），存款利率一定程度上代表了商业银行的资金成本，其变动对贷款利率、其他金融产品利率较为重要，因此保留了理财产品收益率冲击的脉冲图并进行分析。
总结各方面的问题，目前南京体育学院能够开展的民间体育项目太少，不能够满足大部分学生的需求。而在教师教授方面，教师的能力有限，不能开展全面的民间体育课程，并且在课程的开展中仅仅采用讲解示范和参加练习的方法，坚持循序渐进的方式学习民间体育。在民间体育教学实践中，不仅要传授技能和人文素养，还要培养学生在组织赛事、裁判、科学研究以及教学的能力。
1.其他金融市场利率对政策利率的时点脉冲响应
针对此机械臂拾取系统建立模糊闭环控制系统，其控制最终的效果是通过调整输入机械臂气体压力的大小，将拾取的电子元件准确地放置在指定的位置点。系统控制信号选择机械臂末端位移的测量信号，然后根据位移测量值与参考值的偏差e及偏差变化率ec来控制输入压力P的大小，从而控制机械臂拾取元件到达指定位置。在此系统中的模糊控制器的输入量是机械臂位移的偏差e和偏差变化率ec，输出量u是输入气体的压力。假设机械臂拾取元件的运动位移为500 mm，最大超调量不超过10%。
2007年1月，理财产品收益率对质押式回购利率正向冲击的反应表现为当期出现最大值2%，后呈近似指数型减小，到第5期时减小至零；而2013年7月，脉冲响应函数变为先短暂上升，在滞后1期达到峰值后呈指数型下降；2015年10月上升区段幅度进一步扩大，峰值达到2.8%附近。总体来看随着时点推移，每一滞后期的响应函数值均显著增大，但影响效果持续时间不变。存款利率市场化后仍旧保持这一影响特征，且两次政策推出后传导效果显著增强。贷款市场利率对回购利率的冲击变动更为复杂，2007年1月表现为在滞后2期到达峰值（约0.7%）后在滞后5期下降到0。2013年7月的脉冲函数则在当期出现了负值，在滞后2期达到正的峰值随后下降至0；2015年10月，当期的负向影响更大，但上升的速度也更快，在滞后2期达到的峰值（约1%）高于前两个时点。存款利率浮动上限取消后，当期负向影响有增加的趋势，但此后，每一滞后期的正向反应程度都显著增强。公司债收益率对回购利率的脉冲函数在三个时点均表现为当期出现最大反应后逐渐衰减至0，且衰减速度较快，大约在滞后4期就失去影响。不同时点函数的起始值不同，2007年1月约为0.8%，2013年7月约为1%，2015年10月约为1.1%，每个滞后期的响应值都随着时点的推移增加。
图5 脉冲响应结果随时间的动态演化路径
综合来看，2013年7月贷款利率下限取消后，存款利率影响的峰值由当期变为1个月后，贷款利率当期负向反应1个月后迅速变为正向。可能是由于贷款利率下浮限制放开后给了利率负向反应的空间，1个月内贷款反应经过时滞迅速调整为正向，贷款利率的大幅上调反应使得银行有足够的利差空间进一步上调存款利率以吸引资金，最终表现为影响峰值的滞后。而企业债收益率的反应则可能由于套利限制，没有表现出类似的形态变化。贷、存款利率浮动限制取消后，三个金融市场利率随货币市场利率冲击的调整程度均显著持续增强，且冲击的影响持续时间保持不变。
营造技艺的“变”实则是探讨建筑本体在“源”、“流”之间的变化关系。如图1所示，一是以营造“圈”为核心，经过不同营造“流”的路径，发展出相应的演变结果；二是营造之“圈”相互交流时部分区域发生的“变化”。这种营造“变”包含了共时性和历时性两个层面。
2.理财产品收益率冲击的时变脉冲响应
回购利率对理财产品收益率的脉冲响应函数沿零值震荡，在当期时为零，在滞后1期存在正向峰值，滞后2期出现负向峰值，滞后3期上升为正值但几乎为零，第4期影响完全消失。滞后1期峰值由2007年1月的不到0.1%上升至2013年7月的0.4%以上，2015年10月的增加幅度较小几乎可以忽略。体现了零售利率与批发利率间的双向因果[10]，说明存款零售市场利率对批发市场利率的反向机制也在增强。贷款利率对理财产品收益率的响应函数在当期有正值，并在滞后1期出现峰值，滞后2期迅速回落，到第4期衰减到0。2007年1月的滞后1期峰值约为0.3%，2013年7月则增至0.75%，2015年10月增幅不大。公司债收益率对理财产品收益率的脉冲函数在2007年1月除滞后1期有负极小值外基本在零值附近，而2013年转变为在当期有正值，达到约0.7%，滞后1期极值变为0，滞后2期又出现正值，到第4期衰减为0，2015年10月的脉冲图像有小幅上移。总体来看，在贷款利率放开浮动下限后，其他市场利率对理财产品利率的脉冲响应发生了重大结构性突变，而存款利率上限放开后的突变效果较弱。
五、结论
本文通过构建TVP-VAR模型，以2006年4月至2016年12月四种金融市场利率数据为样本，捕捉政策利率传导效果受利率市场化进程推进影响所表现出的时变特征。结果表明，在利率市场化的背景下，从整个样本期的变化趋势来看，作为政策利率的货币市场利率向贷、存款零售利率和债券收益率的传导效果显著增强。其中，向存款利率和债券收益率传导效果增强的区间均大致为2010年6月至2015年5月。这一时间段内存、贷款利率浮动区间限制频繁放宽，利率间传导效果加强阶段与市场化进程推进阶段基本吻合；向贷款利率的传导效果在2007年11月至2008年11月以及2012年1月至2015年5月期间持续上升，并且2013年9月后上升速度加快，这一时变特征同样符合贷款利率浮动区间放宽的政策变化时段。此外，对三种利率反应效果的上升时段的起点与终点分别对应着央行于2010年6月前后大幅加息与2015年5月启动的新一轮降息政策，反映出基准利率水平对各金融市场利率波动范围的限制。存款零售利率对其他三个市场利率的传导也表现出了十分类似的时变特征，表明存款利率在政策利率传导机制链条中可能处于相对重要的位置。
从政策变动时点分析来看，2007年1月shibor正式运行、2013年9月贷款利率浮动下限取消、2015年10月存款利率浮动上限取消及贷存比限制取消这三个重大推进时点的传导效果存在显著的结构性变化。每一项利率政策的颁布都会相较于上一时点显著增强政策利率传导效果。特别的是，贷款利率浮动下限放开后存、贷款利率反应模式发生变化，分别表现为滞后反应增强和当期反应变为负向。总体来看，政策利率、存款利率、贷款利率和债券收益率正向联动以及传导效果随利率市场化进程推进而增强的假设基本得到证实，并且重大政策时点的传导反应模式存在变动。
农民是从事农业生产的主体人员，因此农民的自身素质对于设施农业的发展有直接影响。农民对于机械的使用认识程度不高，是影响设施农业发展的重要原因之一。所以，可以向农民开展“如何致富”、“如何增加粮食产量”为主题的指导课程，通过课程向农民讲解设施农业机械化的重要性，提高农民对机械的使用意识和市场竞争意识，向农民明确使用机械设施会减少人力劳动的投入、提高生产效率、科学的种植能够提高农作物的产量、能够提高农民的经济效益。农民对于设施农业有正确的认识，才能积极使用设施农业机械设备，进而推动我国设施农业的发展水平。
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文章编号： 1003-4625（2019）09-0009-08
中图分类号： F832.0
文献标识码： A
收稿日期： 2019-05-10
基金项目： 本文得到中央专项“现代货币与金融经济学：理论与政策研究”（63192302）的资助。
作者简介： 李宝伟（1974—），男，吉林白城人，博士，南开大学经济学院经济系副教授，中国特色社会主义建设协同创新中心副研究员，研究方向：货币理论；
通讯作者 张云（1981—），男，江苏扬中人，博士，南开大学经济学院经济系副教授，中国特色社会主义建设协同创新中心副研究员，研究方向：货币理论；马思远（1995—），女，河北邯郸人，南开大学经济学院经济系硕士研究生；李宇婧（1996—），女，河北石家庄人，南开大学经济学院经济系硕士研究生。
（责任编辑：王淑云）
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