我國中央銀行政策利率對產出的非對稱影響

江春　馮絲卉

[內容摘要]本文基于1995年2月—2014年11月的月度數據，采用門限回歸模型對我國中央銀行的政策利率（存款基準利率）與產出之間的關系進行了實證檢驗。結果發現：中國央行政策利率的調整對產出的影響具有非對稱性，當中央銀行大幅下調存貸款基準利率時，其對產出的影響十分微弱；而當中央銀行上調存貸款基準利率時，利率政策對產出的抑制作用卻十分顯著。

[關鍵詞]中央銀行；利率政策；非對稱性

一、引言

利率既是調節經濟活動的政策杠桿，又是極為重要的要素價格；既是連接宏觀經濟與微觀經濟的橋梁，又是溝通金融體系與實體經濟的中介。利率的變動通過影響微觀經濟主體的行為進而影響整個宏觀經濟，因此，對整個經濟運行起著重要的作用，各國央行都將利率政策作為調控經濟的重要手段。我國中央銀行雖然也通過調節利率來調節宏觀經濟，但與西方國家不同的是，中央銀行在1983年9月以前通過直接決定金融機構的存貸款利率來調節經濟；1983年9月—2013年7月，中國央行則通過規定存貸款基準利率，并允許商業銀行存貸款利率在貸款基準利率的一定幅度內浮動來調節經濟；2013年7月以后，中央銀行開始允許商業銀行存貸款利率在存貸款基準利率的基礎上自由浮動。也就是說，長期以來中央銀行是通過確定存貸款基準利率來調節經濟的，這意味著存貸款基準利率實際上是央行所掌握的一種政策利率工具。

從中央銀行利率政策的實踐來看，長期以來中央銀行的利率政策主要是以刺激經濟增長為最終目標。例如，1996—2002年為了減輕企業的利息負擔以刺激經濟增長，央行連續8次下調利率，將一年期存款基準利率從10.98%一路下調到1.98%；2014年11月鑒于中國的潛在增長率趨于下滑且各國利率水平因全球經濟低迷的情況，中央銀行下調人民幣存貸款基準利率，其中金融機構一年期貸款基準利率下調0.4個百分點至5.6%，一年期存款基準利率下調0.25個百分點至2.75%；2015年3月央行再次降息，存款利率和貸款利率均下調O.25個百分點。當然，在因中國的物價上漲率過高而導致銀行存款大量流失并嚴重影響中國宏觀經濟的穩定時，中央銀行也不得不提高名義利率，如1993—1995年間央行就4次提高利率。本文關注的問題是：我國中央銀行降低利率對經濟的刺激作用與提高利率對經濟的抑制作用效果是否完全一致？或者說，中國利率水平上升或下降對經濟的影響是對稱的還是非對稱的？這一問題關系到中國利率政策的精確度及有效性。本文試圖對此進行深入的理論探討。

二、文獻回顧

國外學術界在貨幣政策的非對稱性問題上已經進行了大量的研究。Cover在這一領域起了開創性的作用。他通過選取美國1951—1987年貨幣供應量、90天國庫券利率、失業率以及實際GDP的季度數據，并采用二階段估計方法進行實證分析，結果發現，緊縮性貨幣政策對產出的影響效果大于擴張性貨幣政策對產出的影響效果。因此，Cover得出結論：貨幣政策對產出的影響具有非對稱性。此后，Thoma、Rhee&Rich、Karras、Garibaldi等人運用不同國家的數據進行實證分析，都發現各國的貨幣政策具有非對稱性。不過，這些研究都是以貨幣供應量作為貨幣政策的代理變量，因此這些文獻所研究的是貨幣供應量變動對經濟的非對稱影響問題。自20世紀90年代以后，由于受經濟全球化及金融自由化的影響，貨幣供應量不再適宜作為貨幣政策的中介目標，因此各國中央銀行又重新重視利率的作用。在這種情況下，國外又有一些學者開始研究利率的非對稱效應問題。Morgan最早將利率作為貨幣政策的代理變量，他采用cover的做法證實了貨幣政策具有非對稱性。此后，學者們（Karras，Ganbaldi，Florio，Jamilov & Egert，Karras等）開始研究利率對就業、產出和通貨膨脹的非對稱影響及原因。他們普遍認為，利率政策具有非對稱效應，緊縮性的利率政策對經濟影響較為顯著，而擴張性的利率政策對經濟產生的影響不大。

在國內，由于中國央行一直注重運用數量型貨幣政策來調節經濟，因此國內絕大多數學者（劉金全、鄭挺國；劉明；陳建斌；閆紅波、王國林；陳豐；楊恩；孫俊；劉駿民、王興；熊啟躍，黃憲等）是以貨幣供應量作為貨幣政策的代理變量來研究貨幣政策對經濟的非對稱影響問題。他們發現，中國的貨幣供應量（一般選取M1或M2）對通貨膨脹、產出等經濟變量具有非對稱影響。

需要指出的是，國內也有一些學者研究過利率變動對中國經濟的作用效果，但結論不一。其中主要有：（1）利率下降對經濟的刺激影響并不顯著。汪曉亞實證分析了1996—1999年我國利率下降對經濟的影響，結果發現利率下降對經濟的刺激影響并不顯著。此外，還有學者（曾憲久、謝平等、盛朝暉）等認為利率對實體經濟的影響不顯著。（2）實際利率上升會抑制經濟增長，因為實際利率與投資具有顯著的負相關關系。李廣眾基于1984—1997年的數據分析得出，實際利率和投資具有顯著的負相關關系，他認為，降低利率不僅可以減輕企業的財務負擔，還可以向市場傳遞政府意圖促進經濟增長的信號。（3）實際利率上升會刺激經濟增長。賓國強運用1978—1996年的相關數據進行實證分析得出：實際利率提升1%，經濟增長率隨之提高0.879%。他認為，實行高利率的政策可以更好地吸收儲蓄，從而進行更有效率的投資。因此，在這一特殊階段，利率提高可以促進經濟增長。（4）利率變動對經濟的影響可能因經濟發展階段的不同而不同。沈坤榮、汪建將我國經濟分為兩個階段：在1989年之前，高利率促進了我國經濟增長；在1990年之后，利率上升導致我國經濟增長速度下降。但這些學者并沒有指出利率上升或下降對中國經濟的影響是不是對稱或非對稱的。

值得關注的是，近年來國內也有一些學者（王立勇、張代強、劉文革；歐陽志剛、王世杰；張延良、白未樂等）開始研究利率變動對中國經濟的非對稱影響這一問題。但是，目前國內的這類研究大多只從實證上驗證了利率政策非對稱性是存在的，但并未從理論上給出原因，而且也沒有估算出利率變動非對稱性的門檻值，只是采取了外生設定門檻值的做法，這導致門檻值的設定過于主觀。為彌補這些缺陷，本文試圖構建一個理論模型，以便從理論上解釋利率政策非對稱性的原因，并運用門限回歸模型（TAR模型）進行實證檢驗。門限回歸模型是Tong & Lim提出的，這一模型能夠解決傳統的線性模型不能較好的模擬復雜的經濟現象這一問題。在此基礎上，Tsay對TAR模型的建模及估計方法進一步進行了改進。改進后的門限回歸模型不僅可以有效地模擬經濟中的非對稱過程，而且還可以基于數據自動估計出門限值，因而具有精度高、結果穩健、操作簡便等特點。本文認為，運用門限回歸模型進行實證檢驗，能夠更準確地分析利率變動對經濟的非對稱性影響這一問題，這也是本文力圖做出的貢獻。

三、中央銀行政策利率的非對稱傳導

（二）數據處理與描述

1.被解釋變量。本文中的被解釋變量為產出，實務界和學術界習慣于用GDP來代表產出。但由于GDP沒有月度數據，我國有效數據的時間跨度又較短，采用GDP作為產出代理變量就會帶來樣本容量過少的問題。因此，本文采用工業增加值作為產出的代理變量。我國公布的工業增加值數據并不是完整的，近年來每年1月份的數據是缺失的。為了解決這一問題并保持數據的平穩性，因此本文采用插入法估計每年1月份的工業增加值。此外，為了得到實際的工業增加值，本文剔除了通貨膨脹的影響。

2.解釋變量。本文的解釋變量為政策利率，中央銀行會不定期的調整存貸款基準利率以影響市場利率，進而影響宏觀經濟。其中最為基礎、影響最為廣泛的政策利率為1年期存貸款基準利率。因此本文采用1年期存款基準利率作為政策利率的代理變量，同時剔除通貨膨脹的影響，得到其實際值。

本文選取1995年2月—2014年11月的月度數據作為樣本，數據源自于Wind數據庫。數據的描述性統計如表1所示。

（三）實證結果

由于本文采用的是時間序列數據，所以在進行非線性分析之前，要對數據進行ADF檢驗，以確保數據是平穩的。檢驗結果如表2所示。

從表2中顯示出的結果可以看出，變量Y的ADF統計量為-5.88，小于1%的顯著性水平下的臨界值-3.48，因此Y在1%的顯著性水平下是平穩的；而變量r的ADF統計量為-3.01，小于5%的顯著性水平下的臨界值-2.88，因此r在5%的顯著性水平下是平穩的。

在確定序列Y和序列r均為平穩序列之后，本文對Y與r之間的關系進行非線性檢驗，研究利率變動是否會對產出產生非對稱影響。本文以利率變動值為門限變量，采用“格子搜索”法估價門限值。參考Hansen的做法，將利率變動值從小到大排列，并忽略前后10%的觀測值。_3l_將不同的利率變動值作為門限對模型進行估計，得到不同的殘差平方和。當殘差平方和最小時，對應的利率變動值即為門限。得到門限值后還需要運用自助抽樣法模擬似然比統計量及其臨界值（本文重復次數為1000000次）以檢驗是否存在門限效應。

從表3和圖2的結果中我們可以看出模型存在門限效應，且門限值為-0.79。結合表（4）的結果，當利率變動值大于-0.79時，系數為-0.23；當利率變動值小于-0.79時，系數為-0.19，并且在1%的顯著性水平之下結果是顯著的。也就是說，當利率下調0.79個百分點時，門檻出現。

（四）小結

基于以上實證分析，本文發現我國中央銀行的政策利率和產出確實具有負相關關系，即中央銀行政策利率水平的上升會使產出下降，而中央銀行政策利率水平的下降則會刺激產出增加。但是，中央銀行政策利率水平的上升或下降對產出的影響具有非對稱效應：當利率升高時，利率每提高1個百分點，產出增長率減少0.23%；當利率小幅降低時（即利率降低額小于0.79個百分點時），利率每降低1個百分點，產出增長率增加0.23%；而當利率大幅降低時（即利率降低額超過0.79個百分點），利率每降低1個百分點，產出僅上漲0.19%。因此，中央銀行試圖通過大幅降低利率來刺激經濟的方法，可能效果并不顯著；而當中央銀行提高利率水平時，產出的下降幅度相對較明顯。

五、結論

本文從商業銀行的經營決策人手，發現商業銀行的經營決策受雙重約束——流動性約束和資本金約束，并且在同一時間點最多只有一個約束起作用。由于“雙重約束”的存在，中央銀行的政策利率對商業銀行的貸款利率具有非對稱影響，而商業銀行的貸款利率水平又直接決定企業的投資成本。商業銀行貸款利率水平上升將導致企業縮減投資，商業銀行的貸款利率水平下降則會刺激企業擴大投資。因此，中央銀行的政策利率變動對企業投資、產出的影響是非對稱的。

本文采用1995年2月—2014年11月的月度數據，將門限回歸模型應用到實證分析中，結果發現我國中央銀行的政策利率具有非對稱性。其門限值為-0.79，當我國中央銀行實行緊縮性的貨幣政策提高基準利率時，其給經濟帶來的抑制作用是很明顯的；而當我國實行擴張性的貨幣政策降低基準利率時，政策效果則依據基準利率降低幅度的不同而不同。雖然降低基準利率都會在一定程度上起到刺激經濟的作用，但相比較而言小幅降低基準利率所起到的邊際效果更好。也就是說，中央銀行如果試圖通過大幅降低利率以刺激經濟增長，其政策效果可能并不顯著；而當中央銀行提高利率時，經濟增長率會有大幅下降。如果中央銀行想要通過降低利率的方式刺激經濟，那么一次性的大幅降低利率并不是一個明智的選擇，中央銀行可以分次小幅降低利率。