張雪瑩+焦健+翟科宇

摘要：本文通過計(jì)量模型和數(shù)據(jù)模擬考察了我國短長期利率關(guān)系的動態(tài)變化及對貨幣政策的影響。研究結(jié)果表明：Shibor隔夜利率變化對各期限國債收益率有顯著影響；其影響系數(shù)具有明顯的時(shí)變特征。短長期利率關(guān)系的變化，一方面會影響產(chǎn)出和通貨膨脹對貨幣政策沖擊的響應(yīng)程度；另一方面在經(jīng)濟(jì)面臨總需求沖擊或者成本推動沖擊的情況下，短長期利率關(guān)系不同，貨幣政策利率需要做出的反應(yīng)也應(yīng)有所不同。

關(guān)鍵詞：短期利率 長期利率 動態(tài)一般均衡模型 貨幣政策

引言和文獻(xiàn)綜述

貨幣政策傳導(dǎo)的利率渠道，是指央行對短期利率進(jìn)行有效直接的控制并傳導(dǎo)到長期利率，進(jìn)而改變經(jīng)濟(jì)實(shí)體的資本成本，影響總支出。在這一過程中，貨幣政策是否有效很大程度上取決于短期利率與長期利率之間的傳導(dǎo)是否穩(wěn)定。早期的研究，如Mankiw和Summers（1984）、Cook和Hahn（1989）、Edelberg和Marshall（1996）等的研究顯示，美國聯(lián)邦基金利率與中長期國債利率之間呈現(xiàn)穩(wěn)定的同向關(guān)系。但Thornton（2010，2014）的研究顯示，早在20世紀(jì)80年代后期，美國聯(lián)邦基金利率與中長期國債利率變化之間的聯(lián)動性就已經(jīng)有較大程度的減弱，美聯(lián)儲對利率變化的調(diào)控能力可能被夸大，進(jìn)而指出貨幣政策不應(yīng)該過分倚重于利率傳導(dǎo)渠道。C?mert（2012）的實(shí)證檢驗(yàn)表明，美國聯(lián)邦基金利率與長期利率自2001開始即呈逐漸脫鉤的跡象，美聯(lián)儲對長期利率的控制能力減弱。Demiralp和Y?lmaz（2012）發(fā)現(xiàn)短期利率變動向長期利率的傳導(dǎo)效應(yīng)具有非對稱現(xiàn)象，在貨幣緊縮期時(shí)長期利率對短期利率的反應(yīng)更加強(qiáng)烈；Papadamou（2013）采用非對稱誤差修正模型進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)顯示，中央銀行貨幣政策的透明程度對于短期利率向長期利率的傳導(dǎo)效果有很大影響。

近些年來，國內(nèi)學(xué)者對我國短長期利率傳導(dǎo)關(guān)系的穩(wěn)定性也進(jìn)行了一些有益的探索。張雪瑩等（2010）的研究顯示，與CPI及市場資金面因素對長期利率的影響程度相比，短期央票利率對長期國債利率缺乏有效的影響。董睿琳（2011）的研究也表明，我國短期利率對長期利率的影響微弱，利率間缺乏有效的傳導(dǎo)機(jī)制。周學(xué)東等（2015）運(yùn)用DCC-GARCH模型研究我國短長期利率聯(lián)動關(guān)系及其穩(wěn)定性，結(jié)果表明，我國短長期利率聯(lián)動性比美國弱、但比美國穩(wěn)定，說明我國短期利率到長期利率的傳導(dǎo)阻滯較大，但可控性尚好。王海慧和李偉（2015）以銀行間市場1年期和10年期國債利率為對象研究利率的傳導(dǎo)效應(yīng)，在構(gòu)建了能夠反映國債利率期限傳導(dǎo)效率的代理變量基礎(chǔ)上，從貨幣政策預(yù)期、國債流動性、國債規(guī)模和平均期限等方面，對近年來國債利率期限傳導(dǎo)效率有所減弱的原因進(jìn)行了分析。馬駿等人（2015）以隔夜SHIBOR和7天加權(quán)拆借回購利率為短期利率的代表，用簡單線性回歸方法，研究其對各期限國債收益率的影響，結(jié)果顯示與其他國家（美國、韓國、英國和印度）相比，我國短期利率變化對中長期收益率的影響程度相對較弱，與其他四國的平均值相比，我國各期限國債收益率對短期利率的敏感性約低30%。

上述文獻(xiàn)只考察了一段時(shí)間內(nèi)短長期利率間的傳導(dǎo)關(guān)系，本文將采取滾動回歸等方法揭示短長期利率傳導(dǎo)關(guān)系的動態(tài)變化特征，并通過DSGE模型分析短長期利率關(guān)系變化對貨幣政策反應(yīng)和貨幣政策效果的影響。

短長期利率關(guān)系的動態(tài)變化特征

本文首先借鑒馬駿等人（2015）的做法，通過簡單的回歸分析，初步考察短期利率與長期利率之間的傳導(dǎo)關(guān)系：

其中，表示隔夜Shibor數(shù)據(jù)；示長期利率1；β系數(shù)值反映了短長期利率的傳導(dǎo)效率，即短期利率上升1個(gè)百分點(diǎn)，長期利率上升的幅度為β個(gè)百分點(diǎn)。β值較低時(shí)，說明短期利率和長期利率之間存在傳導(dǎo)阻滯。為了全面反映短長期利率關(guān)系，本文分別用1年、5年和10年期的國債到期收益率代表長期利率。受隔夜Shibor數(shù)據(jù)的限制，數(shù)據(jù)樣本為2007年1月至2016年11月的日度數(shù)據(jù)2?；貧w結(jié)果見表1和圖1。

傳統(tǒng)理論認(rèn)為，當(dāng)短期利率上升時(shí)，市場參與者預(yù)期未來短期利率會上升，從而由短期利率所決定的長期利率也會上升，但同時(shí)短期利率的上升會使參與者預(yù)期未來通貨膨脹率降低，在以上兩方面的作用下，長期利率上升幅度會小于短期利率。因此在大部分時(shí)期內(nèi)，短期利率對長期利率的影響小于1。表1結(jié)果顯示，在不考慮其他因素的情況下，除2016年外，我國短期利率（隔夜Shibor）變化會對各期限國債收益率產(chǎn)生顯著影響，這種影響程度隨著國債期限的延長而逐漸減弱。2007—2016年間全樣本回歸的結(jié)果顯示，Shibor每上升1個(gè)百分點(diǎn)，1年期國債收益率上升0.69個(gè)百分點(diǎn)，5年期國債收益率上升0.366個(gè)百分點(diǎn)，而10年期國債收益率受到的影響最小，僅上升0.230個(gè)百分點(diǎn)。值得注意的是，隔夜Shibor對于各期限國債收益率的影響還具有時(shí)變特征。圖1顯示，Shibor對各期限國債收益率的影響效果走勢大致相同；在2007—2009年間，短期利率Shibor對各期限國債收益率的影響呈現(xiàn)上升趨勢；2009年以后，各期限國債收益率對于Shibor的敏感性都明顯下降，短期利率向長期利率傳導(dǎo)的效率明顯降低。2007到2009年間，隔夜Shibor對1年、5年和10年期國債收益率的影響系數(shù)均值分別為0.784、0.81和0.614，而2010年至2016年期間則下降到0.275、0.097和0.059。

為了更準(zhǔn)確地描述短長期利率關(guān)系的動態(tài)變化特征，本文在上述簡單回歸模型的基礎(chǔ)上引入銀行間市場國債流通總額（VOL）、金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額與存款余額比例（DCB）以及通貨膨脹率（CPI）這三個(gè)宏觀變量作為控制變量。根據(jù)Fan et.al（2013）的研究，金融機(jī)構(gòu)人民幣貸存比變量反映國債需求因素；銀行間市場國債流通總額則代表國債供給因素。而收益率曲線的斜率主要由實(shí)際利率變化和預(yù)期通貨膨脹率變化兩方面組成，進(jìn)而引入CPI作為控制變量。構(gòu)建多元回歸模型如下：存比越高，可用于購買債券的資金數(shù)量即債券的市場需求越低，各期限國債利率越高。國債流通總量（VOL）對5年和10年期國債收益率的影響顯著為負(fù)，這也印證了國債供給增加會降低國債價(jià)格，使國債收益率上升。以上結(jié)果說明，即使在引入宏觀經(jīng)濟(jì)因素和國債市場供求變量的情況下，短期利率仍然是長期利率變化的重要影響因素。

本文借鑒Thorn（2010）的做法，采用滾動回歸（Rolling Rregression）的方法進(jìn)一步考察短長期利率關(guān)系的時(shí)變特征。滾動回歸是指在整個(gè)時(shí)間序列樣本中多次選取出連續(xù)一系列的小樣本分別回歸，具體做法是固定每次抽取樣本觀察值的個(gè)數(shù)，允許小樣本的起始時(shí)間值（或終點(diǎn)值）向前推移，使得每次抽取的樣本和回歸結(jié)果都隨時(shí)間而變化。具體而言，本文將1年、5年和10年期國債利率分別作為長期利率指標(biāo)，仍然采取模型（2）中的變量，從2007年1月開始進(jìn)行滾動回歸，每次抽取的樣本個(gè)數(shù)為36個(gè)，即第一次回歸樣本是2007年1月至2009年12月，第二次為2007年2月至2010年1月……以此類推，受數(shù)據(jù)所限，最后一次樣本為2013年12月至2016年11月，總共進(jìn)行3組、每組84次多元回歸，得到引入控制變量情況下，Shibor隔夜利率對1年、5年和10年期國債利率影響系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（t值）的月度變化情況，分別如圖2所示。

滾動回歸的圖示結(jié)果進(jìn)一步表明，我國短長期利率關(guān)系具有明顯的時(shí)變特征。隨著樣本期的改變，Shibor變量前的系數(shù)有明顯變化，2011年前后1年、5年和10年期國債收益率對Shibor的敏感性都明顯下降，且影響系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著，這也說明我國短長期利率的傳導(dǎo)效果穩(wěn)定性較低。尤其是近年來，Shibor對5年、10年期國債利率的影響系數(shù)都在0附近徘徊，多數(shù)樣本期內(nèi)的影響系數(shù)甚至變?yōu)樨?fù)值，短長期利率變動方向出現(xiàn)背離。這種現(xiàn)象可能與債券發(fā)行期限結(jié)構(gòu)不合理、債券市場的流動性不足、衍生工具市場不發(fā)達(dá)、某些金融機(jī)構(gòu)的市場準(zhǔn)入受限等因素有關(guān)（馬駿，2015）。

短長期利率關(guān)系變化對貨幣政策的影響

本文進(jìn)一步通過動態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型，分析短長期利率傳導(dǎo)關(guān)系的時(shí)變特征對于貨幣政策的制定和效果有何影響。根據(jù)Schorfheide（2008）、Bhattarai et al.（2014）和Galí（2015）等的做法，一個(gè)基本的新凱恩斯主義DSGE模型的對數(shù)線性化形式可表示如下：

其中，（3）式為家庭部門行為最優(yōu)化及商品市場出清條件下得到的IS曲線方程，表示本期產(chǎn)出缺口受未來產(chǎn)出缺口和未來真實(shí)利率水平的影響3，和分別表示名義利率和未來預(yù)期通貨膨脹率，為需求沖擊。（4）式為菲利普斯曲線方程，表示本期通貨膨脹率的變化取決于本期產(chǎn)出缺口及未來預(yù)期通貨膨脹率的變化，為產(chǎn)出缺口對通貨膨脹率的影響系數(shù)，為貼現(xiàn)因子，為Calvo價(jià)格粘性系數(shù)，為成本推動（cost-push）沖擊。（5）式為貨幣政策規(guī)則，和分別為貨幣政策利率對產(chǎn)出缺口和通貨膨脹率的反應(yīng)系數(shù)。為貨幣政策沖擊。

如Boivin等（2010）、Kiley（2014）指出，上述形式的理論框架存在的問題是沒有對短期利率和長期利率進(jìn)行區(qū)分。（3）式描述家庭部門總需求的IS方程中所采用的利率與（5）式貨幣政策規(guī)則中的利率相同。但顯然如前文所述，在貨幣政策規(guī)則中，中央行直接調(diào)控的是短期利率，而直接對總需求有較大影響的應(yīng)該是長期利率4。為此，本文借鑒Genberg（2008）的做法，將IS方程和貨幣政策規(guī)則所用的利率分別用和加以區(qū)分，對應(yīng)為長期利率和貨幣政策短期利率，并引入短期利率與長期利率的傳導(dǎo)方程；由此修訂后的模型框架表示如下：

IS方程：

菲利普斯曲線方程：

貨幣政策規(guī)則：

描述短長期利率關(guān)系的傳導(dǎo)方程：

另外，按照大部分文獻(xiàn)的處理方法，假設(shè)模型的三個(gè)沖擊來源：總需求沖擊、成本推動沖擊和貨幣政策沖擊均服從外生的一階自回歸過程，即、和 ，其中、和為自回歸系數(shù)，干擾項(xiàng)、和服從均值為0，方差為、和的獨(dú)立同分布過程。由于本文的主要目的是用數(shù)值模擬反映短長期利率傳導(dǎo)系數(shù)對貨幣政策的影響，因此不進(jìn)一步討論模型參數(shù)設(shè)定的擬合，而直接借鑒Schorfheide（2008）、Galí（2015）等大多數(shù)經(jīng)典文獻(xiàn)的做法，將模型中的各參數(shù)分別設(shè)定為：，，Calvo價(jià)格粘性系數(shù)=0.75，，，=表示中等程度的持久性沖擊。為考察短長期利率關(guān)系對貨幣政策效果的影響，本文采用比較靜態(tài)方法，分別將短長期利率關(guān)系方程（9）中短期利率的系數(shù)β設(shè)定為0.1、0.3和0.6，在此基礎(chǔ)上模擬產(chǎn)出和通貨膨脹率對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果。圖3分別顯示了貨幣政策利率上升1%的情況下，產(chǎn)出和通貨膨脹率偏離各自穩(wěn)態(tài)值的百分?jǐn)?shù)。

由圖3可見，與大多數(shù)研究文獻(xiàn)一致，在貨幣政策短期利率上升的沖擊下，家庭消費(fèi)和企業(yè)投資的機(jī)會成本上升，經(jīng)濟(jì)主體因而減少消費(fèi)和投資，產(chǎn)出和通貨膨脹率均在短期內(nèi)迅速下滑；但需求不足導(dǎo)致物價(jià)水平下降，實(shí)際成本的下降會促使企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)、居民消費(fèi)回升，由此帶動產(chǎn)出和通貨膨脹率逐漸回升并恢復(fù)到穩(wěn)態(tài)水平。顯然，對比不同參數(shù)下的調(diào)整過程可知，短長期利率關(guān)系方程中，短期利率對于長期利率的影響系數(shù)β越高，貨幣政策利率上升對于產(chǎn)出和通貨膨脹率所帶來的影響越大，貨幣政策調(diào)整的效果就越有效。而從另一個(gè)角度看，面對總需求沖擊或者成本推動沖擊，短長期利率的影響系數(shù)β不同，貨幣政策利率需要做出調(diào)整和反應(yīng)的幅度也應(yīng)有所不同。圖4分別模擬了成本推動和總需求出現(xiàn)一個(gè)單位的正向沖擊時(shí)，貨幣政策短期利率在不同β情況下的反應(yīng)。由圖中可見，當(dāng)短期利率和長期利率之間存在一定的粘性和傳導(dǎo)阻滯（β較?。r(shí)，為應(yīng)對通貨膨脹上升和需求擴(kuò)張，貨幣政策短期利率需要有更大幅度的上升。

總結(jié)和啟示

本文利用中國市場2007年1月至2016年12月的數(shù)據(jù)，研究Shibor隔夜利率與1年、5年和10年期國債收益率之間的關(guān)系，以考察短長期利率的傳導(dǎo)效果，并進(jìn)一步在DSGE模型的框架下，分析短長期利率關(guān)系變化對貨幣政策的影響。單變量回歸以及加入控制變量的滾動回歸結(jié)果表明，我國短期利率變化會對各期限國債收益率產(chǎn)生顯著影響，且不同期限國債收益率對Shibor變動的敏感性不同，期限越長，Shibor對于其收益率的影響力度越弱；另外，Shibor對于各期限國債收益率的影響還具有時(shí)變特征，具體表現(xiàn)為其影響系數(shù)隨著樣本時(shí)間點(diǎn)的推移有明顯的變化，2009年以來后短長期利率的傳導(dǎo)效果明顯下降。DSGE模型分析結(jié)果表明，短長期利率傳導(dǎo)效率的下降，一方面會造成產(chǎn)出缺口和通貨膨脹對貨幣政策沖擊的響應(yīng)程度下降；另一方面，短長期利率傳導(dǎo)效率較低時(shí)，在面臨總需求沖擊或者成本推動沖擊的情況下，貨幣政策利率需要做出更大幅度的調(diào)整。

本文的研究結(jié)果對于我國中央銀行制定和實(shí)施貨幣政策具有一定啟示意義。首先，中央銀行應(yīng)當(dāng)重視短長期利率的調(diào)整變化關(guān)系。現(xiàn)階段我國短長期利率的聯(lián)動性較弱，利率期限結(jié)構(gòu)不夠完善，中央銀行應(yīng)密切關(guān)注短長期利率的聯(lián)動性，確保中央銀行政策利率順暢傳至長期利率，從而確保政策利率功能的發(fā)揮。為實(shí)現(xiàn)利率的順暢傳導(dǎo)，需要加快發(fā)展債券市場，提高市場的深度和廣度，擴(kuò)大債市規(guī)模，豐富債券品種，進(jìn)一步增強(qiáng)債券市場的流動性?；钴S的債券市場將提高市場有效性，確保貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的通暢。其次，未來應(yīng)考慮能否將中長期利率納入貨幣政策工具。當(dāng)短期利率已經(jīng)沒有下調(diào)空間或者短期利率向長期利率傳導(dǎo)發(fā)生阻滯時(shí)，可以考慮使用中長期利率進(jìn)行調(diào)控。[本研究得到國家自然科學(xué)基金“政府債務(wù)對貨幣政策的影響——基于利率傳導(dǎo)渠道的研究”（71573155）的資助]

注：

1.我們也采用7天回購利率的加權(quán)平均作為短期利率指標(biāo)，進(jìn)行了單變量、多變量及滾動多變量回歸，結(jié)果顯示與Shibor的回歸結(jié)果無明顯差異，因此后文不再贅述。本文所使用的長期利率指標(biāo)1年、5年和10年期國債收益率數(shù)據(jù)取自中央結(jié)算公司發(fā)布的中債國債收益率曲線。

2.數(shù)據(jù)來源于Wind資訊，由于部分日期的Shibor是異常值，本文剔除了這樣的數(shù)據(jù)。

3.本文用表示變量的對數(shù)線性化形式；表示其穩(wěn)態(tài)值。由數(shù)學(xué)知識可知，近似地等于變量X相對于其穩(wěn)態(tài)值的偏離。

4. Mishkin（2007），Mohanty and Rishabh（2016）指出家庭住宅需求主要受長期融資成本的影響。

參考文獻(xiàn)

[1]Bhattarai S， Lee J W， Park W Y. Inflation dynamics： The role of public debt and policy regimes[J]. Journal of Monetary Economics， 2014， 67： 93-108.

[2]Boivin J， Kiley M T， Mishkin F S. How has the monetary transmission mechanism evolved over time？[R]. National Bureau of Economic Research， 2010.

[3]Galí J. Monetary policy， inflation， and the business cycle： an introduction to the new Keynesian framework and its applications[M]. Princeton University Press， 2015.

[4]Genberg H. The changing nature of financial intermediation and its implications for monetary policy[J]. Press & Communications CH 4002 Basel， Switzerland， 2008： 100.

[5]Kiley M T. The Aggregate Demand Effects of Short-and Long-Term Interest Rates[J]. International Journal of Central Banking， 2014， 10（4）： 69-104.

[6]Mishkin F S. Housing and the monetary transmission mechanism[R]. National Bureau of Economic Research， 2007.

[7]Mohanty M， Rishabh K. Financial intermediation and monetary policy transmission in EMEs： What has changed post-2008 crisis？[R]. Bank for International Settlements， 2016.

[8]Schorfheide F. DSGE model-based estimation of the New Keynesian Phillips curve[J]. FRB Richmond Economic Quarterly， 2008， 94（4）： 397-433.

[9]Thornton D L. The Unusual Behavior of the Federal Funds Rate and Treasury Yields： A Conundrum or an Instance of Goodharts Law？[J]. FRB of St. Louis Working Paper No， 2010.

[10]張雪瑩，陸紅，汪冰.短期利率與長期利率的關(guān)系之謎：基于VAR模型的實(shí)證分析[J].金融發(fā)展評論，2010，09：144-158.

[11]中國人民銀行研究局課題組，馬駿等.收益率曲線在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用[R].工作論文，2015.