楊利雄，李慶男

(1.蘭州大學(xué)管理學(xué)院， 甘肅 蘭州 730000；2.臺(tái)灣中山大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究所，臺(tái)灣 高雄 80611)

1 引言

利率作為資金市場(chǎng)借貸的價(jià)格，是一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)杠桿，利率不僅影響微觀(guān)個(gè)體的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和投資決策，而且影響宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)政策的制定，利率干預(yù)是傳統(tǒng)凱恩斯主義熨平經(jīng)濟(jì)周期并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最主要的貨幣政策主張之一[1]。Fisher[2]提出費(fèi)雪效應(yīng)闡述了名義利率和通貨膨脹之間的關(guān)系，即在一個(gè)信息充分且具有完美預(yù)見(jiàn)(Perfect foresight)的市場(chǎng)，名義利率和通貨膨脹預(yù)期之間的變動(dòng)存在一一對(duì)應(yīng)關(guān)系。因此，費(fèi)雪效應(yīng)成立時(shí)實(shí)際利率與通脹無(wú)關(guān)，這使得政府不能通過(guò)貨幣政策來(lái)影響實(shí)際利率進(jìn)而干預(yù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，即貨幣是中性的，故而，費(fèi)雪效應(yīng)成立時(shí)貨幣政策是無(wú)效的。

在新凱恩斯主義經(jīng)濟(jì)理論框架下，貨幣政策的有效性依賴(lài)于貨幣非中性，而貨幣非中性的主要來(lái)源是名義價(jià)格粘性[3]。因此，隨著我國(guó)的貨幣政策框架逐漸從數(shù)量型向價(jià)格型轉(zhuǎn)變[4]，檢驗(yàn)費(fèi)雪效應(yīng)在我國(guó)是否成立以及名義利率的動(dòng)態(tài)調(diào)整是否存在粘性，不僅有助于理解通脹與利率之間的傳導(dǎo)關(guān)系，對(duì)貨幣政策的操作也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

隨著協(xié)整理論的提出，通過(guò)檢驗(yàn)名義利率與通貨膨脹之間的協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而檢驗(yàn)費(fèi)雪效應(yīng)成為近幾十年中的一個(gè)研究熱點(diǎn)。學(xué)者對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行了大量的研究，有些研究支持費(fèi)雪效應(yīng)，同時(shí)也有些文獻(xiàn)不支持費(fèi)雪效應(yīng)[5-6]。Rose[7]使用Engle-Granger兩步法研究了美國(guó)的年度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)即使在10%的顯著性水平下，依然沒(méi)有費(fèi)雪效應(yīng)成立的證據(jù)；Wallace和Warner[8]基于美國(guó)的季度數(shù)據(jù)和Johansen檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)費(fèi)雪效應(yīng)成立。其后，Million[9]使用門(mén)限自回歸模型也發(fā)現(xiàn)美國(guó)存在費(fèi)雪效應(yīng)。近年來(lái)，部分學(xué)者對(duì)我國(guó)的費(fèi)雪效應(yīng)的存在性也進(jìn)行了有益的探索。然后，研究結(jié)論也不一致。劉金全等[10]運(yùn)用分?jǐn)?shù)協(xié)整方法研究表明我國(guó)不存在費(fèi)雪效應(yīng)；劉康兵等[11]使用Engle-Granger兩步法研究的結(jié)果表明我國(guó)存在費(fèi)雪效應(yīng)。同時(shí)隨著非線(xiàn)性模型的提出和發(fā)展，近期文獻(xiàn)使用非線(xiàn)性協(xié)整模型檢驗(yàn)了我國(guó)費(fèi)雪效應(yīng)的存在性。如王少平和陳文靜[12]使用非參數(shù)單位根檢驗(yàn)和非參數(shù)協(xié)整檢驗(yàn)的研究支持費(fèi)雪效應(yīng)；封福育[13]、陳海燕和李松臣[14]等使用門(mén)限模型研究了我國(guó)的月度數(shù)據(jù)，其結(jié)果也支持費(fèi)雪效應(yīng)。

然而，現(xiàn)有的國(guó)際文獻(xiàn)和國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)中，考察費(fèi)雪效應(yīng)時(shí)通常假設(shè)實(shí)際利率是穩(wěn)定不變的常數(shù)，而實(shí)際利率取決于生產(chǎn)率、人們的時(shí)間偏好等因素[8]，因此實(shí)際利率不變的假設(shè)很難成立。進(jìn)一步地，根據(jù)Perron[15]，在ADF單位根檢驗(yàn)中，常數(shù)項(xiàng)的結(jié)構(gòu)突變或時(shí)變性會(huì)造成單位根檢驗(yàn)的低功效問(wèn)題，因而忽略實(shí)際利率的時(shí)變性，可能造成嚴(yán)重的協(xié)整檢驗(yàn)功效損失，使得我們無(wú)法發(fā)現(xiàn)存在的費(fèi)雪效應(yīng)；同時(shí)，根據(jù)Yang Lixiong等[16]的研究，忽略單位根檢驗(yàn)中常數(shù)項(xiàng)的結(jié)構(gòu)突變還可能造成虛假拒絕問(wèn)題，因而忽略實(shí)際利率的時(shí)變性，還可能造成嚴(yán)重的協(xié)整檢驗(yàn)水平扭曲，使得我們錯(cuò)誤地拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，基于實(shí)際利率不變的假設(shè)研究費(fèi)雪效應(yīng)是不合適的。其次，使用門(mén)限模型研究名義利率與通貨膨脹的關(guān)系時(shí)，封福育[13]、陳海燕和李松臣[14]等使用通貨膨脹作為門(mén)限變量，門(mén)限模型要求門(mén)限變量是平穩(wěn)的，否則參數(shù)估計(jì)的一致性無(wú)法保證，而通貨膨脹常常是非平穩(wěn)的。再次，現(xiàn)有研究在考察費(fèi)雪效應(yīng)時(shí)，主要著重于考察名義利率和通貨膨脹的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并未考慮名義利率的短期調(diào)整特征以及調(diào)整的不對(duì)稱(chēng)性，然而，名義利率的短期調(diào)整特征可能有助于識(shí)別名義利率是否存在粘性，從而判斷貨幣政策的有效性以及合理性，因而具有重要意義。

文獻(xiàn)中研究費(fèi)雪效應(yīng)的常用方法是協(xié)整模型，但傳統(tǒng)的協(xié)整模型參數(shù)為常數(shù)。經(jīng)濟(jì)理論提供了充足的理由支持實(shí)際利率的時(shí)變性，但實(shí)踐中刻畫(huà)真實(shí)利率的時(shí)變性依然是一個(gè)重大挑戰(zhàn)[17]，因此建立適當(dāng)?shù)哪Ｐ涂坍?huà)和檢驗(yàn)實(shí)際利率的時(shí)變性具有重要意義。在協(xié)整框架下，Gregory和Hansen[18]假設(shè)常數(shù)項(xiàng)存在跳躍，并且通過(guò)加入虛擬變量捕捉該跳躍擴(kuò)展了Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)。該方法具有重要的應(yīng)用價(jià)值，但如果存在多次跳躍，則需要加入多個(gè)虛擬變量，且實(shí)際利率的時(shí)變結(jié)構(gòu)是未知的，而跳躍點(diǎn)的位置和跳躍點(diǎn)的個(gè)數(shù)常常難以準(zhǔn)確估計(jì)。傅里葉變換能以任意的精度近似經(jīng)濟(jì)變量中的常見(jiàn)時(shí)變特征[19]。單一頻率的傅里葉近似就能很好地近似常見(jiàn)的時(shí)變特征(包括跳躍型的結(jié)構(gòu)突變)，而幾個(gè)頻率的累加通常能得到更精確的近似(參見(jiàn)圖1)。因此，本文首先使用傅里葉變換捕捉實(shí)際利率的時(shí)變性特征， 擴(kuò)展Gregory和Hansen[18]的常數(shù)項(xiàng)存在跳躍的協(xié)整模型，并給出模型的設(shè)定檢驗(yàn)方法，用以研究我國(guó)的費(fèi)雪效應(yīng)。其次，建立門(mén)限模型考察名義利率向均衡的動(dòng)態(tài)調(diào)整特征以及名義利率是否具有粘性，這對(duì)理解費(fèi)雪效應(yīng)和制定貨幣政策具有重要意義。由于存在菜單成本，名義利率可能具有粘性，同時(shí)，信息不對(duì)稱(chēng)、銀行市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的不完全等因素的影響都有可能影響利率的動(dòng)態(tài)調(diào)整特征。在一篇經(jīng)典的文獻(xiàn)中，Stiglitz和Weiss[20]指出：由于道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇，銀行會(huì)傾向于設(shè)定低于市場(chǎng)均衡的貸款利率，即著名的“信貸配給(Credit rationing)”假說(shuō)。而De Bondt等[21]則認(rèn)為即使存在道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇，如果銀行市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)充分，“信貸配給”也可能不會(huì)發(fā)生。因此，為考察我國(guó)名義利率是否存在粘性及其向均衡的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整特征，本文將建立門(mén)限誤差修正模型用以描述短期的費(fèi)雪效應(yīng)特征。

本文選取1991年1月至2017年12月的月度數(shù)據(jù)為研究對(duì)象。參照王少平和陳文靜[12]、封福育[13]等文獻(xiàn)，名義利率選取一年期貸款利率，通貨膨脹率選用全國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的變化率。研究發(fā)現(xiàn)：在樣本期，使用傳統(tǒng)的Engle-Granger兩步法，即使在10%的顯著性水平下依然不支持費(fèi)雪效應(yīng)；為排除可能的檢驗(yàn)功效損失和虛假拒絕問(wèn)題，建立統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)實(shí)際利率的時(shí)變性，發(fā)現(xiàn)強(qiáng)烈的證據(jù)拒絕實(shí)際利率為常數(shù)的假設(shè)；在考慮實(shí)際利率時(shí)變性特征的基礎(chǔ)上，在1%的顯著性水平下支持名義利率和通貨膨脹之間存在協(xié)整關(guān)系，即我國(guó)存在費(fèi)雪效應(yīng)；進(jìn)一步地，建立門(mén)限誤差修正模型考察短期的費(fèi)雪效應(yīng)特征，研究發(fā)現(xiàn)了雙重門(mén)限效應(yīng)，當(dāng)名義利率低于均衡值和處于中間機(jī)制時(shí)，名義利率存在“粘性”，而當(dāng)名義利率對(duì)均衡值出現(xiàn)較高的偏離時(shí)，則會(huì)出現(xiàn)顯著而快速的調(diào)整，本文嘗試從菜單成本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)格局和信貸配給等視角為上述現(xiàn)象提供了可能的解釋?zhuān)⑻接懥讼嚓P(guān)的貨幣政策含義。

與已有文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，在研究方法方面，使用傅里葉變換處理時(shí)變參數(shù)，擴(kuò)展了Gregory和Hansen[18]的方法，并給出了檢驗(yàn)參數(shù)時(shí)變性和選擇傅里葉函數(shù)的累加頻率的方法，豐富了協(xié)整框架下的實(shí)證研究方法；第二，在實(shí)證問(wèn)題方面，使用傅里葉變換近似實(shí)際利率，并檢驗(yàn)了實(shí)際利率的時(shí)變性，同時(shí)提供了我國(guó)存在“弱費(fèi)雪效應(yīng)”和名義利率“粘性”的證據(jù)，為當(dāng)下數(shù)量型貨幣政策和價(jià)格型貨幣政策的使用提供了研究支撐。

2 模型與方法

費(fèi)雪效應(yīng)揭示了名義利率和預(yù)期通貨膨脹之間的關(guān)系。根據(jù)費(fèi)雪效應(yīng)，當(dāng)預(yù)期通貨膨脹率上升時(shí)，名義利率也會(huì)上升。費(fèi)雪效應(yīng)可表示為：

(1)

it=β0+β1πt+zt

(2)

因此，對(duì)費(fèi)雪效應(yīng)的檢驗(yàn)就轉(zhuǎn)化為對(duì)模型(2)的估計(jì)和檢驗(yàn)。若H0:β1=1成立，表明存在完全的費(fèi)雪效應(yīng)，即貨幣是中性的，從而貨幣政策是無(wú)效的；若H0:0<β1<1成立，表明存在弱費(fèi)雪效應(yīng)，則貨幣非中性，因而貨幣政策是有效的。

然而，現(xiàn)有研究通常假設(shè)實(shí)際利率是常數(shù)，如王少平和陳文靜[12]、封育福[13]、陳海燕和李松臣[14]等，給定實(shí)際利率依賴(lài)于經(jīng)濟(jì)周期、生產(chǎn)率、時(shí)間偏好等[4]，并沒(méi)有充足的理由認(rèn)為真實(shí)利率是恒定不變的。當(dāng)模型(2)中β0存在時(shí)變性特征或結(jié)構(gòu)突變時(shí)，Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)第二步所依賴(lài)的ADF單位根檢驗(yàn)存在低檢驗(yàn)功效問(wèn)題[15]或虛假拒絕問(wèn)題[16]，從而使得協(xié)整關(guān)系無(wú)法被識(shí)別出來(lái)或在不存在協(xié)整的情況下錯(cuò)誤地得到存在長(zhǎng)期均衡的結(jié)論。Gregory和Hansen[18]提出的協(xié)整框架下，模型參數(shù)可以允許時(shí)變特征：

it=α1+(α2-α1)DUt+βπt+zt

(3)

圖1 常見(jiàn)時(shí)變特征的傅里葉近似注： (a)為跳躍型結(jié)構(gòu)突變(abrupt break);(b)由平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)(smooth transition function)生成； (c)和(d)為平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)生成的含多個(gè)突變點(diǎn)的序列。

因此，考慮使用傅里葉變換近似實(shí)際利率的時(shí)變特征：

it=α(t)+βπt+zt

(4)

(5)

其中，k為頻率參數(shù)。在實(shí)證應(yīng)用中，Yang等[16]建議考慮選擇k≤5的單一頻率，而B(niǎo)ecker等[19]在對(duì)通脹和貨幣需求建模時(shí)， 指出：多個(gè)頻率的累加可以更好地近似時(shí)變特征。如圖1所示，少數(shù)幾個(gè)頻率的累加就能非常精確地近似常見(jiàn)時(shí)變特征。因此，為了確定實(shí)際利率是否存在時(shí)變性特征、是否應(yīng)該使用多個(gè)頻率，以及頻率累加個(gè)數(shù)n，本文將建立如下設(shè)定檢驗(yàn)，記α(t)為恒定常數(shù)時(shí)模型(4)的殘差平方和為SSR0，α(t)含單一頻率傅里葉函數(shù)時(shí)模型(4)的殘差平方和為SSR1(k)，α(t)含兩個(gè)頻率累加的傅里葉函數(shù)時(shí)模型(4)的殘差平方和為SSR2，以此類(lèi)推，SSR3為α(t)含三個(gè)頻率累加的傅里葉函數(shù)時(shí)模型(4)的殘差平方和。然后考慮如下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

(6)

如果統(tǒng)計(jì)量supF0超過(guò)臨界值，則拒絕α(t)為常數(shù)時(shí)的模型，而考慮α(t)具有時(shí)變特征的模型。進(jìn)一步地，為了選擇傅里葉函數(shù)的累加頻率n，考慮：

(7)

如果統(tǒng)計(jì)量F1超過(guò)臨界值，則拒絕α(t)含單一頻率傅里葉函數(shù)時(shí)的模型，進(jìn)而考慮兩個(gè)及兩個(gè)以上的頻率累加。使用類(lèi)似于(7)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，選擇最優(yōu)的頻率累加n*。上述檢驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)使用Bootstrap方法，相關(guān)計(jì)算均使用GAUSS 10.0軟件編程實(shí)現(xiàn)。

同時(shí)，在線(xiàn)性模型框架下，學(xué)者們無(wú)法解釋不同通脹水平下名義利率與通脹之間所呈現(xiàn)的不同關(guān)系[13]，因而很多文獻(xiàn)認(rèn)為通脹與名義利率關(guān)系的分析需要考慮機(jī)制轉(zhuǎn)移特征[13-14]。另一方面，長(zhǎng)期利率取決于真實(shí)經(jīng)濟(jì)因素，F(xiàn)isher[2]指出：費(fèi)雪效應(yīng)在長(zhǎng)期成立。而短期利率則很可能受到短期貨幣政策因素的影響，出現(xiàn)對(duì)均衡的偏離。因此，考慮建立門(mén)限誤差修正模型，區(qū)別長(zhǎng)期的費(fèi)雪效應(yīng)和短期的費(fèi)雪效應(yīng)特征：

(8)

其中，zt為均衡誤差，滯后階數(shù)m,n使用AIC信息準(zhǔn)則確定。

(9)

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源和指標(biāo)選擇

本文名義利率選取一年期貸款利率的月度數(shù)據(jù)，通貨膨脹選擇月消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)的變化率，樣本區(qū)間選取1991年1月至2017年12月，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.2 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

在樣本區(qū)間內(nèi)，表1是對(duì)名義利率和通貨膨脹率序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。單位根檢驗(yàn)表明：對(duì)名義利率和通貨膨脹率，存在單位根的原假設(shè)不能被拒絕，而在對(duì)名義利率和通貨膨脹率的差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，在1%的顯著性水平下原假設(shè)被拒絕。因此，名義利率和通貨膨脹率是一階差分平穩(wěn)的。

表1 單位根檢驗(yàn)

注：***表示在1%的顯著性水平下顯著。

基于標(biāo)準(zhǔn)的Engle-Granger兩步法，檢驗(yàn)名義利率和通貨膨脹率之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：即使在10%的顯著性水平下，依然無(wú)法拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，基于模型(4)和(5)，在考慮實(shí)際利率時(shí)變特征的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系。首先，基于(6)式的統(tǒng)計(jì)量考察是否存在時(shí)變特征，計(jì)算得到：supF0=2044.44(p值=0.000)，然后使用(7)式選擇最優(yōu)累加頻率數(shù)，得到最優(yōu)頻率n*=4。在此基礎(chǔ)上，估計(jì)模型(4)和(5)，發(fā)現(xiàn)除sin(2π3t/T)外，其他傅里葉項(xiàng)都在1%的顯著性水平下顯著(見(jiàn)表2)，然后檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，發(fā)現(xiàn)1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整的原假設(shè)，因此，名義利率和通貨膨脹率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但實(shí)際利率是時(shí)變的(圖2)，而實(shí)際利率的時(shí)變特征影響了標(biāo)準(zhǔn)Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)的檢驗(yàn)功效，使得標(biāo)準(zhǔn)的E-G兩步法無(wú)法捕捉到長(zhǎng)期費(fèi)雪效應(yīng)。然而，在協(xié)整關(guān)系中引入實(shí)際利率時(shí)變性特征后的模型(4)和(5)，則表明存在長(zhǎng)期的弱費(fèi)雪效應(yīng)。與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，如美國(guó)的費(fèi)雪效應(yīng)值在0.821-1.095之間，加拿大的費(fèi)雪效應(yīng)值在0.796～0.895之間[12]，我國(guó)費(fèi)雪系數(shù)明顯較小，這表明貨幣非中性假設(shè)在我國(guó)更加適合，進(jìn)而我國(guó)可能有更大的貨幣政策操作空間。

從圖2發(fā)現(xiàn)：真實(shí)利率的變化并不總是引起名義利率的變化，即名義利率可能存在粘性。名義價(jià)格粘性是貨幣政策有效的重要基礎(chǔ)。因此，下文分析名義利率的短期調(diào)整特征，考察我國(guó)名義利率是否存在粘性，以及名義利率的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整特征。

3.3 短期的費(fèi)雪效應(yīng)與名義利率粘性

首先，使用Bootstrap檢驗(yàn)門(mén)限效應(yīng)的存在性。重復(fù)抽樣1000次，不存在門(mén)限效應(yīng)的原假設(shè)被拒絕，p值為0.008，存在一重門(mén)限效應(yīng)的原假設(shè)也被拒絕，p值為0.000，而存在雙重門(mén)限效應(yīng)的原假設(shè)在10%的顯著性水平下不能被拒絕，因此模型(8)中存在雙重門(mén)限效應(yīng)。

其次，在雙重門(mén)限效應(yīng)存在的基礎(chǔ)上，使用AIC信息準(zhǔn)擇選擇滯后階數(shù)并估計(jì)雙重門(mén)限效應(yīng)誤差修正模型(8)，得到如下式所示的模型估計(jì)(括號(hào)中為參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤)：

Δit=

表2 模型(4)和(5)的估計(jì)

注：sink表示sin(2πkt/T)，cosk表示cos(2πkt/T)，k=1,2,3,4。

圖2 1991年1月至2017年12月的名義利率和估計(jì)的實(shí)際利率

圖3 門(mén)限值的估計(jì)與置信區(qū)間

門(mén)限誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果表明：當(dāng)名義利率對(duì)均衡值出現(xiàn)較高的偏離(即均衡誤差大于0.788)時(shí)，出現(xiàn)了明顯的誤差修正，因?yàn)榇藭r(shí)誤差項(xiàng)系數(shù)為-0.23且在1%的顯著性水平下顯著；然而，當(dāng)名義利率低于均衡值(即均衡誤差小于-0.262)或處于中間機(jī)制(即均衡誤差位于-0.262與0.788之間)時(shí)，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)明顯的誤差修正現(xiàn)象，因?yàn)檫@兩種情況下的誤差項(xiàng)估計(jì)為正數(shù)且在10%的顯著性水平下不顯著。即，當(dāng)名義利率高于均衡值時(shí)，為了避免因高利率而引起的逆向選擇，銀行傾向于迅速調(diào)低一年期貸款利率，表現(xiàn)為當(dāng)名義利率的均衡誤差大于0.788時(shí)，出現(xiàn)了顯著的誤差修正；而當(dāng)名義利率低于均衡值時(shí)，并未發(fā)現(xiàn)顯著的誤差修正現(xiàn)象，即銀行傾向于定一個(gè)低于市場(chǎng)均衡的利率。使用利率市場(chǎng)化路徑劃分子樣本，上述實(shí)證結(jié)論依然成立。

上述實(shí)證發(fā)現(xiàn)表明：我國(guó)的一年期貸款利率存在“粘性”，即當(dāng)名義利率低于均衡值時(shí)，并沒(méi)有迅速的調(diào)整到均衡利率水平。一個(gè)可能的原因是我國(guó)利率的市場(chǎng)化程度還較低，存在市場(chǎng)管制[13,23]。本文跳出市場(chǎng)管制的觀(guān)點(diǎn)，從約束條件下理性人最大化利潤(rùn)的角度去解釋市場(chǎng)粘性，我國(guó)名義利率的粘性可能由以下原因引起：首先，名義利率的調(diào)整存在“菜單成本”，使得只有當(dāng)均衡偏離足夠大時(shí)，銀行才會(huì)調(diào)整貸款利率；其次，由于銀行市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)，銀行為維護(hù)客戶(hù)避免過(guò)度利率波動(dòng)的影響，可能會(huì)做出平滑貸款利率的舉措；此外，在銀行寡頭市場(chǎng)，銀行推測(cè)其他銀行對(duì)自己利率變動(dòng)的態(tài)度是“跟跌不跟漲”，因而可能引起信貸的需求曲線(xiàn)是“彎折的”，因而只有當(dāng)銀行的成本變動(dòng)足夠大時(shí)，才會(huì)調(diào)整利率。另一方面，我國(guó)銀行市場(chǎng)呈現(xiàn)寡頭市場(chǎng)特征，而銀行之間的競(jìng)爭(zhēng)程度和市場(chǎng)的不完全使得銀行具有市場(chǎng)勢(shì)力(Market power)，進(jìn)而銀行可能維持一個(gè)較高的利率[17]，本文的證據(jù)不支持上述假說(shuō)；與之相反，Stiglitz和Weiss[20]指出：因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱(chēng)引起的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇的影響，銀行傾向于定一個(gè)低于市場(chǎng)均衡的利率，即著名的“信貸配給”(Credit rationing)，從而激勵(lì)貸款人揭露關(guān)于還款風(fēng)險(xiǎn)的信息。因此，市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)使得借貸利率的調(diào)整滯后于貨幣政策[24]。本文的實(shí)證結(jié)果與“信貸配給”觀(guān)點(diǎn)一致。

綜上，在長(zhǎng)期我國(guó)僅存在“弱費(fèi)雪效應(yīng)”；在短期名義利率存在“粘性”，即當(dāng)名義利率低于均衡值和處于中間機(jī)制時(shí)不會(huì)迅速調(diào)整到均衡利率水平，而當(dāng)名義利率對(duì)均衡值出現(xiàn)較高的向上偏離時(shí)，則會(huì)出現(xiàn)顯著而快速的調(diào)整。因而，當(dāng)通脹上升，使得名義利率出現(xiàn)向下偏離時(shí)，名義利率不會(huì)出現(xiàn)顯著的向上調(diào)整使其回到均衡；而當(dāng)通脹回落使得名義利率出現(xiàn)向上的偏離時(shí)，名義利率能快速回到均衡水平。

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為通過(guò)數(shù)量型貨幣政策可以刺激經(jīng)濟(jì)或抑制通脹[25]，但數(shù)量型貨幣政策只能調(diào)控貨幣總量，而無(wú)法解決經(jīng)濟(jì)和金融結(jié)構(gòu)失衡的問(wèn)題，因此2012年以后我國(guó)更重視價(jià)格型貨幣政策工具[4]，以期實(shí)現(xiàn)降杠桿、防風(fēng)險(xiǎn)的目的。上世紀(jì)90年代以來(lái)，隨著科技進(jìn)步、金融脫媒和影子銀行的持續(xù)發(fā)展，尤其是表外理財(cái)業(yè)務(wù)的出現(xiàn)，大量資金由表內(nèi)轉(zhuǎn)向表外，導(dǎo)致貨幣數(shù)量的相關(guān)指標(biāo)逐漸失效，給數(shù)量型貨幣政策帶來(lái)困難。因而歐美國(guó)家放棄了數(shù)量型貨幣政策，轉(zhuǎn)而采用價(jià)格型貨幣政策。近年來(lái)，隨著我國(guó)金融創(chuàng)新帶來(lái)的影子銀行、互聯(lián)網(wǎng)金融、資管通道類(lèi)業(yè)務(wù)的爆發(fā)式增長(zhǎng)，數(shù)量型中間目標(biāo)的可測(cè)性、可控性大幅下降，經(jīng)濟(jì)和金融的結(jié)構(gòu)失衡問(wèn)題開(kāi)始顯現(xiàn)，因此貨幣政策的目標(biāo)在穩(wěn)增長(zhǎng)、防通脹的基礎(chǔ)上，新增去杠桿、防風(fēng)險(xiǎn)。那么，在此背景下我國(guó)貨幣政策與歐美國(guó)家有何異同呢？

不同于歐美國(guó)家(如美國(guó)的費(fèi)雪效應(yīng)值在0.821～1.095之間[12])，我國(guó)長(zhǎng)期存在的“弱費(fèi)雪效應(yīng)”表明利率對(duì)通脹反映不足，因而依靠利率控制通貨膨脹的效果較差，但貨幣非中性依然成立，貨幣政策引起的通貨膨脹變化只能部分傳導(dǎo)到企業(yè)借貸利率，貨幣供給增加引起的物價(jià)上升僅會(huì)引起利率微弱的上升；且我國(guó)存在短期“名義利率粘性”，當(dāng)利率低于均衡值時(shí)不會(huì)出現(xiàn)快速修正，這進(jìn)一步支持了短期貨幣非中性，因而通過(guò)數(shù)量型貨幣政策刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在我國(guó)是仍然可行的，即數(shù)量型貨幣政策在我國(guó)依然有用。上述研究結(jié)果意味著：與歐美國(guó)家不同，我國(guó)現(xiàn)階段仍存在實(shí)施數(shù)量型貨幣政策的空間，即我國(guó)貨幣政策可以根據(jù)不同階段政策目標(biāo)的差異在數(shù)量型貨幣政策和價(jià)格型貨幣政策之間相機(jī)抉擇，因而存在綜合使用數(shù)量型貨幣政策和價(jià)格型貨幣政策的空間。

4 結(jié)語(yǔ)

考察費(fèi)雪效應(yīng)在我國(guó)是否成立以及名義利率的動(dòng)態(tài)調(diào)整是否存在粘性，不僅有助于理解通脹與利率之間的傳導(dǎo)關(guān)系，對(duì)貨幣政策的操作也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。為了研究名義利率與通貨膨脹的關(guān)系，本文將費(fèi)雪效應(yīng)區(qū)分為長(zhǎng)期費(fèi)雪效應(yīng)和短期費(fèi)雪效應(yīng)，使用傅里葉變換近似實(shí)際利率考察長(zhǎng)期費(fèi)雪效應(yīng)，并建立門(mén)限誤差修正模型刻畫(huà)名義利率短期的動(dòng)態(tài)調(diào)整特征。研究發(fā)現(xiàn)：(1)我國(guó)名義利率和通貨膨脹之間存在長(zhǎng)期的弱費(fèi)雪效應(yīng)；(2)名義利率的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整特征存在雙重門(mén)限效應(yīng)，在名義利率過(guò)度高于均衡值時(shí)會(huì)出現(xiàn)顯著而快速的調(diào)整，而當(dāng)名義利率低于均衡值或處于中間機(jī)制時(shí)，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)顯著的調(diào)整，即名義利率存在粘性。名義利率短期的調(diào)整特征與“信貸配給”假說(shuō)和“菜單成本”假說(shuō)一致。我國(guó)的弱費(fèi)雪效應(yīng)和名義利率粘性表明：與歐美國(guó)家不同，我國(guó)現(xiàn)階段的貨幣政策可以根據(jù)不同階段政策目標(biāo)的側(cè)重點(diǎn)在數(shù)量型貨幣政策和價(jià)格型貨幣政策之間相機(jī)抉擇，因而存在綜合使用數(shù)量型貨幣政策和價(jià)格型貨幣政策的空間。