基于狀態空間模型的我國均衡利率測度研究

摘 要：我國自上世紀90年代開始利率市場化改革以來，至今已初步形成利率市場化的基本格局。文章回顧了我國利率市場化改革的歷史進程，并利用狀態空間模型（State Space Model）對我國的均衡利率水平進行了測度。實證結果表明，在1996年第一季度至2015年第四季度的樣本空間內，我國均衡利率水平均高于基準名義利率，且前者較后者的波動更為頻繁。

關鍵詞：利率市場化 均衡利率 狀態空間模型

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2017）06-025-03

一、我國利率市場化改革的歷史沿革

我國利率市場化改革的總體思路是分兩步走，先進行貨幣市場和債券市場的利率市場化改革，再推進存、貸款的利率市場化改革。其改革進程大致可分為三個階段：

（一）第一階段（1993—1997年）：銀行間市場的利率市場化改革

1993年，黨的十四屆三中全會首次提出“利率市場化改革”的基本設想，并在黨的十四大報告中對我國利率市場化改革的長遠目標進行了明確闡述。而后，在1996年召開的全國金融工作會議上，“利率市場化”的概念第一次正式出現在了國家文件中，會議指出“要按照利率市場化要求逐步改革利率管理體制。”我國自此邁出了利率市場化改革的第一步。

在這一階段，利率市場化的實質性改革主要體現在以下三個方面：首先，針對銀行間同業拆借市場的利率市場化改革。全國統一同業拆借市場始建于1996年6月，在該市場上人民銀行取消對于同業拆借利率的上限限制，拆借雙方可根據市場上的資金供求狀況，自主協商確定拆借利率；其次，針對國債市場的利率市場化改革。財政部于1996年在證券交易所平臺上實現了國債的市場化發行，其發行方式主要包括三種，即利率招標、收益率招標以及劃款期招標；再次，針對現券交易市場和銀行間債券回購市場的利率市場化改革。1997年6月，經人民銀行批準，各家商業銀行持有的國債、政策性金融債和央行融資券可以在銀行間進行回購和買賣。次年，國家開發銀行和中國進出口銀行分別采取市場化方式進行了金融債券發行。1999年10月，財政部第一次采用利率招標的方式，在銀行間債券市場上發行國債。在這一階段，我國已初步實現銀行間市場的利率市場化、政策性金融債發行利率的市場化以及國債發行利率的市場化。

（二）第二階段（1998—2004年）：存款利率實行上限管制，貸款利率實行下限管制

對于人民幣貸款利率的市場化改革，1999年4月1日中國人民銀行頒布《人民幣利率管理規定》，首次從法律角度明確規定，允許金融機構擁有一定的利率制定權。此后，在2003年召開的黨的十六屆三中全會上，通過了《關于完善社會主義市場經濟體制若干問題的決定》，其中明確指出要“穩步推進利率市場化，建立健全由市場供求決定的利率形成機制，中央銀行通過運用貨幣政策工具引導市場利率”，這是我國利率市場化改革的基本綱領和主要目標。中國人民銀行于同年2月發布《2002年中國貨幣政策執行報告》，該報告詳細闡釋了我國利率市場化改革的具體目標和總體思路。前者為“逐步建立由市場供求決定金融機構存、貸款利率水平的利率形成機制，中央銀行通過運用貨幣政策工具調控和引導市場利率，使市場機制在金融資源配置中發揮主導作用。”后者為“先外幣、后本幣；先貸款、后存款；先長期、大額，后短期、小額。”2004年10月，中國人民銀行全面取消金融機構人民幣貸款利率的上浮限制，不再設定浮動上限。

對于人民幣存款利率的市場化改革，1999年10月中國人民銀行規定，中資商業銀行對中資保險公司試辦5年以上（不含5年）、3000萬元以上的長期大額協議存款，存款利率可由雙方協商確定。2002年2月和12月，該種協議存款的存款人范圍先后兩次擴大。與此同時，2002年初中國人民銀行選擇8家農村信用社作為試點，允許其人民幣存款利率的最大波動幅度為30%，至此人民幣存款利率只管上限的改革目標已初步完成。實際上，這一階段存款利率管上限、貸款利率管下限的主要目的是為了保護金融機構的合理利潤水平，防止惡性價格競爭。

（三）第三階段（2005年至今）：取消人民幣貸款利率的下限管制，并逐步推進人民幣存款利率市場化

2005年，中國人民銀行允許房貸利率以基準利率為基礎上下浮動10%，結束了我國長期以來對人民幣貸款利率實行下限管制的歷史。同時，中國人民銀行于同年3月完全放開金融機構之間的同業存款利率，并大幅降低超額準備金率。隨后中國人民銀行規定自2005年9月21日起商業銀行可自主確定人民幣存款的計息方式，這一歷史性突破對于我國人民幣存款利率的市場化改革具有深遠意義。另外，2007年1月4日上海銀行間同業拆借利率（SHIBOR）正式上線運行，這是我國利率市場化改革進程中的又一里程碑。SHIBOR賦予金融機構自主定價的權限，將體制內、外的資金融通過程融為一體，擴大了基準利率的市場使用范圍，同時提高了中國人民銀行利用再貼現、公開市場業務等貨幣政策工具對宏觀經濟的調控能力，為我國商業銀行的股份制改造奠定了堅實基礎。

綜上所述，中國人民銀行通過不斷地探索和嘗試，使得我國貨幣市場和債券市場已完全實現利率市場化，雖然人民幣存、貸款利率仍存在一定程度的管制，但我國已經具備具有一定彈性的利率形成機制，基本形成利率市場化格局。

二、我國均衡利率水平的統計測度

（一）模型設定

1936年，凱恩斯提出“利率流動性偏好理論”，該理論認為利息是貨幣持有者在一定時期內放棄流動性而獲得的報酬，因此利率是其為持有風險資產，而放棄具有完全流動性的資產所必須支付的價格。該理論認為利率水平的高低取決于貨幣供給與貨幣需求兩者數量的對比，即強調貨幣因素在利率決定中的作用。如圖1所示，貨幣供給曲線與貨幣需求曲線之間的交點E所對應的利率水平r*即為均衡利率。若均衡利率r*低于市場利率，則表明存在超額貨幣需求。若均衡利率r*高于市場利率，則表明存在超額貨幣供給。

均衡利率由貨幣供給和貨幣需求兩個因素共同決定，是一個不可觀測變量。計量經濟學文獻估計此類不可觀測經濟變量時，通常采用狀態空間模型（State Space Model）。本文借鑒王婉芬和李寶慶（2013）的理論模型，但與之不同的是，本文認為除了王婉芬和李寶慶（2013）指出收入水平、通貨膨脹、均衡利率與名義利率之間的缺口以及隨機因素等將影響貨幣需求以外，人們的心理活動和主觀意志，特別是對未來經濟形勢的預期也是影響貨幣需求的重要因素。若公眾預期利率下降，則公眾將減持現金，轉而購入有價證券以便日后獲得資本溢價收益，這意味著貨幣需求將下降。相反地，若公眾預期利率上升，則公眾將增持現金，出售有價證券以規避日后可能出現的資本損失，這意味著貨幣需求將上升。基于此，本文將均衡利率與名義利率之間的缺口、收入水平、預期通貨膨脹率等經濟變量作為貨幣需求的決定因素，即

MDt=C（1）+C（2）（r*t-rt）+C（3）Yt+C（4）πet+ε1t（1）

其中，MDt表示t期的貨幣需求，r*t表示t期的均衡利率水平，rt表示t期的名義利率水平，Yt表示t期的收入水平，πet表示t期的預期通貨膨脹率，ε1t表示t期的隨機擾動項。

根據定義，均衡利率是貨幣供給與貨幣需求兩者相等時的利率水平，因此還需將貨幣市場均衡條件引入模型中，即

MDt=MSt（2）

其中，MSt表示t期的貨幣供給。

假定不可觀測變量均衡利率服從以下自回歸過程：

r*t=C（5）r*t-1+ε2t（3）

其中，ε2t表示t期的隨機擾動項。至此，本文用于測度均衡利率水平的狀態空間模型已構建完成，其中方程（1）和方程（2）為信號方程，方程（3）為狀態轉移方程。

（二）數據處理

本文在進行均衡利率測度時，選取1996年第一季度至2005年第四季度作為樣本區間。上述狀態空間模型的變量選擇和數據處理過程如下：（1）收入水平（Yt）選取國內生產總值（GDP）的季度數據，并分三個步驟進行了處理：首先進行價格調整；其次，考慮到季節性因素，利用CensusX-12季節調整方法進行季節調整；第三，對經過前兩步處理后的GDP數據進行對數化處理，以保證與名義利率（rt）等相對量綱變量相一致，表示為LNGDP。（2）預期通貨膨脹率（πet）基于消費價格指數（CPI）得到。先以CPI上年同季價格為基期的指數減去100，得到當期通貨膨脹率；再利用靜態預期，將預期通貨膨脹率πet以滯后一期的通貨膨脹率表示。由于該數據不存在季節因素，故無需進行季節調整，表示為LNCPRE。（3）名義利率（rt）選取一年期存款利率，一年期存款利率是人民銀行利率調整的基礎和利率體系的核心。由于一年期存款利率的調整時間不固定，故需要對該數據進行加權處理，即在某個季度內存在利率調整的，以每檔利率的持續時間為權重，計算出該季度一年期存款利率的加權平均值。由于該數據不存在季節因素，故無需進行季節調整，表示為R。（4）貨幣供給量（MSt），我國現行貨幣供應量主要劃分為M0、M1和M2等三個層次。但是，考慮到影子銀行的信用創造過程對貨幣供給量的影響，本文選取包含影子銀行規模在內的廣義流動性數據，表示為LNMG。國內生產總值（GDP）和消費價格指數（CPI）數據源自中經網，名義利率數據來自中國人民銀行官方網站。

（三）實證結果

1.單位根檢驗。為避免偽回歸，狀態空間模型要求相關變量的時間序列或者平穩，或者其之間具有穩定均衡關系，因此，本文實證分析的第一步便是進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗法對時間序列LNGDP、LNMG、CPRE和R的水平值和一階差分進行了單位根檢驗（參見表1）。

由表1可知，在5%的顯著性水平下，LNGDP、LNMG、CPRE和R的水平值序列均為非平穩序列。而在1%的顯著性水平下，上述時間序列的一階差分序列DLNGDP、DLNMG、DCPRE和DR都是平穩的。單位根檢驗結果表明，時間序列LNGDP、LNMG、CPRE和R均為一階單整的I（1）過程。

2.協整檢驗。由于使用存在協整關系的時間序列建立狀態空間模型才有意義，故實證分析的第二步是進行協整檢驗，即驗證LNGDP、LNMG、CPRE和R這四個同階單整的時間序列是否具有平穩關系或平衡關系。本文采用的是Johansen協整檢驗方法（參見表2）。

根據表2中的協整檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，無論是特征根跡檢驗還是最大特征值檢驗，時間序列LNGDP、LNMG、CPRE和R之間不存在協整變量的原假設、至多存在一個協整向量的原假設，以及至多存在兩個協整向量的原假設均被拒絕。而LNGDP、LNMG、CPRE和R之間至多存在三個協整向量的原假設被接受。上述協整檢驗結果表明，時間序列LNGDP、LNMG、CPRE和R之間存在協整關系。

3.測算均衡利率水平。本文利用卡爾曼濾波（kalman Filter）方法估計了前文中的狀態空間模型，部分參數的估計結果參見表3。

由表3中的估計結果可知，該模型中所有參數均顯著不為零。從經濟意義來看，系數C（2）表示均衡利率與名義利率之間的缺口（r*t-rt）與貨幣需求（MDt）之間的彈性系數，其估計結果為-0.3451。該結果表明，均衡利率與名義利率之間的缺口（r*t-rt）與貨幣需求（MDt）之間負相關，且利率缺口（r*t-rt）每提高1個百分點，將使得貨幣需求（MDt）下降0.3451個百分點。系數C（3）表示收入水平（Yt）與貨幣需求（MDt）之間的彈性系數，估計結果為1.8076。該結果表明收入水平（Yt）與貨幣需求（MDt）之間正相關，且收入水平（Yt）每增加1個百分點，將使得貨幣需求（MDt）相應增加1.8076個百分點。系數C（4）表示預期通貨膨脹率（πet）與貨幣需求（MDt）之間的彈性系數，估計結果為-0.1693。該結果表明預期通貨膨脹率（πet）與貨幣需求（MDt）之間負相關，且預期通貨膨脹率（πet）每提高1個百分點，將使得貨幣需求（MDt）相應下降0.1693個百分點。以上估計結果均符合貨幣需求理論模型的設定，且基于上述估計結果，即可測算得到我國1996年第一季度至2015年第四季度的均衡利率水平（參見圖2）。由圖2可知，在1996年第一季度至2015年第4季度期間，我國均衡利率（r*t）均高于基準名義利率（rt），均衡利率（r*t）的變動幅度在5%～13%之間，且與基準名義利率（rt）相比，均衡利率（r*t）的波動更為頻繁。

三、結論和政策空間

本文利用狀態空間模型估計了1996年第一季度至2015年第四季度期間我國的均衡利率水平。測算結果表明，在該樣本區間內我國均衡利率均高于基準名義利率，且均衡利率較基準名義利率的波動更加頻繁。可以說，利率市場化是我國金融領域的核心改革之一，市場化利率的形成和調控機制的不斷健全不僅可以推動金融機構的轉型發展，為人民銀行調整貨幣政策調控框架創造有利條件，還有助于促進降低社會融資成本，為經濟的可持續發展提供適宜的貨幣金融環境。繼續穩步推進利率市場化改革，就要發揮好央行、金融機構和資料機制這三道防線的作用。具體來說，一是完善央行利率調控機制和利率傳導機制，疏通利率傳導渠道，通過調整短期利率達到影響市場長期利率預期的目的，提高央行引導和調控市場利率的有效性；二是進一步提高金融機構的自主定價能力和風險管理機制，不斷健全市場化的利率形成機制；三是針對個別非理性定價行為進行必要的行業自律和監督管理，防患于未然。

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（作者單位：天津財經大學經濟學院金融系 天津 300110）

（作者簡介：畢燕君，講師，統計學博士，研究方向：國際金融、經濟統計。）

（責編：賈偉）