（金融学专业论文）中国利率政策非对称效应实证分析.pdf

ab s t r a c t a b s t r a c t t h e re s e a r c h o n a s y m m e t r i c e ff e c t o f i n t e re s t r a t e p o l i c y i s m a t u re a n d e a r l i e r a t a b ro a d . c o m p a r e w i t h t h e o v e r s e a s s t u d y , o n l y a f e w d o m e s t i c a r ti c l e s m a k e re s e a r c h o n t h i s t o p i c . mo s t d o m e s t i c re s e a r c h a r e e m p i r i c al re s e a r c h , f e w o f t h e m g i v e t h e l o g i c e x p l a n a t i o n f o r t h e a s y m m e t r i c e ff e c t o f i n t e r e s t r a t e p o l i c y . t h e r e s e a r c h o n a s y m m e t r i c e ff e c t o f i n t e r e s t r a t e p o l i c y i s m a t u r e a n d e a r l i e r a t a b ro a d , 1 9 9 3 - 2 0 0 7 . c o m p a re w i t h t h e o v e r s e a s s t u d y , o n l y a f e w d o m e s t i c a r t ic l e s m a k e re s e a r c h o n t h i s t o p i c . m o s t d o m e s t i c re s e a r c h a r e e m p i r i c al r e s e a r c h , f e w o f t h e m g i v e t h e l o g i c e x p l a n a t i o n f o r t h e a s y m m e t r i c e ff e c t o f i n t e r e s t r a t e p o l i c y . t h e s u m m a r y a n d r e v i e w s o f t h e o r i e s a n d e m p i r i c al l i t e r a t u re o n t h e a s y m m e t r i c e ff e c t o f i n t e r e s t r a t e p o l i c y , t h e e m p i r i c al a n a l y s i s o n t h e a s y m m e t r i c e ff e c t o f i n t e r e s t r a t e c h a n g e s , t h e d e e p e r a n a l y s i s f o r t h e e ff e c t o f i n t e r e s t p o l i c y d u r i n g i n fl a ti o n p e r i o d a n d re c e s s i o n p e r i o d , c o n c l u s i o n s a n d s u g g e s t i o n s . t h i s a r t i c l e u s e s a d l mo d e l a n d v a r mo d e l i n e m p i re r e s e a r c h t o s t u d y o n t h e a s y m m e t r i c e ff e c t , a n d m a k e s t h e i m p ro v e m e n t o n v e r a c i t y a n d re l ia b i l i t y . t o t h e i n t e r e s t r a t e p o l i c y i n 1 9 9 3 - 2 0 0 7 , t h i s a r t i c l e m a k e s c o m p a r e a n al y s i s , d i s c u s s i n g w h e t h e r t h e r e i s a s y m m e t r i c e ff e c t i n o u r c o u n t r y , f i n d i n g t h e r e a s o n w h y t h i s h a p p e n e d a n d h o w t o d e al w i t h议 c o n s i d e r i n g t h e c h a r a c t e r o f c h in a s d e v e l o p i n g w a y . t h e a n a l y s i s o f i n t e re s t r a t e p o l i c y i n 1 9 9 6 i s n o t b o u n d e d t o t h e t r a d i t i o n a n al y s i s m o d e l , w h i c h o n l y c o n s i d e r i n g t h e m i c r o - e c o n o m y , p o i n t s o u t t h e c e n t r al b a n k o p e r a t i o n d e f e c t , b a s e d o n t h i s a n a l y s i s t h e v a ry p o l i c i e s d u r i n g t h e d i ff e re n t p e r i o d t h e c h o i c e o f t h e c e n t r a l b a n k . we m u s t m a k e a c l e a r re v e al a b o u t t h e p o l i t i c al i n f o r m a t i o n . k e y w o r d s : i n t e re s t r a t e p o l i c y , a s y m m e t r i c e ff e c t , i n t e r e s t r a t e s h o c k n 南开大学学位论文版权使用授权书 本人完全了 解南开大学关于收集、保存、使用学位论文的规 定，同 意如下各项内容: 按照学校要求提交学位论文的印刷本和 电子版本;学校有权保存学位论文的印刷本和电 子版，并采用影 印、 缩印、扫描、数字化或其它手段保存论文;学校有权提供目 录检索以及提供本学位论文全文或者部分的阅览服务;学校有权 按有关规定向国家有关部门或者机构送交论文的复印件和电子 版; 在不以 赢利为目 的的前提下，学校可以 适当复制论文的部分 或全部内容用于学术活动。 学位论文作者签名: 年月日 经指导教师同意，本学位论文属于保密，在 本授权书。 年解密后适用 指导教师签名:学位论文作者签名: 解密时间:年月日 各密级的最长保密年限及书写格式规定如下: 内部 5 年 ( 最长5 年， 可少于5 年) 秘密1 0 年 ( 最长1 0 年，可少于1 0 年) 机密2 0 年 ( 最长2 0 年，可少于2 0 年) 南开大学学位论文原创性声明 本人郑重声明: 所呈交的学位论文， 是本人在导师指导下， 进行 研究工作所取得的成果。 除文中己 经注明引用的内容外， 本学位论文 的研究成果不包含任何他人创作的、 己公开发表或者没有公开发表的 作品的内容。对本论文所涉及的研究工作做出贡献的其他个人和集 体， 均已 在文中以明确方式标明。 本学位论文原创性声明的法律责任 由本人承担。 学位论文作者签名: 年月日 第一章 引言 第一章 引言 1 . 1选题的背景 2 0世纪 9 0年代以来，中国人民银行加强了对利率工具的运用曾于 1 9 9 3 -1 9 9 5年先后四 次上调利率，1 9 9 6 - 2 0 0 3年连续八次下调利率，然而两 次利率操作的效果却大不一样，这种政策效果的差异性同经济学家提出的 “ 货 币政策非对称效应” 恰好吻合。 这不禁引起了 本文的思考: 这是否意味着，在 中国，利率政策同 样具有类似的非对称效应?基于这样的思考，本文大体上按 照 “ 对国内外关于利率政策效应研究成果的回顾和评述一以中国利率冲击为对 象进行实证研究一对实证结果的分析和逻辑解释一后续政策思考方向”这样一 个基本思路，展开全文的研究和分析。 1 . 2 选题的意义 以中国为对象，研究利率政策传导的总体效果以及非对称性效应的存在与 否，不仅有助于解释不同经济阶段我国经济运行的各自 特征，而且对于提高利 率政策的操作效率， 强化利率政策传导效果，有效实施对宏观经济的调控都有 着重要意义。 ( 一) 理论意义:若实证表明中国利率政策传导效果存在非对称性，则结合我 国经济运行现实，分析导致利率政策非对称效应产生的原因，对于补充 和完善“ 货币 政策非对称效应”现有理论解释而言，是一种有益的尝试 和探索;而对于导致利率政策非对称效应的中国特有因素的探讨，对于 今后中国人民银行利率政策操作的原则、方法及指导理论具有一定的启 迪意义。 ( 二) 现实意义: 在我国中央银行宏观经济调控方式由“ 直接调控一间接调控” 、 “ 数量调控一价格调控”的 “ 双重转型”过程中，研究利率政策传导效 果的非对称效应，分析其有效或失效的原因，挖掘弱化利率政策效果的 阻滞因素， 对于今后中国人民银行频繁以“ 利率”作为操作对象，执行 第一章 引言 “ 价格调控”时，应予以重点关注的问题以及政策操作方式的选择，具 有一定的参考价值和实践意义。 1 . 3 研究方法 ( 一)比较分析法:对西方经济学者对 “ 货币政策非对称效应”现有的理论解 释与中国经济的现实进行对照，吸取了前者有助于解释我国利率政策传 导非对称效应的原因分析，并在此基础上结合中国金融体系自 身的特点 和中国在经济转轨时期的特征，挖掘出了另外一些有助于解释我国 利率 政策传导非对称效应的 “ 特色原因，o ( 二)实证分析法:运用 e v i e w s计量软件包，对中国利率冲击的总体效果及 非对称效应进行了实证研究。为提高实证分析的可靠性，本文对有关变 量的时 序数据，分别运用自 回归分布滞后模型 ( a d l )和向量自 回归模 型 ( v a r ) 下的方差分解、 脉冲响应函数 ( i r f ) 进行了实证检验。 在第 四章的分析中，从多个视角，对我国利率政策通过不同渠道传导的效果 进行了 相应的实证检验。 ( 三) 动态考察法:本文第四章在第三章实证研究所得到的检验结果的基础上， 首先肯定了中央银行在反通货膨胀阶段紧缩性利率政策的作用效果，对 弱化扩张性利率政策传导效果的阻滞因素进行了较全面的分析。而第五 章则在文末对我国利率政策在进一步开放的经济环境下将面临的问题以 及有可能削弱紧缩性利率政策效果的因素进行了展望。总体来看， 本文 对我国利率政策效果进行了“ 回顾过去，展望未来”的动态考察和分析。 第二章 利率政策传导效应研究的文献综述 第二章 利率政策传导效应研究的文献综述 西方国家的中央银行在调控宏观经济时常常采用调控利率的方法，利率调 控已 经成为其间接调控中最主要、最有效的方法。而我国在建国后很长的一段 时间内，政府采取行政手段对经济进行直接调控，而利率则更多地被看作是平 衡各方面利益的工具，从而难以 起到引导资源优化配置的作用。改革开放以来， 有关利率调控等利率政策问 题更多 地受到关注，尤其是 2 0世纪 9 0年代以 来， 中国人民银行在由直接调控逐步向间接调控转变的过程中，更频繁地调整利率， 运用利率政策来实施宏观经济调控。 为了更好地对利率政策传导效应进行全面、 系统的 研究， 在本章中先对国内 外有关利率传导和利率政策效应已 有的具有代 表性的研究分别做一个简要的综述和分析。 2 . 1外国利率政策效应研究综述 2 . 1 . 1 利率传导机制的简要综述 大多数国家的货币政策最终目 标都集中于 “ 经济增长”和 “ 稳定币值 ( 稳 定物价) 两个方面，本文首先对 “ 利率产出” 、 “ 利率一物价”的传导机制的 主要研究成果进行梳理并做一个简要的综述。 2 . 1 . 1 . 1利率对产出的 传导效应 1 ,凯恩斯的利率传导机制， 当货币供给 ( m s ) 增加时，会引 起人民手持现金余额大于其意愿持有量， 人们会将大于意愿持有量的那部分货币用于购买债券，引起债券需求增大，导 致债券价格的上升和债券利率 ( i ) 的降低。 而后者将引起投资需求 ( i ) 的上升， 进而引 起总需求 ( a d )的增加，最终导致总产出 ( y )的增加. 这种利率传导 机制如下: ms t 一 i l 一 i t a d t -yt 2 、 新古典综合学派的 i s - l m 模型， 凯恩斯 就业、利息和货币 通论商务印书馆，2 0 0 4 年 第二章 利率政策传导效应研究的文献综述 新古典综合学派的 i s - l m 模型是研究利率与产出关系的经典理论。 该模型 在假定价格不 变的条件下， 分别求出 商品市场和货币 市场的均衡条件， 即 i s曲 线和 l m 曲线，再将两方程联立求出一般均衡解。简化的 i s - l m 模型确立了 利率与产出的关系，即中央银行紧缩货币导致的利率上升将使产出下降，相反 中央银行扩张货币导致的利率下降将促使产出增加。 3 、 汉森 和希克 斯的 利率 传导 机制 2 汉森和希克斯对利率传导机制的解释侧重于利率对居民、企业具有的 “ 价 格作用” :当 利率提高时， 投资和消费的成本都增加了。 人们减少了 投资 ( i ) 和 消费 ( c ) ，总需求 ( a d )下降，总产出 ( y )相应下降，其中投资需求变化被 认为是主要的影响途径，其传导机制如下: i t ci ， i i -a di - - yi 4 、开放经济条件下利率的 传导机制 上述利率的传导机制，主要是在封闭 经济的条件下利率的传导途径，在开 放经济中， 利率 (i ) 变动除了可以 通过上述途径进行传导以 外， 其变动还可以 通过影响本币 汇率 ( e r )来进行传导。这是因为本币的贬值或升值，将促进或 抑制净出口( n x ) 的增长， 从而导致社会总需求 ( a d ) 的增加或减少， 进而影 响总产出 ( y ) 。其传导机制如下: i i -e rt 一 n x t a d t 一 y1 5 、利率的非货币资产价格的传导渠道 ( 1 ) 托 宾 的q理 论 3 针 对 企 业托 宾 把 企 业 的 股 票 市 值 与 其 重 置 成本 的 比 值定义为“ q ， 并 认为货币 政策导致的 利率变动， 可以 通过影响普通股票价 格而影响投资支出。 这主要表现在，当中央采取扩张性货币 政策扩大货币 供给 ( ms )时，利率 “ ) 将随之降低，而利率的降低将引起股票价格 ( p e )上升， 此时 q值将变大， 如果 q值超过 1 ，则意味着企业股票市值将高于其重置成 本，这对于企业而言，通过发行股票获得资金来投资新的厂房和设备相对更为 划算。由于企业可以通过发行较少的股票获得较多新的投资品，则此时其将选 择增加投资支出，从而引起产出的增加，整个传导机制如下: ms 1 一 i i 一 p e 1 一 q t ( q 1 ) 一 i t -y t 1 多恩布什、费希尔、斯塔兹 宏观经济学中国财政经济出版社，2 0 0 3 年 杰格迪什. 汉达 货币经济学中国人民大学出版社，2 0 0 0 年 保罗一 萨穆尔森，威廉. 落德豪斯 经济学2 0 0 4 年 第二章 利率政策传导效应研究的文献综述 ( 2 ) 利率传导的银行信贷渠道针对企业利率 “) 上升将引起股票和债 券等非货币金融资产价格 ( p s )下跌，证券价值的下降将导致企业资产状况 ( a s s e t s . a )的恶化。在这种情况下，银行向企业贷款的决策将面临更大的逆 向选择 ( a d v e r s e s e l e c t i o n . a s )风险，同时借款企业道德风险 ( m o r a l h a z a r d . mh ) 发生可能性也将增大，这使得银行将更加谨慎行事，不愿轻易做出放贷决 定， 于是银行贷款量 ( l ) 萎缩， 企业可获资金减少， 从而导致企业投资 ( i ) 减 少，总产出 ( y )也随之相应下降。其传导机制如下: i t p s i -ai a s t , mht - - l1 - - i i yl ( 3 )莫迪利安尼利率变动的 “ 财富效应” 针对居民莫迪利安尼认为利 率变动 ( 1)可以通过影响证券价格 ( p s ) ，来影响家庭的财富 ( w) ，进而影响 居民消费 ( c ) ，最终影响实体经济 ( y ) ， 这种利率传导机制如下: ms t 一 i 1 p s t - - w t 一 ct 一 a d t -yt ( 4 ) l e v y 高利率还可通过提高企业资本成本， 增加企业获得抵押贷款的难度来抑 制企业的投资需求.综合高利率对个人消费和企业投资的抑制，总需求随之下 降，而在总供给不变的情况下，物价水平将得以控制。认同 “ 利率可以起到影 1 谢平、 袁沁吾文: 我国 近年 利率 政策的效果分析田， 金融研究 2 0 0 3年第 5期 第二章 利率政策传导效应研究的文献综述 响物价的作用”这一观点的人物和学派主要有魏克塞尔和瑞典学派，其具体观 点概述如下: 1 、魏克塞尔的累积过程论 魏克塞尔认为:中央银行在扩大或收紧银根时，将首先影响商业银行的准 备金的 增减， 而商业银行则将根据其准备金的多少来调整具体的存贷利率，从 而引 起货币 市场利率 (i )的变动。在货币市场利率与自 然利率开始一致的情况 下，货币市场利率的变动将引起二者的不一致，而二者的差异又将引起居民储 蓄的增减和企业投资量的调整，从而影响物价水平。其传导机制为: 央行收紧银根一商业银行准备金 鑫 一货币市场利率t 货币市场利率 自 然利率一居民储蓄 t ，企业投资l 一般物价水平 l 2 、瑞典学派 瑞典学派认为物价的波动不是直接与货币量相连的，而是与利率变化紧密 相关的，该学派遵循了魏克塞尔的基本思想，并在后者研究的基础上予以了进 一步的完善.其认为利率影响物价主要有两个传导渠道: ( 1 ) 利率通过影响公众的收入及其分配，从而从 “ 购买力”上来影响物价 水平. ( 2 ) 利率通过影响生产资源的再分配和商品的供给，从消费品、投资品的 总量及结构上影响物价水平。 通过上文对利率作用于 “ 产出”和 “ 物价” 传导机制研究成果的梳理，不 难看出，利率政策影响国民经济和一般物价水平的传导渠道并不是单一的，而 是多 种途径加总的一个 “ 多维” 传导渠道组，因此利率对产出、物价作用的综 合效果究竟如何，依赖于各传导渠道的“ 畅通程度”的加总效应。 2 . 1 . 2 国外关于利率政策非对称效应的研究 2 0世纪 2 0年代以前，西方国家一直认为货币政策效果具有完美的对称 性。 然而 “ 大萧条”时期，扩张性货币政策对产出增长几乎没有正向作用的现 实，使得西方后来的经济学者们普遍认同了货币政策作用存在非对称效应 ( a s y m m e t ri c e ff e c t o f m o n e t a ry p o l i c y ) ， 即 在 进行宏 观 经 济调 控时， 紧 缩性 货 币政策与扩张性货币政策的效果具有明显的非对称性。2 0世纪 8 0年代以来， 许多西方经济学者对货币政策效应的非对称性问题进行了大量研究，并开始对 第二章 利率政策传导效应研究的文献综述 这一非对称效应进行相应的实证研究: d e l o n g 而指数值的减小对产出的影响较小并不具有统计上的显著性。同一时期， p .g a n b a l d i ( 1 9 9 3 ) 3 对利率变动的冲击效应也进行了实证和理论研究， 不过他选 用的因变量是 “ 就业水平” ，即将利率变动对就业的影响进行了研究，其研究发 现紧缩性利率政策能显著地对就业产生抑制作用 ( 即产生了就业抑制效应) ，而 扩张性利率政策却并没有有效地刺激就业增加。截至 1 9 9 3年，西方经济学者 仅将 “ 产出”和 “ 就业”水平作为了利率冲击的作用对象，并未将 “ 物价水平” 作为研究对象考察 利率 冲击的 非对称效应。 直到 1 9 % 年， g e o r g i o s k a r r a s 除了 将利率冲击非对称效应的研究范围扩展到其他国家之外，还将物价水平作为了 . d e l o n g , j . b r a d f o r d 随着货币政策的实施，紧缩性政策 抑制处于上升状态，而扩张性政策体现出一定的波动性;紧缩性和扩张性的非 对称性在 8个月以后体现得比 较充分;总体来看，紧缩性政策从一开始就起到 了平稳经济增长的作用，并在 3 -9个月期间达到作用的高峰状态，紧缩性政 策的作用和非对称性可以持续 1 2个月左右。在对实际利率作用的非对称效果 进行实证检验之后， 刘金全接着对解释 “ 货币 政策非对称效果”的有关理论进 行了阐述，并指出这些理论解释大都是导致我国经济运行出现货币政策非对称 1 刘金全: 货币 政策作用的 有效性和非对称性研究【 月 ， 管理世界2 0 0 2年第 3期 第二章 利率政策传导效应研究的文献综述 性的共性原因.刘金全对利率冲击的非对称性所做的实证研究可以说是我国学 术界的首例， 但其在选用被解释变量时， 仅运用了实际 g d p增长率的指标， 并 未对实际利率变量对我国物价水平的冲击做出相应的非对称性检验和研究。 石柱鲜、邓创 ( 2 0 0 5 )选取了 1 9 % 年第 1季度至 2 0 0 5年第 1季度的 季度样本数据，利用状态空间模型， 对我国的自 然利率进行了定量估计，并基 于我国自 然利率的估计值和实际利率缺口的计算结果，对我国货币政策的紧缩 和扩张状态进行度量和描述当实际利率高于自然利率时，对应的货币政策 是紧缩性的，反之则为扩张性的。随后， 运用在货币 政策效应估计中应用较广 泛的向 量自 回归( v a r ) 技术 和 脉冲一响 应( i m p u l s e - re s p o n s e ) 分 析， 建立了 实 际利率缺口、 g d p偏移率和通货膨胀率之间的向量自 回归模型，并利用脉冲一 响应函数模拟了 g d p偏移率与通货膨胀对紧缩与扩张性货币政策冲击的动态 反应，以此来检验我国货币政策产出和价格效应的非对称性，结果表明:从货 币政策的非对称效应来看 ( 无论是产出效应还是价格效应) ，我国的货币政策均 存在明显的非对称性紧缩性货币政策的产出效应明显大于扩张性货币政策 的产出效应，对产出的影响也更为持久，而紧缩性货币政策对价格的影响却远 没有扩张性货币政策深远，即与扩张性货币政策相比，我国紧缩性货币政策具 有较强的产出效应和较弱的价格效应。石柱鲜、邓创的研究为我们在以“ 利率” 为研究对象进行货币政策非对称效果检验时，提供了另外一种思路，其从自 然 利率与实际利率二者利差的角度， 对紧缩性和扩张性的货币政策进行了新的定 义; 除了 选用 g d p变量做被解释变量之外， 同时也考察了扩张性和紧缩性政策 对物价水平具有的非对称冲击效果。这可以说是对刘金全 ( 2 0 0 2 )研究的基础 上做出的更为全面的实证研究。 综合刘金全 ( 2 0 0 2 )和石柱鲜、邓创 ( 2 0 0 5 )关于利率变量对经济冲击非 对称性效果的研究，可以发现:与国外现有研究成果相比，其在计量方法的运 用上尚显单一;在解释我国货币政策效果具有非对称性时，只是较笼统地西方 学术界归纳出的导致货币 政策非对称效应的原因多数也是导致我国货币 政策非 对称效应的原因，并未结合我国的实际情况进行具体的逻辑解释。这两个方面 存在的欠缺为本文对利率政策传导非对称效应的研究留下了继续的空间。 i 石柱 鲜、 邓创: 基于自 然 利 率的 货币 政 策 效 应非 对 称 性 研究 【 月 ， 中 国 软 科 学 2 0 0 ， 年 第，期 第三章 中国利率政策非 对称效应的实证 第三章中国利率政策非对称效应的实证 为全面考察我国的利率政策效应，本章将在对利率政策总体效果的实证分 析上， 进一步运用自 回归分布滞后 ( a d l )模型和向量自 回归 ( v a r )模型下 的方差分解以 及脉冲响 应函数 ( i r f ) 等计量方法， 对利率政策是否存在 “ 非对 称效应” ，在多大程度上具有这种效应予以计量检验。 3 . 1 基本研究思路与变量选取 3 . 1 . 1 实证研究的基本思路 本文将代表总体经济情况的产出、物价变量和利率变量进行有关的检验和 回归、拟合，以此考察我国利率政策传导对经济作用的总体效果;借鉴现有国 内外的对货币政策非对称效果进行实证研究的方法，考察利率对经济作用效果 的是否存在非对称性是正向冲击大于负向冲击，还是负向冲击大于正向冲 击，或是正向冲击与负向冲击效果相当。 本文首先对产出、 物价变量与利率变量之间的关系进行全方位的检验和研 究;在第三章的研究中，对构成产出变量值的居民消费、投资、净出口等变量 与利率变量之间的关系进行有关的实证检验。 3 . 1 . 2 变量的选取与数据处理 3 . 1 . 2 . 1 模型变量的选取 1 .变量的 选取与说明: 为检验我国利率政策效应大小， 即考察利率变化 ( 或 利率冲击) 对总体经济产生的影响如何，本文拟采用国内生产总值 ( g d p ) 和 居民 消费价格指数 ( c p i ) 分别作为总体经济情况的 产出代表量和物价代表量， 并将二者作为因变量:同时选择一年期存款利率和一年期贷款利率作为解释变 量。 对利率变量值得说明的一点是:由 于我国对利率实行管制，官方公布的利 率是名义利率，且始终由中央银行决定，因此本文在引用利率变量时，考虑的 不是名义利率，而是经过通胀调整所得的实际利率。 第三章 中国利率政策非对称效应的实证 2 . 样本数据的获取: 由于本文在进行计量经济学模型检验时， 将涉及到变量 的滞后期值，且有可能滞后期较长，这样将减少实际样本数据，因此本文将选 择 g d p 、居民消费物价指数 ( c p i ) 、利率的季度数据，以扩展样本容量，故样 本区间 为 1 9 9 3 . 1 , 2 0 0 7 . 1 1 ，即1 4年间的5 6个季度观测数据. 所查得的数据 来源于中 经网 数据库 ( w w w .d b .c e i .g o v .c n ) . 中国 统计 年鉴 、 中国 金融年鉴 及 中国人民 银行统计季报 。 3 . 1 . 2 . 2 变量数据的预处理 1 .变量的变形: 为将物价变动的因素考虑进来， 我们对因变量和解释变量均 采用实际值的 形式， 即因变量采用实际 g d p . 解释变量采用实际存款利率 r i d 和实际 贷款利率 r i l . 2 . 变量数据的处理季节调整。 由于在建模时选取的是宏观经济变量的季 度数据， 为消除季节趋势， 所涉及到含有季节因素的宏观经济变量运用 e vie w s 软件进行了季节调整. 3 . 2利率政策效应的实证研究 3 . 2 . 1 实证研究步骤 1 . 利 用格兰 杰因 果 检验 ( g r a n g e r 检验) ， 对相关变量之间的因 果关系进行 判定: 2 . 对变量时序数据进行平稳性检验 ( a d f检验) ; 3 . 运用自 回归分布滞后模型 ( 即 a d l模型) ，检验利率传导是否具有非对 称效应; 4 . 利用 v a r模型，同样对利率政策的效应进行检验，以进一步验证 a d l 模型检验中所得到的检验结果。 3 . 2 . 2 对我国利率政策效应的实证分析 3 . 2 . 2 . 1 对我国利率冲击的总体效果的实证检验 1 、对有关变量时序数据的 “ a d f单位根检验” 第三章 中国利率政策非对称效应的实证 通过对实际 g d p增长率( y g ) 与实际存款利率( r i d ) 、 实际贷款利率( r i l ) 分别进行的“ 相关性检验” ，检验结果表明 r i d与 y g的相关度高于 r i l与 y g的相关度， 因此在本章对利率传导效果的实证研究中， 将采用实际存款利率 来作为“ 利率变量” 的 代表 ( 以r i 来表示) 。 以实际利率 ( r i ) 为例， 通过序列运动轨迹可以看出 ( 如图 2 - 2 - 1 所示) ， r i 序列含有截距项 ( c ) ， 但不含趋势项 ( t ) ， 经过反复比较， 当选择滞后阶数 2 阶时 a i c和 s c值最小，此时 a d f检验的统计值为一1 3 7 6 8 9 ，大于显著性 水平 1 0 % 下的临界值 一 2 .6 0 1 3 ， 表示不能拒绝存在单位根的原假设，即 r i 是非 平稳的。 抽:，101. 图2 - 2 - 1 进一步对 r i 求一阶差分， 记为 d r i ， 从其运动轨迹图( 图 2 - 2 - 2 )中可见 差分后的序列同样含有截距项 ( c ) ， 且不含趋势项 ( t ) ，经过反复比较得到滞后 阶数为 3时 a i c和 s c值最小，此时 a d f检验的统计值为- 4 . 2 6 0 4 2 5 ，明显 小于显著性水平 1 0 %下的临界值一 2 .6 0 3 0 ，这表明在显著性水平 1 0 %上拒绝原 假设，即 d r i 是平稳的，即 r i 经过一阶差分后达到平稳。 第三章 中国利率政策非对称效应的实证 0 o. 图 2 - 2 - 2 表 2 - 2 - 1全部变量的 a d f检验结果列表 变量a d f值( c , t , p )1愉界值变量 a d f值( c , t , p )ir, 界值 r i- 2 . 1 3 7 6 8 9( c , 0 , 2 ) - 2 . 6 0 1 3 巾今中 dri一 2 6 0 4 2 5( c , 0 , 3 ) 一 6 0 3 0 * * yg- 1 . 8 8 2 0 8 2( c , 0 , 2 ) - 2 . 6 0 1 3 * dyg- 4 . 8 6 6 8 9 6( c , 0 . 1 )- 3 . 5 8 5 0 * c p i- 2 . 3 4 9 5 1 2( c , 0 , 3 )- 2 . 6 0 2 1 *巾 dcp i一 9 8 9 4 7 7( c , 0 , 3 ) - 3 . 5 8 8 9 * 注: 气 .*、.* 分别表示在 1 %, 5 %, 1 0 %的显著水平上拒绝原假设，接受变量时序 数据平稳的备则假设。 上述单位根检验结果 ( 表 2 - 2 - 1 )显示: r i , y g , c p i时序数据非平稳， 而各自 的一阶差分均平稳，这表明上述三个变量均属于一阶单整，即 r i , y g , c p i - i ( 1 ) o 2 、 变量之间的相关系数检验 相关系数矩阵 因 变 量 自变量 yg c p i r i- 0 . 2 2 5 1 8 8一 a9 3 6 8 5 4 第三章 中国利率政策非对称效应的实证 3 , g r a n g e r 因 果 检验: 通 过对由 于 d r i , d y g , d c p i -i ( 0 ) ， 三者的时序 数据均是平稳的，故可以 对其进行 g r a n g e r因果检验，检验结果表明: 利率变 量是实际 g d p增长率和居民 物价指数的 g r a n g e r 成因 ( 见表 2 - 2 - 2 ) . 表2 - 2 - 2 g r a n g e r因 果 检 验结 果列 表 p a i r w i s e g r a n g e r c a u s a l i t y t e s t s s a m p l e : 1 9 9 3 : 1 2 0 0 7 : 1 n u l l h y p o t h e s i s : f - s t a t i s t i c p r o b a b i l i t y d r d o e s n o t g r a n g e r c a u s e d c p i 2 . 9 9 7 1 00 . 0 5 0 1 1 d c p i d o e s n o t g r a n g e r c a u s e d r i 2 . 8 9 9 2 8 0 . 0 6 6 71 n u l l h y p o t h e s i s : f - s t a t i s t i c p r o b a b i l i t y d y g d o e s n o t g r a n g e r c a u s e d r i 3 . 9 7 5 8 10 . 0 1 4 9 4 d r i d o e s n o t g r a n g e r c a u s e d y g 3 . 7 8 8 2 40 . 0 1 8 2 3 4 、 运用 “ e - g两步法” 对我国 利率政策的长期效果的考察 由于上述三个变量均为一阶单整，即具有同阶单整性，因此可进行协整检 验， 本文拟分两步对其进行检验: 运用“ e - g两步法” 分别对 r i 与 y g , r i 与 c p i 之间分别是否具有协整关系，进行检验。 首先， 对 g d p与 r i 进行 o l s估计，其回归估计结果如下: y g=8 . 5 6 4 2 -0 . 1 1 8 7 * r i 。 ( 2 . 2 .4 ) 其残差序列e t = y g t 一 ( 8 . 5 6 4 2 -0 . 1 1 8 7 * r i t ) e 然后， 对残差序列e t 进行平稳性检验:若e t 是平稳的， 则 y o与r i 之间 具有协整关系，反之则不具有。 对上述回归方程 ( 2 .2 .4 )的残差序列进行 a d f 单位根检验，其结果如下: 变量检验类型 adf临界值临界值ia界值结论 ( c ,t ,p )检 验 值( a = 1 %) ( a = 5 % ) ( a = 1 0 %) e t ( c , 0 , 3 ) 一 6 8 9 7- 3 . 5 8 5 0- 2 . 9 2 8 6- 2 . 6 0 2 1e t平稳 由 于e t 的a d f检验值小于显著水平为 1 %的临界值，故e t 在 1 %的显著 水平下是平稳的， 这意味着 y g与 r i 之间具有协整关系， 且回归方程 ( 2 . 2 .4 ) 为一致估计予以 采用。 按相同的检验方法， 对 r i 与 c p i 进行检验，其二者拟 合的结果如下: c p i = 1 0 5 . 3 8 0 4 -1 . 4 1 3 2 * r l . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . ( 2 . 2 . 5 ) 第三章 中国利率政策非对称效应的实证 回归方程 ( 2 .2 .5 )的 残差序列非平稳 ( 其平稳性的检验结果如下表) ，这说 明 r i 与 c p i 之间并不具有协整关系，回归方程 ( 2 .2 . 5 )为非一致估计，不能 予以采用。 3 . 2 . 2 . 2 对我国利率冲击非对称效应的实证检验 1 .运用 a d l模型对我国利率冲击非对称效应的实证检验 ( 1 )模型的设定 这里借鉴 c o v e r ( 1 9 9 2 )和 k a r r a s ( 1 9 9 6 )在进行货币政策效果非对称性 研究时取得成果，并结合中国的具体情况进行分析，根据所选取的经济变量建 模如下: 方程 1 利率方程: n v甲 巩= a o + 乞a , i r,- , + 乞a ,r y r- ; 十 乞a ,0 c p i,- , + u , ( 2 .2 .6 ) 其 中 我 们 透 取 一 年 对 荐 款 利 率 于 毛 装 利 率 变 量i r t ; 实 际g d p 的 同 比 增 长 率 代表 产出 增长 率， 用yt表示; c p i 表示同比 居民 消费 价格指 数( 即上 年=1 0 0 ) : u i 表示利率的扰动。 方程 2 -产出方程: 万 = 几十 艺屏y ,- ; + 艺( 对ir p ,_ , + 声 介 抓 ) 十 方 程3 =- - 物 价 方-o : c p i , = 0 o + 艺b ,0 c p i ,y + 艺( b ir p - 十 b ,- ir n ,- , ) + , 其 中 ， 正 负 莉 率 冲 击 分 另 u ll 义 为 : ( 2 . 2 . 7 ) ( 2 . 2 . 8 ) 正向 利率 冲击 ( p o s i t i v e i n t e re s t - r a t e s h o c k ) : i r p ; = m a x ( u i ,0 ) 负向 利率 冲击( n e g a t i v e i n t e r e s t - r a t e s h o c k ) : i rn i = m i n ( u i , 0 ) ( 2 )实证研究步骤 在模型设 定以 后， 首 先用普 通最 小二乘法( o l s ) 对利率方 程进行回归， 得到 残差项， 然后计算出正负利率冲击序列。将正负利率冲击序列分别带入产出方 程和物价方程中，最后对回归估计出的方程系数运用 “ w a l d检验” 进行如下 5 种相关假设检验: 检验所有正向 冲击的系数都等于。 ; 检验所有负向 冲击的系数都等于 0 ; 检验正向冲击的系数之和等于 。 ; 检验负向冲击的系数之和等于 0 第三章 中国利率政策非对称效应的实证 检验正负冲击的系数之和相等。 ( 3 )实证检验结果 按照上述实证分析的思路和步骤，我们首先需要确定 a d l模型中的滞后 阶数，经过综合考虑，本文将滞后阶数确定为 4阶 ( 由于本文采用的是变量的 季度数据， 故 4阶即 滞后一年) ， 接着我们对利率方程进行 o l s回归， 为了使 被估计的利率方程的 误差项为白 噪声，本文建模过程中 通过 “ 逐步消除法” ，把 那些在 1 0 %显著水平下不满足 t 检验的变量逐步删除， 将满足 t 检验的变量 予以保留，其最终所得的方程回归结果为: r i = 7 . 9 4 5 1 - - 0 . 8 6 1 9 1 * r i ( - 1 ) -0 .0 1 9 3 1 * y g ( - 3 ) -0 . 9 9 0 1 * c p i +0 . 9 1 4 4 * c p i ( - 1 ) t = ( 4 . 0 6 6 8 ) ( 3 0 . 0 5 2 2 ) ( - 1 . 7 4 2 2 ) ( - 2 7 . 2 8 2 4 ) ( 2 3 . 7 8 3 6 ) r - s q u a re d = 0 . 9 9 6 5 , a d j u s t e d r - s q u a r e d -0. 9 9 6 2 . d u r b i n - w a t s o n s t a t = 1 . 9 8 2 2 f - s t a t i s t i c - 2 8 7 8 .4 3 4 , p r o b ( f - s t a t i s t i c ) =0 .0 0 0 0 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . ( 2 .2 . 9 ) 根据上述回归方程形成的残差序列计算出相应的利率正、负向冲击序列， 带入产出方程， 并利用w a ld 检验方法对产出方程各系数进行相关的“ 约束检验气 首先从滞后2 阶开始 ( 即滞后半年) ，分别考察滞后阶数依次增加时利率正、负 向冲击的效果，以期观察其动态变化，经过w a ld 检验，当选择滞后阶数为2 阶 时， 利率的正、 负向 冲击均不显著， 且并未呈现出“ 非对称性” ， 但从3 阶开始， 利率冲击效果及非对称性逐渐呈现，并形成一个 “ 效果逐渐明显，而后冲击效 果又逐步减退的趋势” 。 零假设滞后3 期滞后4 期 x 2 统 计 值p概率x 2 统计值 p概率 片 二 0 , d , 5 . 4 0 1 6 3 60 . 3 2 5 7 41 2 . 8 2 5 6 20 . 0 4 7 8 5 6 * * 库 = 0 , v , 3 . 6 5 9 8 2 00 . 3 9 8 5 22 . 1 6 8 9 5 30 . 7 8 5 9 8 5 艺6 ; = 0 2 . 0 0 1 2 6 80 . 1 7 1 2 4 58 . 9 5 6 2 4 30 . 0 0 2 8 9 5 * e,6 ,- = 0 0 . 8 6 7 3 3 70 . 3 5 4