利率政策環(huán)境與央行貨幣政策選擇

摘 要：央行的貨幣政策實(shí)施受貨幣政策環(huán)境制約，特別是實(shí)施價(jià)格型貨幣政策時(shí)，在不同的利率環(huán)境下央行可能選擇不同的利率調(diào)控模式。為此，通過(guò)構(gòu)建門(mén)限回歸模型對(duì)貨幣政策調(diào)控模式與利率區(qū)制的相依性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在不同的利率區(qū)制內(nèi)中央銀行的政策偏好和利率調(diào)控模式存在顯著差異。在高利率區(qū)制，中央銀行存在針對(duì)產(chǎn)出缺口調(diào)整名義利率的政策偏好；在低利率區(qū)制，中央銀行則不存在這種政策偏好，低利率環(huán)境下貨幣政策效應(yīng)弱化甚至失效是導(dǎo)致此區(qū)制中央銀行不針對(duì)產(chǎn)出缺口調(diào)整利率的主要原因。

關(guān)鍵詞： 門(mén)限模型；利率區(qū)制；貨幣政策；調(diào)控模式

中圖分類(lèi)號(hào)：F064文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A文章編號(hào)：1003-7217（2018）05-0002-06

一、引 言

中央銀行為保持經(jīng)濟(jì)適度增長(zhǎng)，物價(jià)水平穩(wěn)定，往往針對(duì)產(chǎn)出缺口和通脹貨膨缺口實(shí)施反周期的貨幣政策調(diào)控。當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出，通貨膨脹高于目標(biāo)通脹時(shí)，央行往往采取調(diào)高名義利率的緊縮性貨幣政策；當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出低于潛在產(chǎn)出，通貨膨脹低于目標(biāo)通脹時(shí)，央行則實(shí)施調(diào)低名義利率的擴(kuò)張性貨幣政策。但上述中央銀行的政策偏好和貨幣政策調(diào)控模式可能受到貨幣政策執(zhí)行環(huán)境的制約，特別是在低利率時(shí)期，中央銀行實(shí)施擴(kuò)張性的價(jià)格型貨幣政策的空間受限，此時(shí)，中央銀行的政策偏好及調(diào)控模式勢(shì)必作出調(diào)整?，F(xiàn)階段，中國(guó)利率水平正處于較低水平，經(jīng)濟(jì)也面臨結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，在此背景下，本文考察中國(guó)中央銀行的利率調(diào)控模式與利率政策環(huán)境之間的關(guān)聯(lián)，以期給出央行貨幣政策調(diào)控模式與利率區(qū)制之間存在相依性的相關(guān)證據(jù)。

盡管研究貨幣政策調(diào)控模式轉(zhuǎn)變的相關(guān)文獻(xiàn)已不鮮見(jiàn)，但考察貨幣政策調(diào)控模式與利率區(qū)制之間相依性的文章并不多。主要原因在于，中國(guó)名義利率在過(guò)去的大部分時(shí)期處于較高水平，并未面臨擴(kuò)張性貨幣政策調(diào)控空間受限的困境。因此，利率環(huán)境對(duì)貨幣政策的實(shí)施并未出現(xiàn)明顯的硬約束。但現(xiàn)階段，抑制國(guó)際金融危機(jī)的寬松貨幣政策導(dǎo)致名義利率水平持續(xù)走低，利率環(huán)境逐漸成為擴(kuò)張性貨幣政策實(shí)施的硬約束[1-4]。因此，美國(guó)、日本等國(guó)央行紛紛出臺(tái)量化寬松貨幣政策應(yīng)對(duì)傳統(tǒng)利率政策在低利率區(qū)制效應(yīng)弱化的困境①。Mendes和Berriel （2015）認(rèn)為“流動(dòng)性陷阱”的存在以及利率零下限的剛性約束導(dǎo)致低利率區(qū)制利率政策效應(yīng)弱化，傳統(tǒng)的利率政策規(guī)則很難實(shí)現(xiàn)預(yù)定的調(diào)控目標(biāo)，因此，無(wú)論是中央銀行的政策偏好，還是貨幣政策規(guī)則在低利率區(qū)制均面臨著調(diào)整的動(dòng)機(jī)[4]。Belke和Klose （2013）通過(guò)構(gòu)建包含通貨膨脹預(yù)期、實(shí)際利率及潛在產(chǎn)出的狀態(tài)空間模型，發(fā)現(xiàn)美聯(lián)儲(chǔ)和歐盟央行的貨幣政策調(diào)控模式在金融危機(jī)前后發(fā)生了顯著變化[5]。劉利 （1999）通過(guò)對(duì)銀行存貸款基準(zhǔn)利率下調(diào)對(duì)投資及消費(fèi)的拉動(dòng)效應(yīng)，以及對(duì)貨幣流動(dòng)性、商業(yè)銀行的存款總額和居民預(yù)期收入的趨勢(shì)進(jìn)行分析后，認(rèn)為中國(guó)存在陷入流動(dòng)性陷阱的可能[6]。陳湛勻 （2001）研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)利率杠桿對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控并未取得預(yù)期效應(yīng)，因此認(rèn)為利率可能陷入流動(dòng)性陷阱[7]。戴國(guó)強(qiáng) （2017）認(rèn)為長(zhǎng)期寬松的貨幣政策、貨幣和物價(jià)幻覺(jué)等是導(dǎo)致現(xiàn)階段利率陷入流動(dòng)性陷阱的主要原因[8]。

盡管和美國(guó)以及日本等中央銀行相比，中國(guó)央行面臨的貨幣政策環(huán)境似乎要好一些，名義利率仍然具有一定的下調(diào)空間，但美國(guó)次貸危機(jī)以來(lái)，中國(guó)中央銀行多次下調(diào)商業(yè)銀行存貸款基準(zhǔn)利率，目前繼續(xù)下調(diào)利率的空間有限，低利率環(huán)境下的流動(dòng)性陷阱將導(dǎo)致傳統(tǒng)貨幣政策效應(yīng)弱化，致使中國(guó)中央銀行同樣面臨著貨幣政策調(diào)控模式的重新選擇。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)貨幣政策調(diào)控模式，特別是泰勒規(guī)則的研究文獻(xiàn)已相對(duì)較多，并經(jīng)歷了如下幾個(gè)研究歷程的轉(zhuǎn)變。一是由后顧型[9]向前瞻型泰勒規(guī)則的轉(zhuǎn)變[10]；二是由通脹缺口與產(chǎn)出缺口雙目標(biāo)的泰勒規(guī)則向引入?yún)R率、房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)等資產(chǎn)價(jià)格的多目標(biāo)泰勒規(guī)則的轉(zhuǎn)變[11-13]；三是由線(xiàn)性泰勒規(guī)則向非線(xiàn)性泰勒規(guī)則的轉(zhuǎn)變，特別是近年來(lái)，大量文獻(xiàn)采用門(mén)限模型、馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型等非線(xiàn)性模型考察央行偏好及貨幣政策調(diào)控模式的非對(duì)稱(chēng)性。如中國(guó)人民銀行營(yíng)業(yè)管理部課題組以通貨膨脹為閾值變量、歐陽(yáng)志剛和王世杰 （2009）分別以經(jīng)濟(jì)增速和通貨膨脹率為閾值變量，構(gòu)建了LSTR模型對(duì)中國(guó)貨幣政策規(guī)則進(jìn)行了擬合，均發(fā)現(xiàn)中國(guó)中央銀行偏好和貨幣政策規(guī)則存在非對(duì)稱(chēng)的特征[14，15]。鄭挺國(guó)和劉金全 （2010）通過(guò)構(gòu)建具有時(shí)變通脹目標(biāo)的馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移泰勒規(guī)則模型，對(duì)中央銀行的貨幣政策操作模式進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國(guó)中央銀行的貨幣政策操作可分為惰性和活性?xún)蓚€(gè)區(qū)制[16]。在惰性區(qū)制，利率對(duì)通脹缺口和產(chǎn)出缺口的變動(dòng)不敏感；而在活性區(qū)制，利率能夠?qū)ν浫笨诤彤a(chǎn)出缺口的變動(dòng)作出實(shí)時(shí)調(diào)整，反周期的貨幣政策調(diào)控機(jī)制能夠縮小通脹缺口，因此是穩(wěn)定的貨幣政策規(guī)則。盡管上述文獻(xiàn)對(duì)中國(guó)中央銀行的貨幣政策調(diào)控模式、利率調(diào)控平滑傾向、資產(chǎn)價(jià)格異常波動(dòng)的關(guān)注以及利率調(diào)控的非對(duì)稱(chēng)性等進(jìn)行了深入研究，但考慮現(xiàn)階段中國(guó)中央銀行面臨著全新的貨幣政策環(huán)境，本文通過(guò)構(gòu)建門(mén)限回歸模型考察中央銀行偏好及調(diào)控模式與利率區(qū)制的相依性。

二、泰勒規(guī)則與利率區(qū)制的相依性設(shè)定

盡管理論上講，在中央銀行的偏好為對(duì)稱(chēng)的，總供給曲線(xiàn)為線(xiàn)性的條件下，最小化福利損失得到的一階條件是名義利率關(guān)于通脹缺口和產(chǎn)出缺口的線(xiàn)性函數(shù)，中央銀行按照上述規(guī)則實(shí)施利率政策能實(shí)現(xiàn)央行福利最大化，但考慮到利率頻繁調(diào)整會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)參與者對(duì)央行利率調(diào)控的預(yù)期難度加大，同時(shí)貨幣政策效應(yīng)的時(shí)滯及菜單成本的存在將導(dǎo)致央行貨幣政策的執(zhí)行成本增加。因此，在具體的實(shí)施過(guò)程中，央行往往在規(guī)則型貨幣政策和相機(jī)抉擇型貨幣政策中進(jìn)行一個(gè)權(quán)衡，即在實(shí)施中往往帶有一定的利率平滑傾向：

考慮到在低利率區(qū)制，利率流動(dòng)性陷阱的存在可能導(dǎo)致貨幣政策效應(yīng)弱化，因此，中央銀行實(shí)施降低利率的擴(kuò)張性貨幣政策的意愿會(huì)削弱，即在低利率區(qū)制中央銀行的政策偏好可能發(fā)生改變，此時(shí)對(duì)稱(chēng)的二次損失函數(shù)不再適用于刻畫(huà)中央銀行的福利損失。同時(shí)低利率環(huán)境下利率下調(diào)的剛性約束也是導(dǎo)致中央銀行貨幣政策調(diào)控模式發(fā)生改變的直接原因。綜上所述，在低利率環(huán)境下，式 （1） 刻畫(huà)的中央銀行利率調(diào)控規(guī)則不能真正捕捉到真實(shí)的短期利率調(diào)整路徑。

考慮到不同利率區(qū)制中央銀行的利率調(diào)控模式可能存在差異，為此，構(gòu)建以利率作為門(mén)限變量，包含k個(gè)區(qū)制的門(mén)限泰勒規(guī)則模型測(cè)度上述差異，具體的模型形式可表示為：

為測(cè)度不同的利率區(qū)制中央銀行政策偏好及貨幣政策調(diào)控模式的差異，將名義利率設(shè)定為式（3）的門(mén)限變量。

三、泰勒規(guī)則與利率區(qū)制的相依性檢驗(yàn)

（一） 數(shù)據(jù)處理

考慮到自2007年起，隔夜拆借交易量占總拆借交易量的50%，并長(zhǎng)期維持在80%左右，因此，與其他期限的拆借利率相比，隔夜拆借利率更能體現(xiàn)我國(guó)央行的政策意圖，因此，選擇隔夜拆借利率作為名義利率Rt的代理變量。另外考慮到央行在1998年以前的貨幣政策調(diào)控中，對(duì)同業(yè)拆借利率的考慮非常少（事實(shí)上，當(dāng)時(shí)各省都有自己的拆借市場(chǎng)，90年代初期和中期還一度出現(xiàn)亂拆借，此時(shí)的貨幣政策調(diào)控規(guī)模管理是主渠道），因此，數(shù)據(jù)起止時(shí)期選擇1998年1季度至2017年第4季度。季度同業(yè)拆借利率根據(jù)隔夜銀行間同業(yè)拆借月度加權(quán)平均利率及各月度交易量占季度交易量的比重進(jìn)行加權(quán)平均獲得。

基于當(dāng)季GDP同比實(shí)際增速和2000年的名義GDP，計(jì)算實(shí)際季度GDP （2000年為基期），在此基礎(chǔ)上測(cè)算產(chǎn)出缺口。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，產(chǎn)出缺口測(cè)算方法與劉金全和張小宇 （2015）[17]相同。

（二） 模型線(xiàn)性檢驗(yàn)

為考察門(mén)限模型是否能夠更好地?cái)M合中國(guó)名義利率的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，需要對(duì)門(mén)限回歸模型進(jìn)行線(xiàn)性檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)不同利率區(qū)制中國(guó)中央銀行的政策偏好及貨幣政策調(diào)控模式是否存在顯著差異。門(mén)限變量st選擇隔夜、7天期、15～20天期以及1月期銀行間同業(yè)拆借利率，分別計(jì)算Davies （1987）[18]和Hansen （1996）[19]構(gòu)建的SupLMs以及Andrews和Ploberger（1994）[20]構(gòu)建的ExpLMs和AveLMs等標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。同時(shí)，為避免因模型存在異方差導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)功效降低，本文還采用穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)方法對(duì)模型進(jìn)行門(mén)限效應(yīng)檢驗(yàn)，分別計(jì)算SupLM、ExpLM和AveLM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)無(wú)論是隔夜、7天期、15～20天期，還是1月期銀行間同業(yè)拆借利率作為門(mén)限變量，無(wú)論是標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗(yàn)還是穩(wěn)健LM檢驗(yàn)，均能在10%的顯著性水平下拒絕模型不存在門(mén)限效應(yīng)的原假設(shè)。特別是當(dāng)隔夜拆借利率作為門(mén)限變量時(shí)，無(wú)論是基于Davies （1987）[18]和Hansen （1996）[19]構(gòu)建的SupLMs檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，亦或是基于Andrews和Ploberger （1994）[20]構(gòu)建的ExpLMs和AveLMs等標(biāo)準(zhǔn)的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，還是適合異方差的穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，均能拒絕原假設(shè)，表明在不同的利率區(qū)制中國(guó)中央銀行的政策偏好和貨幣政策調(diào)控模式的確存在顯著差異。

盡管當(dāng)隔夜、7天期、15～20天期和1月期銀行間同業(yè)拆借利率作為門(mén)限變量，均在傳統(tǒng)的顯著性水平下拒絕了泰勒規(guī)則模型為線(xiàn)性的原假設(shè)，但考慮到與7天期、15～20天期和1月期銀行間同業(yè)拆借利率作為門(mén)限變量相比，隔夜同業(yè)拆借利率作為門(mén)限變量時(shí)，對(duì)應(yīng)檢驗(yàn)均具有最小的顯著性概率，因此，本文構(gòu)建的門(mén)限模型最終選擇隔夜拆借利率作為門(mén)限變量，見(jiàn)表1。

Hansen （1999）[21]以及Bai和Perron （2003）[22]建議若檢驗(yàn)?zāi)Ｐ痛嬖谝粋€(gè)門(mén)限值，應(yīng)通過(guò)構(gòu)建F（2|1）統(tǒng)計(jì)量確定門(mén)限的個(gè)數(shù)，即檢驗(yàn)在包含一個(gè)門(mén)限值的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)是否存在兩個(gè)門(mén)限值，對(duì)應(yīng)的原假設(shè)為在包含一個(gè)門(mén)限的條件下，不再存在第二個(gè)門(mén)限。若接受原假設(shè)認(rèn)為包含單門(mén)限，否則認(rèn)為包含雙門(mén)限，并進(jìn)一步檢驗(yàn)F（3|2），檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠癜齻€(gè)門(mén)限值，依此類(lèi)推可確定模型的門(mén)限個(gè)數(shù)。Hansen （1999）[21]給出了通過(guò)構(gòu)建偽F統(tǒng)計(jì)量確定面板門(mén)限模型門(mén)限個(gè)數(shù)的方法，并通過(guò)Bootstrap的方法確定檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的臨界值和顯著性概率。Bai和Perron （2003）[22]則給出橫截面數(shù)據(jù)或時(shí)間序列數(shù)據(jù)的門(mén)限回歸模型的門(mén)限個(gè)數(shù)檢驗(yàn)方法，通過(guò)對(duì)F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行按比例的縮放，構(gòu)建Scaled F統(tǒng)計(jì)量對(duì)門(mén)限回歸模型的門(mén)限個(gè)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，并通過(guò)隨機(jī)模擬的方法給出了對(duì)應(yīng)10%、5%和1%顯著性水平下的臨界值，本文按照Bai和Perron （2003）[22]的方法計(jì)算了相應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，見(jiàn)表2。

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，F(xiàn)（2|1）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于1%顯著性水平下的臨界值，表明在1%的顯著性水平下，拒絕了模型在包含一個(gè)門(mén)限的條件下，不包含第二個(gè)門(mén)限的原假設(shè)，表明模型至少存在兩個(gè)門(mén)限。因此，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮诎瑑蓚€(gè)門(mén)限的條件下，不包含三個(gè)門(mén)限的原假設(shè)。F（3|2）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平下的臨界值，表明5%的顯著性水平下，不能拒絕模型在包含兩個(gè)門(mén)限的條件下，不包含第三個(gè)門(mén)限的原假設(shè)。因此，意味著本文構(gòu)建的泰勒規(guī)則模型僅包含兩個(gè)門(mén)限值，即三區(qū)制門(mén)限泰勒規(guī)則模型更適合描述和捕捉中國(guó)中央銀行的利率調(diào)控機(jī)制。

（三） 門(mén)限泰勒規(guī)則模型的參數(shù)估計(jì)

按照門(mén)限效應(yīng)及區(qū)制個(gè)數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果，本文對(duì)門(mén)限泰勒規(guī)則模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，門(mén)限變量選擇隔夜銀行間同業(yè)拆借利率，門(mén)限參數(shù)的估計(jì)值分別為2.0160%和3.0021%。按照門(mén)限值將模型分為三個(gè)區(qū)制，即低利率區(qū)制”（r1d<2.0160%）、中利率區(qū)制（2.0160%≤r1d<3.0021%） 和高利率區(qū)制 （r1d≥3.0021%）。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3可以看出，在低利率區(qū)制，參數(shù)β1顯著并且為正，表明當(dāng)通貨膨脹高于目標(biāo)通貨膨脹時(shí)，央行將調(diào)高利率；否則當(dāng)通貨膨脹出現(xiàn)負(fù)向缺口時(shí)，中央銀行將調(diào)低利率，意味著此區(qū)制中央銀行存在明顯的規(guī)避價(jià)格通脹偏好。參數(shù)λ1不顯著，表明在此區(qū)制內(nèi)中央銀行并未針對(duì)產(chǎn)出缺口調(diào)整名義利率，主要是因?yàn)榇藚^(qū)制名義利率已經(jīng)偏低，考慮到可能存在的流動(dòng)性陷阱，此時(shí)利率政策的實(shí)際效應(yīng)將被大幅弱化，因此，在此區(qū)制內(nèi)執(zhí)行規(guī)則型貨幣政策的意愿降低。

在中利率區(qū)制，參數(shù)λ2在10%的顯著性水平下顯著，表明在此區(qū)制內(nèi)，央行將根據(jù)產(chǎn)出缺口實(shí)時(shí)調(diào)整利率。并且由于參數(shù)λ2的估計(jì)值大于0，表明此區(qū)制對(duì)應(yīng)的是穩(wěn)定的貨幣政策規(guī)則。中央銀行實(shí)施的是反周期的貨幣政策，即出現(xiàn)正的產(chǎn)出缺口時(shí)，中央銀行將調(diào)高名義利率，進(jìn)而導(dǎo)致實(shí)際利率的上調(diào)，這將抑制總需求，導(dǎo)致產(chǎn)出缺口的收窄。同理當(dāng)出現(xiàn)負(fù)的產(chǎn)出缺口時(shí)，中央銀行調(diào)低名義利率將導(dǎo)致實(shí)際利率的下調(diào)，這將刺激總需求，同樣導(dǎo)致產(chǎn)出缺口的收窄。上述貨幣政策操作將保證實(shí)際產(chǎn)出圍繞潛在產(chǎn)出小幅波動(dòng)，不會(huì)出現(xiàn)大幅偏離。而此區(qū)制利率對(duì)通脹缺口的調(diào)整參數(shù)不顯著，表明此區(qū)制中央銀行在執(zhí)行貨幣政策時(shí)并不關(guān)注通貨膨脹，表明此區(qū)制中國(guó)中央銀行存在明顯的規(guī)避經(jīng)濟(jì)收縮偏好，但不存在規(guī)避價(jià)格通脹偏好 [17]。

在高利率區(qū)制，參數(shù)β3和λ3均在1%的顯著性水平下顯著，但需要說(shuō)明的是，此區(qū)制名義利率對(duì)產(chǎn)出缺口和通脹缺口的調(diào)整參數(shù)估計(jì)值均為負(fù)數(shù)，表明此區(qū)制中央銀行實(shí)施的是順周期調(diào)控。事實(shí)上本文估計(jì)的高利率區(qū)制主要位于1998-2000年，即樣本初始時(shí)期 （見(jiàn)圖1）。1992年，鄧小平“南巡講話(huà)”以及中共十四大的召開(kāi)等一系列政策利好導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過(guò)熱增長(zhǎng)的跡象，與此同時(shí)伴隨著嚴(yán)重的通貨膨脹。在此背景下，一系列緊縮性貨幣政策被用于抑制經(jīng)濟(jì)過(guò)熱增長(zhǎng)，并取得明顯成效，中國(guó)經(jīng)濟(jì)成功實(shí)現(xiàn)了軟著陸。在1998-2000年，通脹和產(chǎn)出甚至出現(xiàn)了負(fù)向缺口，盡管央行在此期間也實(shí)施了擴(kuò)張性的貨幣政策，但考慮到政策的連貫性，避免產(chǎn)出和通脹重新出現(xiàn)過(guò)熱反彈，央行并未實(shí)施過(guò)于激進(jìn)的擴(kuò)張性貨幣政策，這是導(dǎo)致此區(qū)制央行實(shí)施順周期調(diào)控的主要原因。同時(shí)我們還注意到，在本文的樣本初始階段，中國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)還是以貨幣供應(yīng)量為主，利率作為貨幣政策中介目標(biāo)的參考比重不大，貨幣政策處于相機(jī)抉擇型向規(guī)則型貨幣政策轉(zhuǎn)換的特殊時(shí)期，利率規(guī)則性程度不高也是導(dǎo)致此時(shí)期中國(guó)貨幣政策采取順周期調(diào)控的主要原因[23]。

四、結(jié)論及啟示

考慮到利率流動(dòng)性陷阱可能導(dǎo)致貨幣政策的實(shí)際效應(yīng)弱化，進(jìn)而導(dǎo)致中央銀行在不同利率區(qū)制存在偏好及貨幣政策調(diào)控模式上的差異，本文在線(xiàn)性檢驗(yàn)和區(qū)制個(gè)數(shù)設(shè)定檢驗(yàn)基礎(chǔ)上構(gòu)建了三區(qū)制門(mén)限模型，考察了中央銀行在低利率區(qū)制、中利率區(qū)制和高利率區(qū)制的偏好差異，得到如下主要結(jié)論：

1.與線(xiàn)性泰勒規(guī)則模型相比，門(mén)限泰勒規(guī)則模型能夠更好地描述中央銀行的貨幣政策操作。通過(guò)對(duì)泰勒規(guī)則模型進(jìn)行門(mén)限效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果表明：基于銀行間同業(yè)拆借利率測(cè)度的短期利率作為門(mén)限變量，相應(yīng)的模型均發(fā)現(xiàn)中國(guó)貨幣政策規(guī)則存在門(mén)限效應(yīng)的證據(jù)。進(jìn)一步對(duì)門(mén)限個(gè)數(shù)進(jìn)行設(shè)定檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：包含低利率區(qū)制、中利率區(qū)制和高利率區(qū)制的三區(qū)制門(mén)限泰勒規(guī)則模型更適合用于描述和捕捉中國(guó)名義利率的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。與線(xiàn)性泰勒規(guī)則模型相比，三區(qū)制門(mén)限泰勒規(guī)則模型測(cè)度擬合優(yōu)度的可決系數(shù)更高，擾動(dòng)項(xiàng)的方差估計(jì)值更小，表明與線(xiàn)性泰勒規(guī)則模型相比，三區(qū)制門(mén)限泰勒規(guī)則模型更適合捕捉和刻畫(huà)中國(guó)中央銀行的貨幣政策操作。

2.本文將基于隔夜銀行間同業(yè)拆借利率作為門(mén)限變量，估計(jì)了門(mén)限泰勒規(guī)則模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)中央銀行在低利率區(qū)制、中利率區(qū)制和高利率區(qū)制的政策偏好及貨幣政策調(diào)控模式存在顯著差異。在低利率區(qū)制，中央銀行不存在針對(duì)產(chǎn)出缺口調(diào)整名義利率的政策偏好，利率流動(dòng)性陷阱使得貨幣政策效應(yīng)弱化甚至失效是導(dǎo)致此區(qū)制名義利率對(duì)產(chǎn)出缺口調(diào)整參數(shù)不顯著的主要原因。盡管在高利率區(qū)制，中國(guó)中央銀行存在顯著地針對(duì)產(chǎn)出缺口調(diào)整利率的政策偏好，但由于此區(qū)制利率對(duì)產(chǎn)出缺口的調(diào)整參數(shù)顯著為負(fù)，表明中國(guó)中央銀行在高利率區(qū)制存在明顯的順周期調(diào)控偏好。

3.上述實(shí)證研究結(jié)果表明，由于現(xiàn)階段中國(guó)利率處于較低水平，利率流動(dòng)性陷阱導(dǎo)致的貨幣政策效應(yīng)弱化，致使中央銀行不會(huì)針對(duì)目前的產(chǎn)出下行壓力采取過(guò)于激進(jìn)的貨幣政策，這與央行2018年第一季度貨幣政策執(zhí)行報(bào)告中的“保持政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，實(shí)施好穩(wěn)健中性的貨幣政策”的表態(tài)相一致。

注釋?zhuān)?/p>

① 盡管自2016年以來(lái)美國(guó)聯(lián)邦基金利率觸底反彈，并步入上升通道，截至到2018年5月，聯(lián)邦基金利率已提升至1.7%，但與金融危機(jī)前的5%左右的歷史水平相比，仍處于相對(duì)較低水平。常規(guī)貨幣政策實(shí)施仍然受到一定的約束和限制。

參考文獻(xiàn)：

[1] Krugman P. Thinking about the liquidity trap[J]. Journal of the Japanese and International Economies， 2000， 14（4）： 221-237.

[2] Hamilton J D，J C Wu. The effectiveness of alternative monetary policy tools in a zero lower bound environment[J]. Journal of Money， Credit and Banking， 2012， 44（1）： 3-46.

[3] Mendes A G， T C Berriel. Central bank balance sheet， liquidity trap， and quantitative easing[R]. Textos Para Discussāo， 2015.

[4] Rakshit M. Financial crisis and liquidity trap some theoretical and policy perspectives[R]. Springer India， 2016.

[5] Belke A， J Klose. Modifying taylor reaction functions in the presence of the zero lower bound-evidence for the ECB and the fed[J]. Economic Modelling， 2013， 35： 515-527.

[6] 劉利. 我國(guó)經(jīng)濟(jì)是否出現(xiàn)了“流動(dòng)性陷阱”[J]. 國(guó)際金融研究， 1999，（10）： 50-55.

[7] 陳湛勻. 由“流動(dòng)性陷阱”看我國(guó)利率杠桿的運(yùn)用[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2001 （2）： 38-42.

[8] 戴國(guó)強(qiáng).中國(guó)貨幣政策緣何陷入“流動(dòng)性陷阱”[J]. 人民論壇， 2017 （4）： 70-72.

[9] 謝平， 羅雄. 泰勒規(guī)則及其在中國(guó)貨幣政策中的檢驗(yàn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2002（3）： 3-12.

[10]張屹山， 張代強(qiáng). 前瞻性貨幣政策反應(yīng)函數(shù)在我國(guó)貨幣政策中的檢驗(yàn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2007（3）： 20-32.

[11]Bernanke B ， M Gertler. Should central banks respond to movements in asset prices？[J]. The American Economic Review， 2001， 91（2）： 253-257.

[12]印重， 劉金全， 張小宇. 包含金融穩(wěn)定因素的貨幣政策規(guī)則研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究， 2016（2）： 1-19.

[13]譚政勛， 王聰. 房?jī)r(jià)波動(dòng)、貨幣政策立場(chǎng)識(shí)別及其反應(yīng)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2015（1）： 67-83.

[14]中國(guó)人民銀行營(yíng)業(yè)管理部課題組. 非線(xiàn)性泰勒規(guī)則在我國(guó)貨幣政策操作中的實(shí)證研究[J]. 金融研究， 2009（12）： 30-44.

[15]歐陽(yáng)志剛， 王世杰. 我國(guó)貨幣政策對(duì)通貨膨脹與產(chǎn)出的非對(duì)稱(chēng)反應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2009（9）： 27-38.

[16]鄭挺國(guó)， 劉金全. 區(qū)制轉(zhuǎn)移形式的“泰勒規(guī)則”及其在中國(guó)貨幣政策中的應(yīng)用[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2010（3）： 40-52.

[17]劉金全， 張小宇. 中央銀行規(guī)避經(jīng)濟(jì)收縮和通脹偏好的模式與途徑研究[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2015 （12）： 29-40.

[18]Davies R B. Hypothesis testing when a nuisance parameter is present only under the alternative[J]. Biometrika， 1987， 74（1）： 33-43.

[19]Hansen B E. Inference when a nuisance parameter is not identified under the null hypothesis[J]. Econometrica， 1996， 64（2）： 413-430.

[20]Andrews D W K， W Ploberger. Optimal tests when a nuisance narameter is present only under the alternative[J]. Econometrica， 1994， 62（2）： 1383-1414.

[21]Hansen B E. Threshold efects in non-dynamic panels： estimation， testing， and inference[J]. Journal of Econometrics， 1999， 93（2）： 345-368.

[22]Bai J， P Perron. Critical values for nultiple structural change tests[J]. Econometrics Journal， 2003， 6（1）： 72-78.

[23]杜玉蘭，劉倩倩.人民幣外匯市場(chǎng)壓力與貨幣政策關(guān)系實(shí)證分析[J].商業(yè)研究，2017（3）：28-34.

（責(zé)任編輯：寧曉青）