自然利率作為“利率錨”的政策效應實證分析

王楠

本文以2008年至2019年一季度我國銀行間市場加權平均利率為樣本，運用狀態(tài)空間模型和Kalman濾波法對我國的自然利率進行測算，并運用VAR模型分析自然利率作為利率錨的貨幣政策效果。實證結果顯示：樣本期我國自然利率呈現(xiàn)先升后降趨勢，且利率變動對產(chǎn)出水平和通脹率的沖擊分別有6個和5個季度的滯后期，逆周期調(diào)控效果在滯后期之后才逐漸顯現(xiàn)。因此建議采取措施優(yōu)化我國利率傳導機制，以期縮短利率政策的滯后期。

利率政策是貨幣政策體系的重要內(nèi)容，其核心問題是如何確定一個合理的利率目標才能有效地實現(xiàn)物價的穩(wěn)定和經(jīng)濟產(chǎn)出的增長？而自然利率或許可以為市場利率的制定提供有價值的參考，可作為評價貨幣政策的基準。自然利率最早由19世紀末瑞典經(jīng)濟學家威克塞爾提出，是指假設所有價格具有充分彈性，令總需求與總供給永遠相等時的利率水平。Woodford（2003）以新凱恩斯主義理論為基礎，提出自然利率是經(jīng)濟不存在價格粘性條件下穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟所對應的實際利率。目前，針對中國的自然利率含義、指標選取、估計方法等仍在探索中。本文擬通過測算我國自然利率，并檢驗其貨幣政策價值，期望為利率政策尋找基準利率提供參考；同時基于實際利率與自然利率的缺口，對利率政策效果進行實證分析。

一、文獻綜述

（一）國外關于自然利率測算的研究

自然利率并不是一個可以直接觀測的變量。運用已有文獻對自然利率的測算方法進行分類：一是時間序列計量法。新古典宏觀經(jīng)濟學派以及凱恩斯主義理論認為，可以通過計算實際利率在經(jīng)濟周期內(nèi)的平均值來估計自然利率。如Browne和Everett（2005）、Hamilton et al.（2015）等人通過簡單算術平均值對主要發(fā)達經(jīng)濟體的自然利率進行了估算。二是基于金融市場方法。通過對金融市場利率數(shù)據(jù)的研究估算自然利率。Giammarioli和Valla（2004）提出基于資本資產(chǎn)定價模型估計自然利率的方法，認為自然利率是使消費者資產(chǎn)配置達到最優(yōu)的實際利率。三是基于經(jīng)濟學模型方法。運用產(chǎn)出、利率、通貨膨脹等要素之間的關系構建經(jīng)濟學模型，利用計量分析方法估計自然利率。Andres et al.（2009）、Goldby et al.（2015）等考慮了參數(shù)的先驗分布特征，并根據(jù)貝葉斯原理對參數(shù)進行事后估計和修正，用DSGE方法對英國、歐元區(qū)等經(jīng)濟體的自然利率進行了估計。

（二）國內(nèi)學者的探索

李宏瑾、蘇乃芳（2016）構建狀態(tài)空間模型對中國的自然利率進行了估算，樣本期內(nèi)中國自然利率均值約為2.5%左右。李寧（2017）利用我國金融機構加權貸款利率，基于狀態(tài)空間模型測算了2008年金融危機以來的自然利率，自然利率總體上緩慢下降。高歌，張鵬等（2017）利用動態(tài)隨機一般均衡模型框架（DSGE模型），測定中國的自然利率在2013年之前呈階段性上升趨勢，但2013年之后，自然利率水平開始不斷下降。姚翔，張偉進，王鳳旺（2019）構建具有永久性趨勢沖擊和風險偏好沖擊的動態(tài)隨機一般均衡模型測算中國自然利率水平，樣本期間均值約為1%，波動區(qū)間為±8%，2008年之后均值為2.08%，并未像一些發(fā)達經(jīng)濟體那樣出現(xiàn)顯著下降趨勢，可將自然利率作為政策利率之錨，以政策利率為基礎構建利率調(diào)控框架。

二、自然利率測算

（一）建立模型

根據(jù)自然利率定義知道，自然利率是非觀測變量，而狀態(tài)空間模型的Kalman濾波法可以用來估計非觀測變量，因此近年來該方法應用較為廣泛。本文建立基于新凱恩斯動態(tài)供需理論的狀態(tài)空間模型，并對潛在產(chǎn)出和自然利率進行聯(lián)合估計。

上式中Yt代表產(chǎn)出，Yt*為潛在產(chǎn)出，Rt為剔除物價因素的實際利率，Rt*為自然利率，a1、a2、a3為待估系數(shù)，ε1、ε2、ε3、ε4、ε5為隨機擾動。Πt表示通貨膨脹率，Xt表示供給沖擊，gt 為潛在產(chǎn)出增長率。b1、b2、b3為待估系數(shù)。（1）和（2）式分別表示IS曲線和總供給曲線，（1）式左邊表示產(chǎn)出缺口，由自身滯后值和利率缺口決定。（2）式表示通脹率由自身滯后值、產(chǎn)出缺口、供給沖擊共同決定。（1）和（2）式構成為狀態(tài)空間模型的觀測方程，（3）—（6）式構成狀態(tài)方程。

（二）數(shù)據(jù)說明

樣本期自2008年第一季度至2019年第一季度，共45個季度觀測值，數(shù)據(jù)均需經(jīng)過季節(jié)調(diào)整。

Yt：用季度實際GDP的對數(shù)衡量產(chǎn)出水平。從國家統(tǒng)計局網(wǎng)站可獲得名義GDP的季度累計值，以及CPI的月度環(huán)比指數(shù)。通過簡單計算可得到季度名義GDP。根據(jù)CPI的月度環(huán)比指數(shù)算出某年定基價格指數(shù)，取本季度最后一月的定基指數(shù)代表本季度的定基價格指數(shù)。季度實際GDPt=季度名義GDPt/季度CPIt定基指數(shù)。

Πt：使用消費者價格指數(shù)（CPIt）度量價格水平， Πt= （CPIt- CPIt-1）/ CPIt-1。根據(jù)國家統(tǒng)計局官方公開統(tǒng)計資料能獲得月度環(huán)比通脹率，可計算出定基價格指數(shù)時序數(shù)據(jù)，季度通脹率為本季度最后一個月相對于上季度最后一個月的CPI變化率。

Rt：用實際貨幣市場利率表示實際利率水平。從Wind數(shù)據(jù)庫獲得銀行間同業(yè)拆借加權平均利率的當月值，本季度名義利率為本季度各月利率的算術平均值，減去通脹率Πt得到季度實際利率。

Xt：以工業(yè)生產(chǎn)購進價格衡量的通貨膨脹Πm根據(jù)工業(yè)生產(chǎn)者購進價格指數(shù)計算，由于（2）式中的變量均以變化率來表示，若以Ptm表示工業(yè)生產(chǎn)者購進價格水平，則相對價格Ptm/CPIt的變化率Xt，可表示成： Xt= Πtm-Πt。

（三）單位根檢驗

為了避免偽回歸問題，狀態(tài)空間模型要求變量是平穩(wěn)的，因此，首先需對4個可觀測變量：Yt、Rt、Πt 、Xt進行單位根檢驗，以判斷變量的平穩(wěn)性檢驗。

從檢驗結果來看，在5%的水平下，Yt、Rt、Πt 、Xt這4個變量都是平穩(wěn)的。為了避免偽回歸，應通過協(xié)整檢驗來判斷他們是否存在長期穩(wěn)定的關系，經(jīng)檢驗，存在長期穩(wěn)定關系，檢驗過程略。

（四）模型估計結果

對（1）—（6）式用Kalman濾波法進行估計，估計結果如下：

對產(chǎn)出Y和通脹率Π的估計值與實際值擬合的殘差序列進行統(tǒng)計檢驗，均值為0，序列不相關，通過單位根檢驗，殘差序列平穩(wěn)，因此，模型對產(chǎn)出Y和通脹率Π的估計值與實際值擬合較好。系數(shù)估計結果顯示，各系數(shù)值的絕對值均小于1，說明模型估計是收斂的，其中a3為負數(shù)，說明產(chǎn)出缺口與利率缺口是負相關關系，b3為正數(shù)，表示產(chǎn)出缺口和通脹率是正相關的。

如表3和圖1測算結果所示，2008年第一季度至2019年第一季度期間，我國自然利率在1.3%—2.3%之間波動。其中，2009年經(jīng)濟危機和之后經(jīng)濟刺激計劃的實施，經(jīng)濟增長回升、潛在產(chǎn)出增加，自然利率開始快速上升。2014年第三季度成為分水嶺，由于經(jīng)濟下行，潛在產(chǎn)出下降，自然利率開始回落。

實際利率與自然利率間的利率缺口變動情況（RGAP=

R-R*）更能動態(tài)反映貨幣政策實際松緊狀況。2008年第一季度至2019年第一季度期間，有22個季度利率缺口為正，期間貨幣政策偏緊縮。有23個季度利率缺口為負，期間貨幣政策較為寬松?？傮w來看，實際利率圍繞自然利率平穩(wěn)上下波動，側面驗證了我國貨幣政策的動態(tài)穩(wěn)健中性特征。

圖2? 利率缺口圍繞0上下波動

經(jīng)濟危機后的2009年至2011年，貨幣政策較為寬松，利率缺口出現(xiàn)負值的情況。隨后在2012年至2015年的貨幣政策有所收緊，利率缺口為正。在2015、2016兩年偏寬松政策實施后，利率缺口為負。自2017年以來，由于經(jīng)濟下行壓力增大，自然利率隨之下降較多，利率缺口重回正值，這段時期各類經(jīng)濟體特別是居民個人、民營和小微企業(yè)的信貸需求受到了一定抑制。2018年下半年開始加大金融供給側結構性改革，鼓勵加大對民營、小微、制造業(yè)等重點領域的信貸金融支持，實體經(jīng)濟融資規(guī)模顯著上升，2018年第三季度至2019年第一季度，實際利率再次低于自然利率，利率缺口重回負值。

三、自然利率對貨幣政策的指導意義分析

（一）因果關系檢驗

首先，需對利率缺口、產(chǎn)出缺口、通貨膨脹率三變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表4，利率缺口RGAP是產(chǎn)出缺口YGAP的原因，而產(chǎn)出缺口不是利率缺口的原因；通脹率Π和利率缺口RGAP是互為因果的關系；通脹率Π是產(chǎn)出缺口YGAP的原因，產(chǎn)出缺口不是通脹率的原因。

上述變量間的因果關系，顯示出其背后的貨幣政策傳導機制，即貨幣供應量變動引起利率變動，從而引起投資需求的變動，間接引起產(chǎn)出的變動；貨幣供應量直接引起通貨膨脹的變動，而通貨膨脹的變化又引起實際利率的變化，由于短期內(nèi)自然利率不變，則引起利率缺口的變化。

（二）VAR模型分析

對YGAP、RGAP、Π三變量建立VAR模型，根據(jù)滯后階數(shù)標準的檢驗結果，模型滯后期選擇2。VAR模型顯示的三個方程見表5，表中YGAP、Π、RGAP分別是三個方程的因變量，第2至4列數(shù)據(jù)表示各子方程中因變量（第1列）的系數(shù)。模型特征根均落在單位圓內(nèi)，建立的模型是穩(wěn)定的。

產(chǎn)出缺口YGAP方程中，因變量Π的一階、二階滯后項的系數(shù)大于0，表示通脹率對產(chǎn)出缺口的影響是同方向的，即前兩期通脹率增大時，當期實際產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出，產(chǎn)出缺口增大，反之產(chǎn)出缺口減小。因變量RGAP的一階、二階滯后項的系數(shù)小于0，表示前兩期利率缺口對當期產(chǎn)出缺口YGAP的影響是反方向的，即當利率缺口增大時（實際利率高于自然利率），當期產(chǎn)出小于潛在產(chǎn)出，產(chǎn)出缺口減小，反之產(chǎn)出缺口增大。

通脹率Π方程中，由前述因果關系檢驗得知，產(chǎn)出缺口作為因變量應剔除，因此只考察利率缺口的影響，滯后一階利率缺口RGAP（-1）的系數(shù)大于0，說明前一期利率大于自然利率時，當期通脹率增大；滯后二階利率缺口RGAP（-2）的系數(shù)小于0，說明前兩期利率大于自然利率時，當期通脹率減小，從數(shù)值上來看，影響程度剛好抵消前一期利率變動的影響。

利率缺口RGAP方程顯示了通脹率對利率缺口的影響。滯后一階通脹率Π（-1）的系數(shù)小于0，說明前一期通脹水平增大時，當期利率缺口減??；滯后二階通脹率Π（-2）的系數(shù)大于0，說明前兩期通脹水平增大時，當期利率缺口增大，從數(shù)值上來看，影響程度剛好抵消前一期通脹率變動的影響。

（三）脈沖響應

通過觀察產(chǎn)出缺口對利率缺口變動的脈沖響應，可知道利率缺口的變動對產(chǎn)出缺口的沖擊方向，以及沖擊作用隨著時間的變化情況。同樣地，本文還分析利率缺口變動對通脹率的作用。這些分析能夠幫助找出利率缺口在控制通脹水平和經(jīng)濟增長方面的作用規(guī)律。

圖3左邊顯示來自利率缺口的沖擊對產(chǎn)出缺口的影響從長期來看是正負交替變化的，并逐漸衰減至0。在給利率缺口RGAP一個正向變動（即提高實際利率，并高于自然利率，使利率缺口為正）的沖擊之后，第一季度并沒有對產(chǎn)出產(chǎn)生影響，到第二季度影響為負方向，即產(chǎn)出減小。沖擊之后的第三季度產(chǎn)出恢復，第四到第六季度產(chǎn)出增加，并在第四季度（即沖擊后的1年）的影響最大。從第七季度開始到第十四季度的影響為負方向，第十期負向沖擊最大，在此期間利率上升引起投資需求減小，從而引起產(chǎn)出下降，產(chǎn)出缺口減小。第十五季度逐漸衰減，至第二十三季度（大約是沖擊之后的第六年）影響幾乎消失?？梢姡收叩漠a(chǎn)出效應有約6個季度的滯后期。

圖3右邊顯示利率缺口的沖擊對通脹率的影響。從長期來看，也是正負交替變化的，不過短期內(nèi)以正的影響為主。提高利率水平至自然利率之上，給利率缺口一個正向的變動沖擊之后，同樣第一季度通脹率并沒有響應，到第二季度顯示出對通脹率較大的正向促進作用，至第五季度之前都是正向促進的。到第六季度正向影響開始變成負向的，直至第十二季度，在此期間，通脹率減小，即提高利率后的1年半至3年期間，顯示出貨幣政策的緊縮效果，通脹率下降。第十三季度至十九季度，影響又變?yōu)檎绊懥Χ戎饾u減弱，至第二十季度（沖擊之后的第五年），利率變動的沖擊作用幾乎消失。可見，利率政策的通脹調(diào)控效應有5個季度的滯后期。

因此，利率變動沖擊對產(chǎn)出水平和通脹率的影響有一定的滯后時間，分別是6個季度和5個季度，在滯后期內(nèi)利率變動的影響并不能實現(xiàn)貨幣政策預期效果。當經(jīng)濟下行時，央行通過貨幣政策引導市場利率下降，利率缺口減小，在市場利率下降之后的5至6個季度內(nèi)，經(jīng)濟熱度不增反減，經(jīng)濟增速下降，通脹率下降，在1年半之后，政策的寬松效果才開始顯現(xiàn)，經(jīng)濟增速上升，通脹率上升，且這種寬松的政策效果將持續(xù)3到4年。

以降低利率應對經(jīng)濟下行為例，對1年半左右滯后期期間經(jīng)濟熱度不增反減的解釋可能是：一是實體經(jīng)濟投資主體對政策理解和反應不及時，引起一定的政策傳導時滯；二是實體經(jīng)濟投資主體理解了央行政策意圖，因此預期將來借貸成本下降更多，會推遲向銀行借貸，推遲投資，引起投資需求短期內(nèi)不升反降，這屬于實體經(jīng)濟對政策理解滯后前提下的過度反應。

從利率政策制定角度來看，選擇自然利率作為錨，有助于理解和制定貨幣政策、預測決策。通過逆勢調(diào)節(jié)利率缺口大小，可以實現(xiàn)經(jīng)濟增長穩(wěn)定和物價穩(wěn)定的目標。即在經(jīng)濟下行（低迷）時，下調(diào)利率缺口，在經(jīng)濟上行（過熱）時，上調(diào)利率缺口，實現(xiàn)經(jīng)濟增長接近潛在產(chǎn)出和物價穩(wěn)定的調(diào)控目標。

四、結論

自然利率走勢能夠反映宏觀經(jīng)濟運行狀況。2018年第一季度至2019年第一季度期間，我國自然利率在1.3%—2.3%之間波動，2014年第三季度為分水嶺，之前逐漸上升，之后呈下滑態(tài)勢；樣本期有22個季度利率缺口為正，23個季度利率缺口為負。總體來看，我國實行了動態(tài)穩(wěn)健中性的貨幣政策。2018年下半年開始加大金融供給側結構性改革，鼓勵加大對民營、小微、制造業(yè)等重點領域的信貸金融支持，實體經(jīng)濟融資環(huán)境顯著改善，2018年第三季度和2019年第一季度，實際利率低于自然利率，利率缺口為負。

本文實證還表明，利率缺口可作為利率調(diào)控的中介變量。實際利率和自然利率之間的利率缺口可作為制定政策利率水平的參照物，通過逆勢調(diào)節(jié)利率缺口大小，實現(xiàn)經(jīng)濟增長穩(wěn)定和物價穩(wěn)定的目標。即在經(jīng)濟下行（低迷）時，調(diào)降利率缺口，在經(jīng)濟上行（過熱）時，調(diào)升利率缺口，實現(xiàn)經(jīng)濟增長接近潛在產(chǎn)出和物價穩(wěn)定的調(diào)控目標。但是在樣本期內(nèi)利率政策傳導效應具有5至6個季度即1年半左右的滯后期，反映出樣本期利率傳導機制還不夠順暢，應采取措施優(yōu)化我國利率傳導機制，縮短利率傳導滯后期。

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作者單位：江蘇省聯(lián)合征信有限公司，中級經(jīng)濟師。