基于状态空间模型的我国均衡利率测度研究

摘 要：我国自上世纪90年代开始利率市场化改革以来，至今已初步形成利率市场化的基本格局。文章回顾了我国利率市场化改革的历史进程，并利用状态空间模型（State Space Model）对我国的均衡利率水平进行了测度。实证结果表明，在1996年第一季度至2015年第四季度的样本空间内，我国均衡利率水平均高于基准名义利率，且前者较后者的波动更为频繁。

关键词：利率市场化 均衡利率 状态空间模型

中图分类号：F830 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2017）06-025-03

一、我国利率市场化改革的历史沿革

我国利率市场化改革的总体思路是分两步走，先进行货币市场和债券市场的利率市场化改革，再推进存、贷款的利率市场化改革。其改革进程大致可分为三个阶段：

（一）第一阶段（1993—1997年）：银行间市场的利率市场化改革

1993年，党的十四届三中全会首次提出“利率市场化改革”的基本设想，并在党的十四大报告中对我国利率市场化改革的长远目标进行了明确阐述。而后，在1996年召开的全国金融工作会议上，“利率市场化”的概念第一次正式出现在了国家文件中，会议指出“要按照利率市场化要求逐步改革利率管理体制。”我国自此迈出了利率市场化改革的第一步。

在这一阶段，利率市场化的实质性改革主要体现在以下三个方面：首先，针对银行间同业拆借市场的利率市场化改革。全国统一同业拆借市场始建于1996年6月，在该市场上人民银行取消对于同业拆借利率的上限限制，拆借双方可根据市场上的资金供求状况，自主协商确定拆借利率；其次，针对国债市场的利率市场化改革。财政部于1996年在证券交易所平台上实现了国债的市场化发行，其发行方式主要包括三种，即利率招标、收益率招标以及划款期招标；再次，针对现券交易市场和银行间债券回购市场的利率市场化改革。1997年6月，经人民银行批准，各家商业银行持有的国债、政策性金融债和央行融资券可以在银行间进行回购和买卖。次年，国家开发银行和中国进出口银行分别采取市场化方式进行了金融债券发行。1999年10月，财政部第一次采用利率招标的方式，在银行间债券市场上发行国债。在这一阶段，我国已初步实现银行间市场的利率市场化、政策性金融债发行利率的市场化以及国债发行利率的市场化。

（二）第二阶段（1998—2004年）：存款利率实行上限管制，贷款利率实行下限管制

对于人民币贷款利率的市场化改革，1999年4月1日中国人民银行颁布《人民币利率管理规定》，首次从法律角度明确规定，允许金融机构拥有一定的利率制定权。此后，在2003年召开的党的十六届三中全会上，通过了《关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》，其中明确指出要“稳步推进利率市场化，建立健全由市场供求决定的利率形成机制，中央银行通过运用货币政策工具引导市场利率”，这是我国利率市场化改革的基本纲领和主要目标。中国人民银行于同年2月发布《2002年中国货币政策执行报告》，该报告详细阐释了我国利率市场化改革的具体目标和总体思路。前者为“逐步建立由市场供求决定金融机构存、贷款利率水平的利率形成机制，中央银行通过运用货币政策工具调控和引导市场利率，使市场机制在金融资源配置中发挥主导作用。”后者为“先外币、后本币；先贷款、后存款；先长期、大额，后短期、小额。”2004年10月，中国人民银行全面取消金融机构人民币贷款利率的上浮限制，不再设定浮动上限。

对于人民币存款利率的市场化改革，1999年10月中国人民银行规定，中资商业银行对中资保险公司试办5年以上（不含5年）、3000万元以上的长期大额协议存款，存款利率可由双方协商确定。2002年2月和12月，该种协议存款的存款人范围先后两次扩大。与此同时，2002年初中国人民银行选择8家农村信用社作为试点，允许其人民币存款利率的最大波动幅度为30%，至此人民币存款利率只管上限的改革目标已初步完成。实际上，这一阶段存款利率管上限、贷款利率管下限的主要目的是为了保护金融机构的合理利润水平，防止恶性价格竞争。

（三）第三阶段（2005年至今）：取消人民币贷款利率的下限管制，并逐步推进人民币存款利率市场化

2005年，中国人民银行允许房贷利率以基准利率为基础上下浮动10%，结束了我国长期以来对人民币贷款利率实行下限管制的历史。同時，中国人民银行于同年3月完全放开金融机构之间的同业存款利率，并大幅降低超额准备金率。随后中国人民银行规定自2005年9月21日起商业银行可自主确定人民币存款的计息方式，这一历史性突破对于我国人民币存款利率的市场化改革具有深远意义。另外，2007年1月4日上海银行间同业拆借利率（SHIBOR）正式上线运行，这是我国利率市场化改革进程中的又一里程碑。SHIBOR赋予金融机构自主定价的权限，将体制内、外的资金融通过程融为一体，扩大了基准利率的市场使用范围，同时提高了中国人民银行利用再贴现、公开市场业务等货币政策工具对宏观经济的调控能力，为我国商业银行的股份制改造奠定了坚实基础。

综上所述，中国人民银行通过不断地探索和尝试，使得我国货币市场和债券市场已完全实现利率市场化，虽然人民币存、贷款利率仍存在一定程度的管制，但我国已经具备具有一定弹性的利率形成机制，基本形成利率市场化格局。

二、我国均衡利率水平的统计测度

（一）模型设定

1936年，凯恩斯提出“利率流动性偏好理论”，该理论认为利息是货币持有者在一定时期内放弃流动性而获得的报酬，因此利率是其为持有风险资产，而放弃具有完全流动性的资产所必须支付的价格。该理论认为利率水平的高低取决于货币供给与货币需求两者数量的对比，即强调货币因素在利率决定中的作用。如图1所示，货币供给曲线与货币需求曲线之间的交点E所对应的利率水平r*即为均衡利率。若均衡利率r*低于市场利率，则表明存在超额货币需求。若均衡利率r*高于市场利率，则表明存在超额货币供给。

均衡利率由货币供给和货币需求两个因素共同决定，是一个不可观测变量。计量经济学文献估计此类不可观测经济变量时，通常采用状态空间模型（State Space Model）。本文借鉴王婉芬和李宝庆（2013）的理论模型，但与之不同的是，本文认为除了王婉芬和李宝庆（2013）指出收入水平、通货膨胀、均衡利率与名义利率之间的缺口以及随机因素等将影响货币需求以外，人们的心理活动和主观意志，特别是对未来经济形势的预期也是影响货币需求的重要因素。若公众预期利率下降，则公众将减持现金，转而购入有价证券以便日后获得资本溢价收益，这意味着货币需求将下降。相反地，若公众预期利率上升，则公众将增持现金，出售有价证券以规避日后可能出现的资本损失，这意味着货币需求将上升。基于此，本文将均衡利率与名义利率之间的缺口、收入水平、预期通货膨胀率等经济变量作为货币需求的决定因素，即

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

其中，MDt表示t期的货币需求，r*t表示t期的均衡利率水平，rt表示t期的名义利率水平，Yt表示t期的收入水平，πet表示t期的预期通货膨胀率，ε1t表示t期的随机扰动项。

根据定义，均衡利率是货币供给与货币需求两者相等时的利率水平，因此还需将货币市场均衡条件引入模型中，即

MDt=MSt（2）

其中，MSt表示t期的货币供给。

假定不可观测变量均衡利率服从以下自回归过程：

r*t=C（5）r*t-1+ε2t（3）

其中，ε2t表示t期的随机扰动项。至此，本文用于测度均衡利率水平的状态空间模型已构建完成，其中方程（1）和方程（2）为信号方程，方程（3）为状态转移方程。

（二）数据处理

本文在进行均衡利率测度时，选取1996年第一季度至2005年第四季度作为样本区间。上述状态空间模型的变量选择和数据处理过程如下：（1）收入水平（Yt）选取国内生产总值（GDP）的季度数据，并分三个步骤进行了处理：首先进行价格调整；其次，考虑到季节性因素，利用CensusX-12季节调整方法进行季节调整；第三，对经过前两步处理后的GDP数据进行对数化处理，以保证与名义利率（rt）等相对量纲变量相一致，表示为LNGDP。（2）预期通货膨胀率（πet）基于消费价格指数（CPI）得到。先以CPI上年同季价格为基期的指数减去100，得到当期通货膨胀率；再利用静态预期，将预期通货膨胀率πet以滞后一期的通货膨胀率表示。由于该数据不存在季节因素，故无需进行季节调整，表示为LNCPRE。（3）名义利率（rt）选取一年期存款利率，一年期存款利率是人民银行利率调整的基础和利率体系的核心。由于一年期存款利率的调整时间不固定，故需要对该数据进行加权处理，即在某个季度内存在利率调整的，以每档利率的持续时间为权重，计算出该季度一年期存款利率的加权平均值。由于该数据不存在季节因素，故无需进行季节调整，表示为R。（4）货币供给量（MSt），我国现行货币供应量主要划分为M0、M1和M2等三个层次。但是，考虑到影子银行的信用创造过程对货币供给量的影响，本文选取包含影子银行规模在内的广义流动性数据，表示为LNMG。国内生产总值（GDP）和消费价格指数（CPI）数据源自中经网，名义利率数据来自中国人民银行官方网站。

（三）实证结果

1.单位根检验。为避免伪回归，状态空间模型要求相关变量的时间序列或者平稳，或者其之间具有稳定均衡关系，因此，本文实证分析的第一步便是进行单位根检验。本文采用ADF检验法对时间序列LNGDP、LNMG、CPRE和R的水平值和一阶差分进行了单位根检验（参见表1）。

由表1可知，在5%的显著性水平下，LNGDP、LNMG、CPRE和R的水平值序列均为非平稳序列。而在1%的显著性水平下，上述时间序列的一阶差分序列DLNGDP、DLNMG、DCPRE和DR都是平稳的。单位根检验结果表明，时间序列LNGDP、LNMG、CPRE和R均为一阶单整的I（1）过程。

2.协整检验。由于使用存在协整关系的时间序列建立状态空间模型才有意义，故实证分析的第二步是进行协整检验，即验证LNGDP、LNMG、CPRE和R这四个同阶单整的时间序列是否具有平稳关系或平衡关系。本文采用的是Johansen协整检验方法（参见表2）。

根据表2中的协整检验结果可知，在5%的显著性水平下，无论是特征根迹检验还是最大特征值检验，时间序列LNGDP、LNMG、CPRE和R之间不存在协整变量的原假设、至多存在一个协整向量的原假设，以及至多存在两个协整向量的原假设均被拒绝。而LNGDP、LNMG、CPRE和R之间至多存在三个协整向量的原假设被接受。上述协整检验结果表明，时间序列LNGDP、LNMG、CPRE和R之间存在协整关系。

3.测算均衡利率水平。本文利用卡尔曼滤波（kalman Filter）方法估计了前文中的状态空间模型，部分参数的估计结果参见表3。

由表3中的估计结果可知，该模型中所有参数均显著不为零。从经济意义来看，系数C（2）表示均衡利率与名义利率之间的缺口（r*t-rt）与货币需求（MDt）之间的弹性系数，其估计结果为-0.3451。该结果表明，均衡利率与名义利率之间的缺口（r*t-rt）与货币需求（MDt）之间负相关，且利率缺口（r*t-rt）每提高1个百分点，将使得货币需求（MDt）下降0.3451个百分点。系数C（3）表示收入水平（Yt）与货币需求（MDt）之间的弹性系数，估计结果为1.8076。该结果表明收入水平（Yt）与货币需求（MDt）之间正相关，且收入水平（Yt）每增加1个百分点，将使得货币需求（MDt）相应增加1.8076个百分点。系数C（4）表示预期通货膨胀率（πet）与货币需求（MDt）之间的弹性系数，估计结果为-0.1693。该结果表明预期通货膨胀率（πet）与货币需求（MDt）之间负相关，且预期通货膨胀率（πet）每提高1个百分点，将使得货币需求（MDt）相应下降0.1693个百分点。以上估计结果均符合货币需求理论模型的设定，且基于上述估计结果，即可测算得到我国1996年第一季度至2015年第四季度的均衡利率水平（参见图2）。由图2可知，在1996年第一季度至2015年第4季度期間，我国均衡利率（r*t）均高于基准名义利率（rt），均衡利率（r*t）的变动幅度在5%～13%之间，且与基准名义利率（rt）相比，均衡利率（r*t）的波动更为频繁。

三、结论和政策空间

本文利用状态空间模型估计了1996年第一季度至2015年第四季度期间我国的均衡利率水平。测算结果表明，在该样本区间内我国均衡利率均高于基准名义利率，且均衡利率较基准名义利率的波动更加频繁。可以说，利率市场化是我国金融领域的核心改革之一，市场化利率的形成和调控机制的不断健全不仅可以推动金融机构的转型发展，为人民银行调整货币政策调控框架创造有利条件，还有助于促进降低社会融资成本，为经济的可持续发展提供适宜的货币金融环境。继续稳步推进利率市场化改革，就要发挥好央行、金融机构和资料机制这三道防线的作用。具体来说，一是完善央行利率调控机制和利率传导机制，疏通利率传导渠道，通过调整短期利率达到影响市场长期利率预期的目的，提高央行引导和调控市场利率的有效性；二是进一步提高金融机构的自主定价能力和风险管理机制，不断健全市场化的利率形成机制；三是针对个别非理性定价行为进行必要的行业自律和监督管理，防患于未然。

参考文献：

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[2] 梁琪，张孝岩，过新伟.中国金融市场基准利率的培育——基于构建完整基准收益率曲线的实证分析[J].金融研究，2010（9）

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[4] 高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews运用以及实例[M].北京：清华大学出版社，2005

（作者单位：天津财经大学经济学院金融系 天津 300110）

（作者简介：毕燕君，讲师，统计学博士，研究方向：国际金融、经济统计。）

（责编：贾伟）