第四章贷款定价基准利率的货币政策传导有效性研究
4.1货币政策传导有效性相关研究
本文对贷款定价基准利率的货币政策传导有效性进行研究,分别从中国人民银行贷款基准利率、SHIBOR、LPR三种贷款定价基准利率的货币政策传导有效性逐一展开。在展开研究之前,首先要对货币政策传导的有效性及其改革历程进行了解。
4.1.1货币政策传导机制
货币政策传导机制是中央银行通过利用货币政策工具,影响货币政策中介目标,进而影响既定政策目标的传递途径和作用机理。我国的货币政策通过汇率渠道、利率渠道、资产价格渠道及信贷渠道四个主要渠道进行传递。通过这些政策信号的传递,既定目标产生相应变化,这种变化与预期结果相比较,继而判断货币政策的有效性。
货币政策传导机制随着我国改革开放和经济体制改革产生变化,不断适应经济社会发展和国家宏观调控的需要。总结起来,分为三个重要阶段:1949年-1978年严重压制阶段、1979年-1997年作用释放阶段以及1998年至今的逐步深化阶段。前两个阶段主要以直接调控为主,即中央银行制定货币政策后直接通过信贷计划执行,管制利率,完全通过直接的货币政策传导意图。进入逐步深化阶段后,我国的货币政策传导机制发生了重大改变,由直接调控逐步向间接调控过度,不再单纯依靠信贷手段执行货币政策,取消银行贷款规模限制,发展货币市场,利率市场化改革得到稳步推进。通过这些改革,在一定程度上增强了货币政策传导机制的有效性,影响货币政策传导的制度性障碍基本消除,货币政策的传导渠道得到较为有效的疏通。
4.1.2货币政策主要传导途径
根据货币传导机制基本理论,货币政策的传导途径一般可以分为货币渠道和信贷渠道两种类型。下面分别进行分析:
1、货币传导渠道。
通过货币渠道进行货币政策传导需要依靠一定的前提条件:首先,完整真实的金融市场信息;所有参与者在整个货币政策传导中的都能够根据各自需求及时有效的获取完整的信息;其次,有货币和债券两个形式的金融资产,在某些情况下银行贷款作为债券形式之一,与债券意义等同;第三,为了抵偿货币供应量调整而进行的价格调整是没有必要的;最后,中央银行调整法定存款准备金以影响名义货币量的目的。只有同时具备上述四个前提条件,货币政策才能通过利率等货币途径实现传导。具体途径总结如下-①汇率途径。主要包括在货币供给量的变化调整下,利率会出现变化,汇率变化直接导致净出口发生变化,影响货币产出。国家货币供应量提高会导致利率不断下降,外币存款始终比本国货币存款更吸引大家,本币必然会出现严重通货膨胀,一定程度上可以提高国内本土商品的市场竞争力,增加国内商品净出口、产出量。现阶段,由于利率市场化与货币政策没有保持高度一致,汇率传导途径在货币政策的传导中作用并不显着。
②利率途径。货币政策利率传导途径主要是指通过改变货币供给来影响价格、通货膨胀预期、实际市场利率水平,从而引发总投资的变化,最终影响经济.
增长。对此凯恩斯学派做出了解释:当货币处于既定的需求环境下,增加货币供应量会影响市场利率,使市场利率在其影响下下降,资本边际效率一定,利率持续下降反而会带来投资支出的增加,再通过投资乘数的作用最终使得产出增加。
在这种理论中,货币政策传导机制中的重要因素是利率,进而认为利率是货币的一种表现,是社会大众放弃货币周转权利应得的补偿,利率高低受到货币需求、货币数量的影响。
2、信贷渠道传导。
货币政策的信贷传导渠道传导必须满足两个条件:第一,信用市场信息不对称,即参与交易的双方在做出最终决策时,彼此掌握的有关另一方的信息是不充分的;第二,金融市场发展不健全,即商业银行同时拥有债券、储蓄等资产,且债券和贷款不能相互代替,这一假设提出金融资产与负债作用相当。满足上述两个条件,信贷渠道传导才可实现传导。
①银行贷款途径。在信息不对称的环境中,金融机构发挥着不可忽视的作用,银行贷款对社会上的企业、民众来说格外重要,而中小企业更是金融机构贷款业务的主要对象。中小企业由于资金有限、规模不大,并没有充足的条件和资金来拓展融资渠道,其主要融资渠道则是金融机构提供的贷款服务。央行在制定货币政策时,提出可贷款企业的条件限制,使得前期依赖于贷款的借款人受到这些条件限制的约束,贷款资金来源减少或贷款成本提高,导致贷款需求的降低,支出水平的下降。中央银行通过货币政策影响金融机构的贷款定价、贷款规模等贷款能力,继而影响社会总产出是货币政策通过银行贷款途径传导的主要渠道。②资产负债渠道。借款人自身的财务状况一般决定其外部融资产生的费用。
借款人资质越高其外部融资所产生额外费用就会越低,借款人自身的资产负债表状况以及面对的信贷条件的变化会直接影响其支出和投资的行为。在实行紧缩性的货币政策时,利率的上升会使得借款人的债务利息支出会随之增加,自身的净现金减少,最终导致借款人的财务状况恶化。此外利率的上升往往引起着资产价格的下降,借款人资产负债状况也会由于抵押资产价值的下降引发相应改变。
4.1.3利率市场化改革对货币政策传导的影响
1、利率市场化改革是影响货币政策传导的重要因素。
目前,我国利率市场化改革已初见成效。货币市场利率初步开放,货币市场也得到了初步培育,贷款利率浮动幅度在进一步扩大。1993年《关于建立社会主义市场经济体制改革若干问题的决定》、《国务院关于金融体制改革的决定》对我国利率市场化改革提出基本设想。1995年又推出《中国人民银行关于“九五”
时期深化利率改革的方案》,利率市场化改革的基本思路进一步确定。此后,逐步稳步地推进利率市场化改革,1996年、1997年和1998年陆续幵放了银行间同业拆借市场利率、债券市场利率和票据市场贴现和转贴现利率。从1997年起,我国同业拆借市场和银行间债券市场建立,目前这两个市场已经成为货币政策操作的重要平台。同时票据市场也取得了初步发展,在货币政策传导中功不可没。
从1998年起,我国央行简化贷款利率种类,逐步放开金融机构贷款利率浮动自主权,进一步探索贷款利率改革的途径。2002年又进一步扩大试点。2004年10月,放宽人民币贷款利率浮动区间、允许人民币存款利率下浮,上调金融机构存贷款基准利率。至10月29日,除储蓄利率外,我国其它利率都己基本实现市场化。2000年9月21日,外汇利率管理体制改革实行,外币贷款利率开放。针对外币存款利率,至2003年末,除美元、日元、港币、欧元小额存款利率实行上限管理外,放开了其他外币小额存款利率管理。2005年1月31日,人民银行通过《稳步推进利率市场化报告》,再次对我国利率市场化改革战略进行了总体部署。2013年,十八届三中全会《中共中央关于全面深化改革若千重大问题的决定》提出关于市场化改革方面要求加快利率市场化改革。
2、货币市场利率体系建设不断深入。
结合美国、日本等发达国家成功的金融自由化改革经验,可以得出不断完善的货币市场利率体系是近几年来货币政策传导有效性日渐提高的基础。依据我国利率市场化改革的主要方向和步骤,货币市场利率刚刚开始发挥调节作用,日后将会做出更大贡献。1996年6月1日,同业拆借利率的上限控制放开;1997年完全由交易双方自行决定债券回购利率和债券的交易价格,组建银行间债券市场。2004年10月12日,全国银行间同业拆借中心以七天回购利率为基础推出了货币市场基准利率参考指标,该指标是国内第一个具有较高市场化程度的基准性利率指标。2006年2月9日,人民银行明确开展人民币利率互换交易试点的有关事项,并发布《关于开展人民币利率互换交易试点有关事宜的通知》,我国利率市场化的改革进程加快。2006年3月8日,由全国银行间同业拆借中心对外发布的回购定盘利率成为一种由人民银行授权的全国银行间债券市场具有基准性质的市场利率。2006年12月1日,上海银行间同业拆借利率(SHIBOR)在全国银行间市场开始试运行。回购定盘利率和SHIBOR的推出不仅能为短期债券、货币市场衍生产品(如利率互换、利率期权、利率期货等)等提供定价基准。2013年10月25日贷款基础利率集中报价和发布机制正式运行。
4. 2中国人民银行贷款基准利率的货币政策传导有效性
研究中国人民银行所管理的本币、外币贷款基准利率作为我国的官定利率,长期以来作为贷款定价的基准利率被广大商业银行使用。在利率市场化改革不断深化的情势下,本文首先就中国人民银行贷款基准利率的货币政策传导有效性展开研究。
中央银行通过货币政策工具影响货币政策中介目标,再通过这些货币政策中介目标传导到货币政策最终目标是我国货币政策传导的一般途径。本章采用货币政策利率传导渠道效应分析的方法,对货币政策从中介目标传导到最终目标的过程进行研究,以达到简化模型中的经济变量的目的。
4. 2.1实证研究
研究模型为向量自回归模型(VAR),利用Eviews软件,研究方法主要包括ADF单位根检验、Johansen协整检验以及Granger因果关系检验。
1、数据的选择及处理。
货币供应量选择在我国人民银行进行实际货币政策操作及研究中经常使用的广义货币供应量M2作为货币供应量的代理变量;利率选择本章主要研究的人民银行公布的一年期贷款基准利率,用r表示;其他代表社会投资、消费的变量分别选择城镇固定资产投资额、社会消费品零售总额,分别记为k、h。研究期间为2008年1月至2014年6月。其中通过中国人民银行网站获取货币供应量M2、一年期贷款基准利率r的数据,通过国家统计局网站获取城镇固定资产投资额k、全社会消费品零售价格总额h。
将货币供应量M2、一年期贷款基准利率r、固定资产投资额k、消费品零售总额h的数据绘制在曲线图上,如图4-1、4-2、4-3所示。
通过图形可以看出,固定资产投资额和社会消费品零售总额有明显的季节波动,具有周期性和趋势性,货币供应量呈现上升趋势。因此采用CensusX12方法先对城镇固定资产投资额和社会消费品零售总额这两个时间序列进行季节调整,并经调整后的序列分别记为k_sa、h_sa,一年期贷款基准利率未发现明显的趋势性和季节性波动,从而再进行季节性调整。调整后的数据,如图4-4、图4-5所示:
通过图形我们可以看出,通过季节调整后基本上去除了周期性。同时鉴于各研究数据序列并非是完全的线性变化,为了消除数据序列中可能存在的异方差,对所有数据取对数,分别记为Lk_sa、Lh—sa、LM2。
2、ADF单位根检验。
本文采用众多检验方法中最常见的ADF单位根检验,为了确定各序列的单整阶数,分别对各研究变量的水平值,一阶差分序列进行检验。相关检验结果见表 4-1 :
检验结果表明,变量Lk—sa、LM2、Lh—sa、r是非平稳的,但经过一阶求导之后,都是平稳的,因此,变量Lk—sa、LM2、Lh—sa、r是一阶单整序列。
3、Johansen协整检验鉴于所分析的经济数据是非平稳时间序列,不能直接建立VAR模型估计参数。但是各数据序列之间可能存在协整关系,也就是说具有相同单整阶数的非平稳时间序列之间的某种线性组合可能是平稳的,从而满足建立VAR模型的条件。
由于研究多变量数据序列的协整检验,故在此采用Johansen协整检验法来对LM,、r、Lk—sa、Lh—sa进行检验。相关检验结果见表4-2:
由检验结果可以看出,对于不存在协整关系和至多一个的原假设,迹统计量大于临界值,P值均小于0.05,即拒绝原假设,说明变量LMa、r、Lk_sa、Lh_sa之间存在协整关系;对于至多存在两个协整关系的原假设,迹统计量小于临界值,P值大于0.05,即接受原假设,说明变量LM2、r、Lk_sa、Lh__sa之间至多存在两个协整关系。所以变量LM2、r、Lk—sa、Lh—sa之间满足建立VAR模型的条件。
4、Granger因果关系检验。
通过Johansen协整检验发现变量之间存在协整关系,只能够表明从长期来看这些变量具有均衡关系,在短期内受到随机因素的干扰使其偏离均值,也会随着时间的推移逐渐回到均衡状态。但是存在协整关系的变量之间不一定存在因果关系,因此为了考察人行贷款基准利率货币政策利率渠道的传导效果,就必须进行Granger因果关系检验。
相关检验结果见表4-3:
从检验结果可以看到,在滞后期为1,置信度为5%的水平下,一年期贷款基准利率不是投资的Granger原因,也不存在反向因果关系;一年贷款利率不是货币供应量的Granger原因,也不存在反向因果关系,;一年贷款利率和消费之间不存在的Granger因果关系。
我国利率通过投资渠道的传导并非有效。央行欲通过调整利率以影响投资,无法达到预期效果。货币供应量的变化不能引起利率的变化,要通过增加货币供应量,使利率降低,以增加投资,这样的货币政策利率传导途径在我国收效甚微。
我国贷款基准利率和货币供应量长期以来由央行制定,市场作用显效甚微,这必然导致贷款基准利率的货币政策传导有效性较差。
5、VAR模型VAR模型估计结果如下:
模型拟合精度分别为0.939149、0.998739、0.996946> 0.954552。拟合精度很高,说明模型拟合很好。
4. 2. 2研究结论分析
通过上述实证分析,2008年1月到2014年6月期间货币供应量M2、一年期贷款基准利率r、城镇固定资产投资k、社会消费品零售总额h,为非稳定的时间序列,但是一阶单整的时间序列。它们之间存在长期的均衡关系。一年期贷款基准利率的利率传导渠道从长期来看是存在的,但是中央银行通过货币政策操作直接调整货币供应量,引起货币供应量的变化,但其很难引起市场利率的相应变动,大大降低了货币政策对市场利率的有效传导。因此,我国货币政策的利率传导渠道的有效性程度较低。也就是说市场利率的变动长期看来不是固定资产投资和消费品零售总额变动的主要原因,与此同时,短期内市场利率的变动对投资和消费的影响力度也比较微弱。这就使我国中央银行很难通过调节利率来调控投资和消费规模。
4.3 SHIBOR的货币政策传导有效性研究
4. 3.1实证研究
先蹄选和检验指标变量,进行平稳性检验、Johansen协整检验、Granger因果关系检验,其次在此基础上建立VAR模型,进而确定检验指标变量与SHIBOR之间影响的程度。
1、数据的选择为保持本文采用数据的一致性和可比性,本文选择2008年1月至2014年6月一年期SHIBOR报价的月度数据作为SfflBOR指标。如图4-6所示:
通过上图看出,SHIBOR没有明显的周期性和季节性变化,无需进行季节调整。其他数据选择与中国人民银行贷款基准利率的货币政策传导有效性研究选择相同的货币供应量M2、城镇固定资产投资额k、社会消费品零售总额h,在此不再赘述。
2、ADF单位根检验采用ADF单位根检验法对指标变量SHIBOR进行平稳性检验,检验变量的水平值和一阶差分是否为单整序列。相关检验结果见表4-4:
检验结果表明,变量SHIBOR的水平值在1%、10%的显着性水平上非平稳,而其一阶差分值在1%、10%的显着性水平上是平稳的,所以变量SHIBOR是一阶单整序列。
3、Johansen协整检验。
鉴于所分析的经济数据是非平稳时间序列,不能直接建立VAR模型估计参数。但是各数据序列之间可能存在协整关系,也就是说具有相同单整阶数的非平稳时间序列之间的某种线性组合可能是平稳的,从而满足建立VAR模型的条件。
由于研究多变量数据序列的协整检验,故在此采用Johansen协整检验法来对Lk_sa、LM2、Lh_sa、SHIBOR进行检验。相关检验结果见表4-5:
由检验结果可以看出,对于不存在协整关系和至多一个的原假设,迹统计量大于临界值,P值均小于0.05,即拒绝原假设,说明变量Lk—sa、LM2、Lh—sa、SHIBOR之间存在协整关系;对于至多存在两个的原假设,迹统计量小于临界值,P值大于0.05,即接受原假设,说明变量Lk—sa、LM2、Lh—sa、SHIBOR之间至多存在两个协整关系。所以变量Lk—sa、LM2、Lh_sa、SHIBOR之间满足建立VAR模型的条件。
变量Lk—sa、LM2、Lh一sa、SHIBOR之间存在协整关系只是表明从长期来看这些变量具有均衡关系,即使在短期内受到随机因素的干扰有可能偏离均值,也会随着时间的推移逐渐回到均衡状态。但是存在协整关系的变量之间不一定存在因果关系,因此为了考察货币政策利率渠道的传导效果,就必须对Lk_sa、LM2、Lh—sa、SHIBOR进行Granger因果关系检验。
从数据验证得出,在滞后期为1,置信度为5%的水平下,有95%的可能SHIBOR与Lk—sa、L Mj. Lh—sa之间不存在单向格兰杰原因或者互为因果的双向反馈关系。即我国货币供应量的变动基本上不是SHIBOR变动的格兰杰原因,同时SHIBOR的变动也不是引起固定资产投资和社会消费品零售总额变动的格兰杰原因。以上分析表明,我国通过货币供应量的变动引起SHIBOR变动的传导效应较低,SHIBOR变动对投资和消费的传导有效性也较低。
5、VAR模型检验。
VAR模型,模型估计结果如下:
模型的拟合优度R分别为0.893363、0.998718、0.997、0.896971拟合精度很尚。
4. 3. 2研究结论分析
通过上述实证分析,2008年1月到2014年6月期间货币供应量M2、SHIBOR、城镇固定资产投资k、社会消费品零售总额h,为非稳定的时间序列,但为一阶单整的时间序列。它们之间存在长期的均衡关系。SHIBOR的利率传导渠道从长期来看是存在的,但是中央银行通过货币政策操作直接调整货币供应量,引起货币供应量的变化,但其改变很难引起市场利率SHIBOR的变动,大大降低了货币政策对市场利率的有效传导。因此,在研究期间内SHIBOR的货币政策传导有效性较低。因此SHffiOR如果在利率市场化改革后要承担基准利率的角色,相关机制应进一步改善。
4. 4 LPR的货币政策传导有效性研究
LPR是商业银行对其最优质客户执行的贷款利率,其他贷款可在此基础上进行一定比例上下浮动来确定其执行利率。LPR集中报价和发布机制是推进贷款利率市场化的重要举措,它将逐渐替代现行的贷款基准利率。长期以来作为贷款定价基准利率的央行贷款基准利率将随着利率市场化改革贷款方面改革将逐步退出历史舞台。由各主要商业银行报价形成的贷款基础利率LPR将填补这一位置,为商业银行发放贷款提供参照,这样既能避免贷款定价紊乱、银行进的恶性竞争等情况,又有利于防止信息不对称,使企业、居民等资金的需求者及时准确的了解价格。
4. 4.1实证研究
由于LPR正式运行时间较短,不能提供充足数据进行建立VAR模型,所以本文在使用ADF单位根检验,验证数据平稳性后,采用相对要求较低的斯皮尔曼相关系数来对LPR与相关经济数据的相关性进行研究。
1、数据选择及处理。
为了进一步检验LPR的货币政策传导有效性,本文选取2013年10月至2014年6月的数据进行分析,选择一年期LPR报价,货币供应量M2、固定资产投资k和社会消费品零售h与人民银行一年期贷款基准利率及SHIBOR研究选择相同,以保持全文研究的一致性和可比性,但数据选取时间段改为2013年10月至2014年6月。数据来源于中国人民银行网站,国家统计局网站。如图4-7:
4、Granger因果检验。
进行Granger因果检验,研究操作指标变量在研究期间2008年1月到2014年6月内是否是SHIBOR变化的Granger原因;以及SHIBOR是否是操作指标变量变化的Granger原因。相关检验结果见表4-6:
由于LPR数据时间较短,无法判断其周期性和季节性,因此对其不作调整。
其他数据同样也不进行季节调整。
2、ADF单位根检验。
釆用ADF单位根检验法对指标变量Lk,Lh,LM2,LPR进行平稳性检验,检验变量Lk,Lh,LM2,LPR是否为单整序列。相关检验结果见表4-7:
通过检验得出,在研究期间(2013年10月至2014年6月)内未经季节调整的投资Lk,LPR为二阶单整数列,LM2、未经季节调整的消费Lh均为一阶单整数列。
3、相关性检验。
因数据限制,本文采用斯皮尔曼相关系数对Lk,Lh,LM2,LPR之间的相关性进行检验,相关检验结果见表4-8:
通过检验得出,LRP与Lk、LM2呈正相关关系,与Lh呈负相关关系,但相关系数均较小,说明其关联性也比较微弱。也就是说,在研究阶段,货币供应量增加LPR上升,且LPR上升带来投资的增加和消费的下降。这明显与相关理论相悖。因此,在研究阶段,LPR的货币政策传导有效性较低。
4. 4. 2研究结论分析
通过上述实证分析,2013年10月至2014年6月的数据显示LPR是二阶单整的时间序列。在研究时间段内,LPR与货币供应量M2、固定资产投资k和社会消费品零售额h关联关系较微弱。但是它与相关经济变量是否存在长期的均衡关系,仍然需要LPR持续运行一段时间,市场作用充分发挥,取得充足数据才能进行更为有效的分析。当前,贷款基础利率集中报价和发布机制刚幵始运行,对各银行开展贷款业务、资产业务有很重要的参考价值,LPR将逐步取代贷款基准利率成为银行各种贷款产品的定价基础。LPR反映实体经济流动性松紧,是央行非常重要的完善利率调控机制的举措,它的推出促进了利率市场化改革,为信贷市场的改革的进一步深化奠定制度基础。人民银行贷款基准利率将逐步退出市场,在此情况下,货币政策操作如何影响LPR并最终传导到实体经济的问题需要认真研究。
