从财政主导转向货币政策工具：中国利率水平决定的转变

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从财政主导转向货币政策工具：中国利率水平决定的转变*
周 璇 彭嘉俊 王 飞 芦 东

[提 要] 本文基于利率市场化的角度，使用马尔科夫体制转换自回归模型(MS-AR)研究我国利率市场化改革以来(1996—2017年)利率水平决定机制的非线性变化。通过计量模型识别出我国利率水平决定的两个体制，即“财政主导”(1996—2005年)和“货币主导”(2006—2017年)。我国利率决定机制改变的时间轨迹与利率市场化改革进程的关键时间节点相吻合。这表明我国的利率市场化改革取得了显著成效，利率调控方式由财政主导转向货币主导，为进一步的利率市场化打下了良好的基础。

[关键词] 利率市场化；财政支出；货币供应量

一、引言
深化利率市场化改革，是中国深化金融体制改革的重要目标，也是“十四五”规划建设现代中央银行制度的核心内容之一。中国利率市场化改革自1996年以来稳步推进，货币市场和债券市场利率先后放开，存贷款利率管制逐步放宽，目前绝大部分利率的显性管制都已解除，狭义的利率市场化已经基本完成(马骏和管涛，2018)。伴随着利率市场化改革的推进，我国货币政策框架迎来重要转型。2018年总理政府工作报告中首次未提及货币供应量增速，表明中国的货币政策从以货币供应量为中介目标的“数量型”政策调控向以利率为中介目标的“价格型”调控的转型。根据Boivin et al.(2010)总结的货币政策利率传导渠道，“价格型”调控的经典路径为：首先货币当局通过货币政策工具影响货币市场短期利率，其次货币市场短期利率通过债券市场上的跨期套利机制来影响债券市场的中长期利率，进而通过跨市场套利机制影响信贷市场的中长期利率，最终作用于实体经济终端。然而，需注意的是，在我国完成利率市场化之后，中国人民银行并不能直接调控市场利率，而是通过公开市场操作等货币政策工具改变货币供给，从而确定货币市场均衡利率。因此，疏通由货币供应向利率传导路径是中央银行转向价格型调控的重要前提。根据流动性偏好理论，货币供应量与利率水平应存在反向变动的关系：即调高利率的政策行为本就是通过央行在公开市场操作中收紧流动性的途径实现的。那么，中国的货币政策框架的转型是否具备上述典型的利率与货币供应量的负相关性特征呢？

图1显示了利率市场化改革以来(1996—2017年)中国货币供应量M2增长率和银行间7天同业拆借利率的季度数据。选取银行间7天同业拆借利率是因为，货币市场利率是货币供应向市场利率传导的“接收器”，是整个金融市场利率的基础。尽管我国于1996年建立了全国统一的银行间同业拆借市场，实现了同业拆借利率(CHIBOR)的市场化，然而图1显示在很长一段时间内市场利率的变动并不伴随着流动性的反向变动，货币“量价分离”问题严重。本文通过计算M2增长率和银行间7天同业拆借利率的相关系数发现两者的相关关系经历了同向变动(1996—2000年相关系数0.58)、微弱反向变动(2001—2005年相关系数-0.02)以及稳定反向变动关系(2006—2017年相关系数-0.63)的非线性变化。由此可见，货币供应量与利率传导链条的建立并非一蹴而就，利率管制的移除也并不意味着货币政策调控利率的渠道自动通畅，中国利率的决定可能受到了除货币供应量以外的其他因素的重要影响。

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图1 银行间7天同业拆借利率与货币供应量M2增长率
资料来源：亚特兰大联邦储备银行。

图2显示了1996—2017年间中国政府支出占GDP比重和银行间7天同业拆借利率的季度数据。中国货币“量价分离”的时期(1996—2000年)对应于政府支出占GDP比重和银行间7天同业拆借利率的高度负相关时期(相关系数-0.98)。根据IS-LM理论，扩张性的财政政策提高总产出并推高利率，财政支出占比和利率应同向变动，称之为财政支出的挤出效应。而中国1996—2000年间政府支出占GDP比重和货币市场利率显著的负相关性显然与理论不符。此外，中国货币供应增长与利率逐步建立典型的反向变动关系的时期(2001—2017年)对应于政府支出占GDP比重与利率的相关性由负转正的时期(相关系数0.28)。以上货币供应量、政府支出占比和利率之间结构性的变化，是否意味着我国货币政策、财政政策对于利率的影响具有深层次的关联性？如何理解财政政策在中国利率决定中的作用？本文致力于揭示隐藏在中国货币“量价分离”背后的第三种力量“财政政策”在利率决定中的重要作用，为中国利率市场化改革以来中国货币供应量和市场利率的动态非线性关系提供重要解释。

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图2 银行间7天同业拆借利率与财政支出占GDP比重
资料来源：亚特兰大联邦储备银行。

回顾我国利率市场化改革的历史和初衷，中国利率早期处于高度管制的状态，财政政策在一定程度上行使了货币政策的职能(杨子晖等，2014)。我国货币市场创建于20世纪80年代。在改革开放初期，中央财政始终在资源配置中起基础性作用，资金供给由政府部门运用财政手段控制，资金价格主要受财政政策影响。管制下的利率成为影响整个金融市场的实际因素，利率无法真正由市场力量决定，而是成为政府刺激投资和产出的工具。为了建立健全由市场供求决定的利率形成机制，厘清中央银行通过货币政策工具引导市场利率的渠道，我国于1996年建立了全国统一的银行间同业拆借市场，同业拆借利率(CHIBOR)开始形成。随着利率市场化的推进，货币政策的利率传导渠道逐步建立，但是这个过程是谨慎而渐进的。我国货币政策在实际操作中仍然频繁受到财政因素的压力，比如结构性的货币政策、差别性降低准备金率、降低存款准备金率支持债转股、抵押补充贷款(PSL)解决棚改货币化安置等。2018年夏天的“金融和财政”大讨论将财政政策和货币政策的关系推到前所未有的瞩目高度。作为货币政策的执行机构，中国人民银行却时常履行财政职能。因此，尽管我国基本完成了利率市场化改革，但其成效有待检验。即利率市场化的不同阶段货币政策和财政政策在利率水平决定机制中的作用如何，是本文研究的重点。

本文的主要贡献在于：首先，不同于以往只侧重于货币政策对利率影响的研究，本文首次将货币政策和财政政策同时纳入利率的分析框架，利用1996年我国利率市场化改革以来的宏观经济金融数据，着重考察和比较政策利率在利率市场化进程中对于货币政策和财政政策的不同反应机制。其次，利用马尔科夫体制转换自回归模型(MS-AR)研究我国利率决定机制的体制转变及非线性变化，利用计量模型识别出我国利率决定机制的两个体制“财政主导”(1996—2005年)和“货币主导”(2006—2017年)，更直观地揭示出我国利率决定的转变过程以及在不同阶段中的主要特征，对我国利率市场化改革进程和效果进行评估。第三，本文发现同业拆借利率与货币供应量长期存在“量价分离”，直至2009年前后才建立典型的负相关性，并对此提供了经济学解释。第四，鉴于我国在2005年7月启动的人民币汇率制度改革和外汇占款导致的基础货币的增加，本文进一步排除了货币政策传导效应中的汇率因素，识别出我国货币政策利率调控的真实效果。在“货币主导”体制期内，进一步分解货币总量的渠道，发现2006—2011年底，货币创造中的外汇占款渠道发挥主导作用，而2012年之后货币政策的传统渠道(如公开市场操作等货币政策操作工具)开始占据主导地位，成为决定利率水平的主要因素。最后，本文通过梳理和总结我国利率市场化改革对利率决定机制转变的影响，对我国未来利率市场化改革的方向及财政政策和货币政策协调提供指导。

本文的结构安排如下：第二部分是文献综述与理论回顾，总结国内外学者从财政和货币两个不同角度研究利率决定机制，并指出现有文献的不足。第三部分是本文采用的计量模型和研究思路，即通过构建一个二体制的马尔科夫体制转换自回归模型(MS-AR)，分析我国利率市场化完整周期内利率决定机制的体制转变。第四部分是实证结果和分析，分析了“财政主导”和“货币主导”两个体制之间的转换时间和转换特征，并对“货币主导”的体制进行了深入的剖析，排除汇率因素的影响。最后一部分是结论与政策建议。

二、文献综述与理论基础
在利率市场化改革以来有关中国的利率决定机制的研究中，国内大部分文献从货币政策视角出发，结合利率市场化进程，聚焦于货币供给对利率的影响。战明华和许月丽(2006)对2002—2005年间我国银行间同业拆借利率与基础货币供应量的关系进行了实证检验，结果表明7日银行间同业拆借利率对基础货币供应量的变化不敏感，而30日与90日银行间同业拆借利率虽然对基础货币供应量变化敏感，但影响为正。常嵘(2009)考察了我国基础货币被动投放时期(2007—2009年)上海银行间拆借利率(Shibor)与货币供应量的关系，发现两者之间不存在长期均衡关系，也不能作为彼此的格兰杰原因。谢太峰和樊若琛(2015)采用VAR模型发现我国2002—2014年货币供应量的变动不能引起银行间同业拆借利率的变动，并得出货币供应量与银行间同业拆借利率不存在长期稳定协整关系的结论。马骏和纪敏(2016)通过建立DSGE模型证实了中国货币政策面临的数量管制和利率管制等约束扭曲了利率传导机制。姜再勇和钟正生(2010)使用MS-VAR模型对我国1996—2009年间货币政策的利率传导渠道进行检验，发现货币供应量、银行间同业拆借市场利率和GDP的关系在2003年发生了体制变化，2003年后货币供应量通过同业拆借利率渠道传导到实体经济的影响显著增强。史焕平和韩冰(2018)采用非线性TVECM模型，选取2015—2018年Shibor市场的月度数据对两者之间的非线性关系进行检验，发现货币供应量与利率之间存在稳定的长期均衡关系。上述文献主要从货币政策的角度对利率的决定机制进行探究，完全忽略了财政政策对于利率的影响。

相较于货币供应量影响利率水平的高关注度，国内在财政政策对利率的影响方面的分析研究较少。张延(2010)在IS-LM框架下研究了政府购买支出对名义利率的影响。通过对1952—2008年中国宏观年度数据的实证分析，该研究发现政府购买支出与名义利率有同期的、显著的正相关关系。张信柱(2010)通过对IS-LM模型的测算计算中国财政支出的利率弹性。卞志村和孙俊(2012)、徐新淼等(2019)研究了财政支出对于利率和其他宏观变量的非对称效应。

上述研究我国利率决定机制的文献存在以下几个问题：第一，在数据选取方面，受时间跨度局限，现有研究往往节选利率市场化某个时间段进行分析，反映的是利率市场化进程中的某个片段，无法揭示出我国利率决定机制从利率市场化起步到逐步完成的全局转变。本文的数据涵盖了我国利率市场化完整周期(1996—2017年)，力图刻画我国整个利率市场化周期内的利率决定机制的转变。第二，在理论基础方面，对我国利率市场化进程中的利率特征的研究中，货币政策和财政政策被分离，要么只研究货币政策的利率决定机制及其通畅性，要么只研究财政政策对利率的影响，而忽略了货币财政政策的相互作用对于利率决定机制的重要影响。例如，在利率市场化早期，如果仅从货币政策的角度研究，只能得出货币供给与利率存在“量价分离”这样的现象，并不能深入剖析货币政策利率决定机制受阻的内在根源。即使在利率市场化完成后，也不能仅从货币政策角度研究利率的决定，因为财政政策对利率的影响始终存在。事实上，即使是在央行和财政当局独立决策的西方发达国家，货币政策和财政政策也相互紧密联系，任何一方的政策选择都会对另一方的政策空间造成影响。

货币政策和财政政策作为宏观经济政策的核心，两者的相互作用对于利率决定机制的影响在凯恩斯主义的IS-LM模型中早已隐含：财政政策通过影响产出，进而改变货币需求，从而与货币供给共同决定货币市场均衡利率，并以此作为基准利率向其他利率进行传导。从凯恩斯主义的货币市场均衡方程width=114,height=35,dpi=110可以看出，利率水平的决定不仅仅由货币供给决定，财政政策通过影响产出也会影响货币需求，进而决定均衡利率。然而，学术界对货币政策和财政政策在利率决定中的相对作用尚未形成共识。凯恩斯主义经济学家认为财政政策对利率的影响显著大于货币政策。约翰·梅纳德·凯恩斯(2017)曾提到，即使货币数量大量增加，也只能对利息率施加相对微小的影响，而财政政策可能变动的范围至少在预期中可以比利息率的变化要大。因此国家对经济的干预应该以影响较为直接且短期内即能见效的财政政策为主。另一方面，货币主义经济学家从现代货币数量论出发，认为一切经济活动都离不开货币信用形式，货币是决定产量、就业和价格水平的最主要因素。宏观调控应该主要依靠货币政策，而财政政策在于维持平衡预算。

近年来随着“价格水平决定的财政理论”(the fiscal theory of price level，以下简称FTPL)不断发展，以Leeper(1991)，Woodford(1995)，Cochrane(1998)，Sims(1994；2013)为代表的经济学家进一步将货币政策和财政政策结合，强调财政政策和货币政策对于价格和利率水平的共同作用。理论上，货币政策或财政政策都可以影响利率水平，而货币—财政政策的配合方式决定了哪一方是利率决定的主导因素。传统的货币主义和新古典宏观经济学认为利率水平由货币供应量决定，即货币政策主导利率水平的决定。其实这隐含了一个重要的假设，即财政政策通过配合满足政府的财政预算，不会“破坏”货币政策对利率水平的决定。2008年金融危机之前，这种货币政策主导的利率水平决定模式，适用于大多数国家，因为财政政策一直处于配合的地位，基本能够保证政府的预算收支平衡。然而，金融危机之后，为刺激经济，世界各国频繁地实施积极的财政政策，大量发行政府债务，财政政策的目标已不再是满足政府的财政预算。一旦财政政策不满足“李嘉图等价”，即财政政策不主动配合货币政策时刻满足政府的跨期预算约束，那么货币政策将对政府的预算约束产生影响，而由于财政政策不会完全抵消政府预算约束的变动，那么政府的预算约束就会反过来作用于价格水平。从某种程度上说，FTPL是对过去的传统凯恩斯主义强调财政政策和货币主义强调货币政策的思想的整合。它认为两者并不冲突，而是不同的货币-财政政策的配合方式下的不同表现形式。FTPL理论认为要维持宏观经济稳定，货币政策和财政政策必须有一方是积极(active)的，而另一方是消极的(passive)。具体地，货币政策和财政政策的配合方式可以是货币政策主导，也可以是财政政策主导。在货币政策主导下，中央银行通过积极地调整货币供应在货币市场上决定利率水平，而财政政策此时必须是消极的，即根据货币政策决定的利率水平被动地进行调整以稳定债务，维持预算平衡；在财政政策主导下，财政政策为刺激经济增长而积极增加政府购买或减税时，货币政策必须是消极的，即需要配合财政政策对于利率和债务产生的影响，辅助政府债务融资，保持政府预算平衡。FTPL理论对于理解货币-财政政策的协调具有重要启示：它强调了在利率水平的决定中财政政策对货币政策的反馈机制，重新将财政政策放在与货币政策对等的地位，将货币政策主导或者财政政策主导都看作是货币-财政政策协调配合的其中一种表现形式。

很多文献对于FTPL理论进行了实证检验。Kliem et al.(2016)利用美国、德国和意大利的历史数据对FTPL理论进行了检验，认为货币-财政政策配合方式的转变以及伴随而来的结构性冲击的变化，可以很好地解释财政赤字、通胀与名义利率之间关系的变化。Bianchi & Ilut(2017)检验了美国1955年至2009年通货膨胀、利率和债务与GDP比重的变化过程。他们发现美国在1966—1981年间处于财政政策主导时期，此时通胀上升而债务占GDP比重下降，利率一直维持在低位；1982—2009年间处于货币政策主导时期，此时通胀下降，而债务占GDP比重上升，利率的变动满足泰勒规则。他们的发现进一步表明了货币-财政政策配合方式对于宏观经济变量之间关系的影响。Murphy & Walsh(2020)将政府购买作为财政支出的代理变量，着重刻画财政支出对利率的影响，特别考虑到了零利率和负利率的情形。

国内基于价格水平决定的财政理论(FTPL)研究中国问题的文献仍然相对匮乏。早期如龚六堂和邹恒甫(2002)、胡振飞(2005)阐述了货币论在经验和理论上受到的质疑和挑战，发现货币数量论所依赖的现实经济条件已经发生了变化，并介绍了财政论的主要观点。基于中国数据的实证研究常常因样本期和估计方法的不同而对于中国货币-财政政策的配合方式得出不同的结论。例如，万晓莉和傅雄广(2008)运用VAR方法检验中国1979—2005年间的价格决定机制，认为中国属于货币主导型政策。荣幸子和蔡宏宇(2015)使用中国1994—2013年的年度数据发现我国财政政策符合李嘉图体系，货币政策占主导地位。相反地，方红生(2008)通过SVAR模型检验了FTPL在中国的适用性，认为1996—2006年中国属于财政主导型政策。刘斌(2009)采用贝叶斯估计，也得出中国政策体制主要表现为财政主导型政策的结论。杨子晖等(2014)发现我国财政赤字对货币供应有着显著的影响，货币政策在很大程度上被动适应于财政政策。杨源源(2017)通过构建DSGE模型和估计中国的财政支出规则，发现我国存在符合FTPL的财政主导路径。上述研究均基于固定体制进行建模估计，没有考虑在样本期内体制变换的可能性。

本文首次使用MS-AR马尔科夫体制转换自回归模型研究我国利率市场化以来(1996—2017年)利率水平决定机制。本文将FTPL理论中关于货币政策和财政政策的配合方式的思想纳入对我国利率决定的分析框架，结合我国利率市场化改革以来(1996—2017年)利率、货币政策和财政政策的非线性关系特征，提出以下假说：

H1 伴随着利率市场化改革，我国利率的决定存在由“财政主导”向“货币主导”体制的转换。

H2 “财政主导”的利率决定机制特征是，当财政政策为刺激经济增长而积极增加财政支出时，会增加货币需求，此时货币政策处于被动配合和从属地位，以维持政府预算平衡，利率主要由财政政策决定。

H3 “货币主导”的利率决定机制特征是，当货币政策作为主要宏观调控手段积极调整货币供应以稳定物价和经济波动时，财政政策根据货币政策决定的利率水平和宏观经济变化，配合维持预算平衡，利率主要由货币供给决定。

本文将利用我国利率市场化改革以来(1996—2017年)的宏观经济金融数据，借助二体制马尔科夫体制转换自回归模型(MS-AR)对我国利率、货币政策、财政政策的非线性关系进行实证检验，揭示在利率市场化改革的不同阶段，货币政策和财政政策影响利率的不同机制。

三、回归模型与研究思路
本文借鉴Hamilton(1989；2016)的研究，采用二体制的马尔科夫体制转换自回归模型(MS-AR)考察我国利率市场化从开始到完成阶段(1996—2017年)利率水平决定的体制变化。MS-AR模型将马尔科夫体制转换加入自回归模型中，将自回归模型中的系数在不同的时间点赋予不同的状态，适合分析政策转换过程中利率决定机制的非线性变化。马尔科夫体制转换模型的优势在于，在体制转换不可观测时，允许笔者通过数据的结构性变化，对每个时间点体制转换的概率做出客观估计。此外，马尔科夫体制转换模型还能够将研究对象的非线性变化内生化，可以避免人为将大样本数据依据相关结构划分为若干个子样本的主观过程。

本文以银行间市场名义利率为被解释变量，在马尔科夫体制转换n阶自回归模型的基础上，加入通货膨胀、财政支出(1)本文采用公共财政支出作为财政政策的代理变量，因为财政支出对总需求和货币需求的影响最为直接，最适宜刻画财政政策对利率的影响渠道。这也是本文研究时间范围内唯一可得的月度数据。使用公共财政支出的数据近似估算宏观模型中的政府购买也是文献中常见的做法，例如，贾俊雪和郭庆旺(2012)、李华等(2019)、陈诗一和陈登科(2019)均使用财政支出作为财政政策的代理变量。和货币供应量等解释变量，并允许解释变量的系数随时间变化，以求全面、客观地刻画政策转换过程中利率决定机制的体制变化。

具体回归模型由下式给出：(2)回归模型式(1)的解释变量包括了至少在一个体制下显著的所有变量，没有包括GDP增长率等变量，因为其他解释变量在回归中的两个体制下均不显著。

it=cst+θ1it-1+…+θnit-n+αstπt+βstGt

+γstMt+εt

(1)

式中，it,it-1,…表示第t, t-1,…期的名义利率，πt, Gt,Mt分别表示t期的通货膨胀、财政支出以及货币供应量M2。式(1)中的st是一个代表体制变化的随机变量，当st=1时，利率由体制1代表的关系决定；当st=2时，利率由体制2代表的关系决定。本文假设解释变量系数随着体制的改变而改变，即允许财政和货币政策对于利率的影响在不同时期可以发生变化。随机变量st服从一个二状态的马尔科夫链，状态转移概率由下式给出：

Pr(st=j|st-1=i,st-2=k,…,yt-1,yt-2,…)

=Pr(st=j|st-1=i)=pij

(2)

马尔科夫转移概率矩阵：

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式中，pij表示利率从状态i转移到状态j的概率。且width=79,height=41,dpi=110即在此二状态马尔科夫链中，利率必然会保持原状态或是转移至另一状态。通过马尔科夫转移概率矩阵，可以判断出利率是否稳定的处于体制1或2。若是，则p11和p22将会十分接近于1，若否，p12或p21的值将会很大，表明利率有很大可能从体制1转化成体制2，或从体制2转换成体制1。

在此基础上，考虑到利率水平决定的转变必然要受到宏观经济因素的影响，因此在马尔科夫体制转换自回归模型的概率回归因子的选择上，本文将通货膨胀、财政支出、货币供应量和GDP增长率作为概率回归因子，允许这些变量对利率决定机制的体制转移概率造成影响，使得回归模型更加符合现实。

四、实证结果与分析
(一)数据选择和处理
本文研究的时间跨度为1996—2017年，数据频率为月度。其中，名义利率为银行间市场的7天拆借利率，通货膨胀率由每月的CPI指数计算得出，货币供应量选取的是M2的月度数据，GDP增长率的月度数据由规模以上工业增加值计算而得。银行间市场的7天同业拆借利率、货币供应量、财政支出、规模以上工业增加值来源于中经网经济数据库，以1996年1月为基准的CPI数据利用wind数据库中2010—2017年定基数据和1996—2017年同比数据推算而得。

为消除季节因素对数据的影响，本文采用X-12方法对名义利率、通货膨胀率、财政支出和货币供应量进行了季节调整。为尽量减少数据时间序列异方差带来的影响，对季调后变量序列取自然对数。将所有经过调整之后的时间序列名义利率、通货膨胀率、财政支出、货币供应量分别记为：lgit,πt,lgGt,lgMt。

在回归分析之前，首先使用ADF检验对上述经调整后的变量序列进行平稳性检验，滞后阶数根据AIC准则自动确定，临界值根据MacKinnon(1996)提出的单边p值确定。经检验，序列lgit,πt平稳，而序列lgGt,lgMt不平稳。对不平稳序列做一阶差分后成为平稳序列，记为dlgGt,dlgMt。

(二)滞后阶数和体制数量的确定
首先确定利率作为自回归项在模型中的滞后阶数。根据lgit序列的自相关函数为平滑指数衰减形式，偏自相关函数为1阶截尾形式可以判断，名义利率序列自回归的阶数应为1阶。由于受财政政策、货币政策的影响，利率在整个利率市场化阶段分为两个体制，在这两个体制内利率的决定机制不同，于是在MS-AR模型的回归中，本文将利率体制个数设置为2。根据单位根检验的结果以及名义利率自回归阶数的确定，本文采用的模型由式(1)变为：

lgit=cst+θlgit-1+αstπt+βstdlgGt

+γstdlgMt+εt

(3)

式中，st代表体制状态的随机变量，d表示变量的一阶差分。在模型的概率回归因子选择上，本文将常数项、通货膨胀、财政支出增长率、货币供应量增长率和GDP增长率作为概率回归因子加入回归中。

(三)实证结果及检验
实证结果表明，在我国利率市场化进程中，利率水平的决定存在两个显著差异的体制。从表1可以看出，在利率体制1中，常数项、利率一阶自回归项、财政支出项在统计上显著。而在利率体制2中，常数项、利率一阶自回归项、货币供应量项在统计上显著。各个变量的系数在利率体制1和体制2下均存在显著差异。这说明除常数项和自回归项外，在利率体制1和体制2中，影响利率最显著的变量分别是财政支出和货币供应量。本文的重要发现是，模型识别出财政政策和货币政策对利率的影响存在体制转变。自此，笔者将利率体制1称为“财政主导”体制；利率体制2称为“货币主导”体制。

表1 利率体制回归结果

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注：***p<0.01，**p<0.05；括号内为t值。

根据回归结果，笔者可以写出名义利率在两个体制下的回归方程：

lgit=1.23+0.97lgit-1+0.24dlgGt+εt

财政政策主导体制

(4)

lgit=0.74+0.97lgit-1-2.62dlgMt+εt

货币政策主导体制

(5)

式(4)～式(5)中自回归系数均小于1，即自回归模型平稳。这表示任何冲击对利率的影响将会随着时间而逐渐衰减。两式的常数项分别为1.23和0.74，表示在同样的自回归系数的条件下，财政政策主导下的利率波动幅度会更大，而实际情况也确实如此。实际数据显示，在2006年之前的财政政策主导的利率体制下，利率波动的方差为9.03，明显大于2007年之后货币政策主导体制下的利率波动方差0.904。此外，在财政政策主导的利率体制下，财政支出增长率的回归系数为0.24，表示财政支出增速的增加会造成利率的增加，说明由于财政支出的增长不断加速，财政政策的挤出效应超过了货币供给效应，因此表现为财政支出与利率的正相关关系。在货币政策主导的利率体制下，货币供应量增速的回归系数为-2.62，表示货币供应量增速的增加会导致利率较大幅度的降低，由于货币供应增加会降低利率，而货币供应量增速加快则会使利率降幅增大，故该系数绝对值较大。综上，从两个体制的回归结果看，与本文提出的假说和数据特征高度契合。

表2展示了回归结果为显著的概率回归因子，表明仅有常数项c和财政支出增长率dlgGt对于体制转移概率有显著的影响。其中pij表示利率由第i个状态转移到第j个状态的概率，并且由马尔科夫概率转移矩阵的性质知p12=1-p11，p22=1-p21。说明财政支出增长率对于利率体制从“财政主导”转为“货币主导”的概率影响显著。

表2 概率回归因子回归结果

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表3展示了时变马尔科夫概率转移矩阵的时间平均矩阵，即width=126,height=23,dpi=110矩阵中的元素pij表示利率从第T期的体制i转移到第T+1期的体制j的概率，并且有：∑jpij=1。即利率在第T期处于体制i并在T+1期转移到所有体制的概率之和为1。结果显示，利率稳定处于“货币主导”体制的平均概率为0.971，从“货币主导”体制转移到“财政主导”体制的平均概率为0.029。利率稳定处于“财政主导”体制平均概率为0.972，从“财政主导”体制转移到“货币主导”体制的概率平均为0.028。这说明无论是“财政主导”体制还是“货币主导”体制均十分稳定，我国的两个利率体制区分显著。

表3 马尔科夫概率转移矩阵

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图3是利率市场化改革的完整周期内(1996—2017年)体制状态的平滑概率图像，可以看出，利率传导体制的变化大致可以分为三个阶段：1996—2005年，利率处于体制1的概率为1，表明利率十分稳定地处于“财政主导”体制中。2006—2012年，利率处于体制1的概率在0和1之间来回变换，但是体制2的概率总体大于体制1的概率。这说明这个阶段正处于从“财政主导”到“货币主导”的过渡时期，财政政策和货币政策相互冲突，而利率决定机制尚不稳定，在“财政主导”和“货币主导”之间徘徊。2013年以后，利率处于体制2的概率基本稳定为1，从“财政主导”到“货币主导”的转变已经完成，并且利率十分稳定地处于“货币主导”体制。

本文通过马尔科夫体制转换回归得到的利率体制与我国利率市场化进程的划分十分吻合。我国利率市场化中具有决定性的时间和标志性事件包括：2004年人民币存款利率下限、贷款利率上限基本放开；2012年人民币贷款利率下限、存款利率上限放松；2015年人民币存贷款利率管制完全放开。本文模型得到的体制转换发生时间对应于这些决定性的年份，而陶雄华和陈明珏(2013)、刘金山和何炜(2014)的研究对我国利率市场化进程的划分也得到了类似的结果。综合以上研究成果和本文所建立的模型，本文从财政政策和货币政策的角度对我国利率水平决定的体制转变的原因和机制做出更深入的解释。

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图3 利率体制概率分布图

在利率水平决定的“财政主导”体制(1996—2005年)中，我国利率市场化处于起步阶段，利率市场化程度不高，货币政策的利率传导渠道不畅，此时财政政策是我国主要的宏观调控手段，是利率的主要决定因素。结合前文分析的政府支出与利率的相关关系可以进一步将“财政主导”体制分为1996—2000年和2000—2005年两个阶段。财政政策在1996—2000年间对于利率具有负向影响，是因为一方面政府支出充当了货币供给的角色，另一方面此时财政政策的挤出效应很小。事实上，为了应对1998年亚洲金融危机后的民间投资不足，积极的财政政策帮助基础设施投资和产业结构升级，财政赤字占比从1998年的1.09%增加到2000年的2.51%，政府支出替代了货币供应量应产生的效果(张信柱，2010)。郭庆旺和赵志耘(1999)通过财政支出的生产性、投资函数形式等方面的分析得出，当时我国积极的财政政策非但不具有挤出效应，拉动效应反而更为明显，积极的财政政策通过增加国民收入产生拉动效应。民间投资的上升依赖国民收入的增加而非融资成本降低，所以此时市场上的借贷资金需求减少，以达到降低利率的目的，而利率的降低又使民间投资进一步增加。至此，积极的财政政策相当于完成了与增加货币供给相同的目标，在某种程度上变相增加了货币供给，通过基础建设投资的方式完成了利率调控的过程。2000—2005年，利率市场化的作用主要体现在利率调控的去财政化，财政政策对于利率的直接调控效应逐渐减弱，挤出效应逐渐变得明显，财政政策对利率的影响为正。在整个“财政主导”阶段，由于财政政策与利率的负相关性仅存在少数几年，因此整体回归系数为正。

在从“财政主导”向“货币主导”的过渡阶段(2006—2012年)，除了2008年金融危机期间“财政主导”外，其余时间基本都转向“货币主导”，而这个短暂的“财政主导”阶段很可能与我国出台“4万亿”经济刺激计划等积极的财政政策有关，并且2008—2009年期间人民币汇率重新回归盯住美元的固定汇率制，货币政策的独立性在很大程度上受到了汇率制度的限制。

2012年后，我国稳定进入了“货币主导”的体制。此时，利率市场化经过十多年的发展，货币政策影响利率的渠道开始逐渐变得通畅，完成了从“财政主导”体制向“货币主导”体制的转变。货币政策开始作为宏观调控的主要手段发挥作用，在货币市场通过改变货币供给决定均衡利率，而财政政策则“退居二线”，作为维持财政预算平衡的工具发挥作用。

(四)利率体制转移的原因和识别机制
为了进一步说明利率水平的决定从“财政主导”体制向“货币主导”体制转移的原因，图4对比了从“财政主导”体制到“货币主导”体制的时变转移概率Pr(St=2|St-1=1)以及“货币主导”体制的平滑概率Pr(St=2)。从图4可以看出，利率在t-1时刻处于“财政主导”体制但在t时刻处于“货币主导”体制的转移概率在大部分时间内都位于零附近。但是，1998—2000年、2006—2012年和2014—2017年，转移概率却发生了大幅上升。1998—2000年期间转移概率的两次显著上升，说明利率与财政支出的关系发生了松动。这是因为从1998年开始利率被允许大范围浮动，并且利率市场化取得了一些进展，但利率市场化的程度还不够高，不足以实现体制转移。2006—2012年期间，转移概率Pr(St=2|St-1=1)多次发生了大幅上升，且导致“货币主导”体制的平滑概率Pr(St=2)从0逐渐攀升并最终稳定在1。这是因为我国在经历了2008年的经济危机之后，为了稳定经济波动，实行了持续的宽松的货币政策和刺激性的财政政策。一方面，央行连续降低法定存款准备金率和存贷款基准利率，通过货币市场对政策利率的反应来调节货币供给，进一步刺激了货币政策渠道的活力，使得利率与货币数量的关系日益密切，货币政策逐渐取代财政政策成为决定利率水平的主要因素，因此转移概率不断增加。另一方面，我国政府在2008年出台的“四万亿”刺激经济计划，并没有导致利率如“财政主导”体制下的反应，说明财政政策对利率的影响力下降，因此模型识别出我国利率体制已经完成从“财政主导”向“货币主导”的转变，开始了货币政策作为调控利率的主要手段发挥作用的时期。

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图4 利率转移概率对比图

(五)对货币政策中汇率因素的进一步排除
从上文的分析可以看到，2006年后利率市场化逐渐取得成效，货币政策渠道逐渐通畅，利率调控由货币政策承担。央行货币创造的渠道包括外汇占款、再贷款、逆回购、超额存款准备金等工具。2005年7月21日，中国人民银行改革人民币汇率形成机制，宣布我国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币调节、有管理的浮动汇率制度。2005年汇改后，人民币汇率呈现渐进式升值态势。出于人民币汇率管理的需要，中国人民银行在外汇市场上通过买入美元的方式调控人民币升值压力，外汇占款开始大幅增加，外汇储备资产迅速增长。在基础货币创造的不同渠道中，外汇占款所占的比重不断提高。根据伍戈和李斌(2012)的研究，自从2005年汇改以来直到2011年底外汇占款一直是我国基础货币供应的主渠道。由于在利率市场化改革的推进过程中伴随着汇率市场化改革以及货币政策独立性的提高，笔者需要进一步排除“货币主导”的体制中汇率方面的因素。

具体来看，2005年人民币汇改至2008年全球金融危机之间，人民币对美元汇率采用了事实上的爬行盯住制(de facto crawling peg)。在人民币持续升值预期的推动下，跨境资本流动通过各种渠道流入中国，中国长期维持经常项目和金融项目的“双顺差”，人民银行不得不被动地在外汇市场买入美元、投放基础货币，外汇占款占比逐步升高(粟勤等，2013)。2008年全球金融危机前后，人民币实际上重新回到了盯住美元的固定汇率制。2010年6月，国际经济金融形势日趋稳定，人民银行启动了第二次汇改，将人民币汇率浮动区间调整至±0.5%。2010年下半年至2011年上半年，人民币面临单边升值压力，人民银行相应采取了较大力度的外汇市场调控，外汇占款持续上升。自2011年下半年开始，人民币单边升值压力减轻，人民银行的外汇市场干预力度逐渐减弱。根据芦东等(2019)的研究，2010年下半年至2011年中，央行的外汇市场干预处于强干预时期，外汇占款快速增长，而在2012年期间，外汇占款余额变动基本维持在0附近波动，外汇占款对基础货币供应量变动的影响减弱。2012—2014年之间人民币继续呈现出双向波动的特征，汇率弹性进一步提高，为货币政策的独立性创造了更大的空间。2015年“811汇改”进一步提高了人民币汇率中间价的透明度，增强了汇率的弹性，尽管2016年人民币汇率出现了一定幅度的贬值，但是2017年之后继续呈现双向波动、弹性增强的特征，外汇占款对基础货币供应量的影响进一步减弱。根据上述分析，央行的外汇市场干预分为强和弱两个体制，在外汇干预强的情况下，笔者称其为“外汇占款渠道主导”的体制。在外汇干预较弱的情况下，笔者称其为“非外汇占款渠道主导”的体制。

因此，本文对2006年之后我国逐渐转入货币主导的利率调控机制，进行了进一步的分析，即从实证的角度分析“货币主导”的体制下汇率和非汇率的因素。笔者考虑衡量货币供应量的两种指标：总货币供应量M2和排除外汇占款的货币供应量。利用MS-AR模型，以利率作为被解释变量，把通货膨胀、M2(Mt)以及排除外汇占款的货币供应量(Mt-Et)作为解释变量加入回归中，将通胀、财政支出、排除外汇占款的货币供应量以及GDP增长率作为MS-AR模型中的概率回归因子。回归模型如下：

lgit=cst+θlgit-1+αstπt+βstdlgMt

+γstdlg(Mt-Et)+εt

(6)

表4和图5分别表示考虑外汇占款因素后的体制回归结果和体制转换的平滑概率图像。

表4 外汇占款体制回归结果

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注：***，p<0.01，*，p<0.05；括号内为t值。

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图5 体制概率分布图

从结果可以看到，在2006—2017年这个利率调控由货币政策承担的时期内，2011年前后存在两个不同的体制：2011年之前是“外汇占款渠道主导”的体制。从体制概率来看，在2011年后，基本稳定处在“非外汇占款渠道主导”体制中，利率主要受到除去外汇占款后的货币供应量的影响。笔者这一研究发现与伍戈和李斌(2012)的研究结论相吻合，即2011年底以后随着国际收支趋于平衡，外汇占款的货币供给效应明显减弱。具体来看，在2006—2011年的“外汇占款渠道主导”体制下，M2单独在1%的显著性水平下显著，而排除外汇占款的货币供应量不显著。这表明其他货币投放渠道对利率的影响不显著，而外汇占款这个渠道显著影响基准利率。这主要是因为在这段时期，人民币持续存在单边升值压力，在典型的“三元悖论”约束下，人民银行被动地在外汇市场买入美元、投放出基础货币，从而导致外汇占款在基础货币中的占比逐步升高。牛晓健和陶川(2011)的研究发现，2006—2010年之间外汇占款的增加在长期内对基础货币、广义货币和金融机构贷款有扩张效应，由于存在三元悖论，开放条件下我国的货币政策独立性受到较大影响，货币政策的实施效果受到因外部经济失衡所导致的外汇占款增加的影响。在这一阶段，货币政策受制于过于僵化的汇率制度，货币政策独立性不足，货币供应量和利率之间的关系处在“外汇占款主导”的阶段。

2011年之后，“货币主导”体制开始稳定取代“财政主导”体制，并且货币供应量变化中的外汇占款渠道逐渐减弱，货币政策独立性增强。这主要是得益于人民币汇率的弹性增强，央行对外汇市场持续性、常规性的干预不断减弱。2011年下半年以来，随着全球主要经济体企稳，我国国际收入趋于平衡，人民币汇率呈现出双边波动的特征。2012年4月12日，在外汇供求基本平衡，资本流出略有压力的情况下，人民银行顺势而为，再次推进一系列人民币汇改，增强人民币汇率的弹性。一是银行间外汇市场人民币汇率的浮动区间从“0.5%扩展到1%”。二是对银行隔夜头寸进行管理，允许银行持有隔夜的美元兑人民币头寸，同时取消对银行的收付实现制头寸的限制，意味着银行可以提前卖出外汇。三是取消部分资本管制的措施。随着人民币双边波动率的提高和弹性的增强，人民币汇率的变化有助于吸收国外的冲击，从而使得人民银行能减少在外汇市场的干预，货币政策的独立性增强。2015年“811汇改”之后，虽然人民币经历了一段时间的大幅贬值，但是人民币汇率的弹性进一步提高。2017年以来呈现双向波动的特征，央行进一步退出常规性的外汇干预，货币政策的自主性进一步增强。此外，央行近年来逐步加大了公开市场逆回购、中期借贷便利(MLF)、常备借贷便利(SLF)等货币政策操作工具的使用力度。这些政策工具开始成为连接利率和货币供应量之间的主要渠道。总之，2011年以来，我国进入“货币主导”体制，利率和货币总量之间的传导机制畅通，货币政策独立性增强，货币政策成为影响利率的主要渠道。

五、结论与政策建议
本文基于利率市场化视角研究了我国利率水平决定的体制转换。在我国利率市场化改革的完整周期(1996—2017年)内，将货币政策和财政政策等宏观经济因素加入马尔科夫体制转换自回归(MS-AR)模型，分析了利率决定机制体制转移及不同体制下利率水平的特征。

实证结果表明，我国利率市场化改革进程的逐步加深使我国利率决定机制发生了转变，转变节点在2006年前后：2006年之前，利率的决定主要遵循“财政主导”体制，利率调控主要通过财政政策工具实现，而货币政策渠道不够通畅。2006年之后，利率决定机制逐渐过渡为“货币主导”体制，利率市场化程度加深使货币政策渠道更加通畅，我国利率调控方式转变为货币政策工具，依靠货币市场供需平衡的市场力量决定最优利率。但是，利率决定机制从“财政主导”体制向“货币主导”体制转变的过程并非一蹴而就，而是经历了2007—2012年的五年过渡期。一方面，我国的利率市场化程度还不够高，使货币政策渠道无法立刻完全发挥作用；另一方面，受国际金融危机影响，国内经济形势不稳定，政府必须出台相应的经济刺激政策，结果是体制转移概率出现较大波动。我国2008年后持续的紧缩性货币政策一定程度上加大了利率从“财政主导”体制转向“货币主导”体制的概率。从货币总量的渠道看，2006年至2011年底，货币创造中的外汇占款起主导作用，而2012年之后货币政策的传统渠道开始占据主动，成为连接利率和货币总量的主要渠道。

基于本文的分析，笔者有以下相关政策建议：一是继续深化利率市场化改革，不断疏通货币政策传导渠道。虽然我国货币市场利率调控体系已经基本建立，但是存贷款市场利率管制仍未完全开放。在“利率双轨制”下， 货币市场和信贷市场的价格体系割裂，导致货币政策对利率的引导只停留在货币市场，无法传达到信贷市场，削弱了对实体经济的调节效果。利率双轨制是我国利率市场化进程中过渡时期的权衡选择，但是从长期来看，对我国金融体系的运行和货币政策的实施都具有十分不利的影响。尤其是在当前全球疫情的影响下风险和不确定性加剧，实体经济融资成本较高的背景下，应进一步推动利率市场化改革，逐步推进利率“两轨合一”，健全市场化的利率形成机制，疏通货币政策对实体经济的传导渠道。二是维持金融稳定，防止市场失灵。利率市场化改革需与宏观审慎政策框架协调推进。在数量型向价格型货币政策转型过程中，货币政策工具逐渐成为调控利率的主要手段，而利率放开常常伴随金融风险积聚，这就需要增强宏观审慎监管，注重货币政策和宏观审慎政策之间的相互协调，配合守住不发生系统性金融风险的底线，维护经济和金融体系的整体稳定。这也是党的十九大报告中提出“健全货币政策和宏观审慎政策双支柱调控框架”的题中应有之义。(3)习近平：《决胜全面建成小康社会 夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利——在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告》，新华社，2017-10-27。三是打破财政政策和货币政策对立，注重两种政策的协调配合。利率由货币政策主导后，财政政策应作为货币政策的辅助工具，在调节经济上发挥更大的作用，并且和货币政策相结合，在维持经济增长和降低通货膨胀之间达到最优平衡。特别是在当前全球经济面临较大不确定性的条件下，货币政策、财政政策和金融稳定政策的协调配合是大势所趋。中国货币政策、财政政策以及金融监管由中央政府统筹的机构设置可能成为未来我国宏观调控的效率优势所在。

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FROM FISCAL DOMINANCE TO MONETARY POLICY TOOLS: THE SWITCHING OF CHINA’S INTEREST RATE DETERMINATION
ZHOU Xuan1 PENG Jia-jun1 WANG Fei2 LU Dong3

(1. School of Economics, Renmin University of China; 2. Institution of Latin American Studies, Chinese Academy of Social Science; 3.School of Finance, Renmin University of China)

Abstract: Based on the perspective of interest rate liberalization, this paper uses MS-AR (Markov regime-switching autoregressive model) to study the nonlinear changes of interest rate determination channels in China since the interest rate liberalization began (1996-2017). This paper uses the econometric model to identify two regimes of interest rate determination channels in China: “fiscal dominant” (1996-2005) and “monetary dominant” (2006-2017) regimes. The switching time of China’s interest rate determination channels coincides with the critical timing of interest rate liberalization reform process, showing that China’s interest rate liberalization reform has made remarkable achievement, and the interest rate determination has changed from fiscal dominant to monetary dominant regime, laying a good foundation for further interest rate liberalization.

Key words: interest rate liberalization; fiscal expenditure; money supply

* 周璇、彭嘉俊，中国人民大学经济学院，邮政编码：100872，电子信箱：xuanzhou@ruc.edu.cn；王飞，中国社会科学院拉丁美洲研究所；芦东(通讯作者)，中国人民大学财政金融学院。本文是中国人民大学新教师启动金项目(15XNF011)的阶段性成果。感谢匿名评审人提出的修改意见，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

(责任编辑：刘舫舸)