利率市场化背景下政策利率传导的时变特征分析——基于TVP-VAR模型的检验
发布时间：2021-01-10 13:44
自2006年以来我国不断推进利率市场化,这是否促进了政策利率的传导有待研究和探讨。通过构建时变参数向量自回归（TVP-VAR）模型,运用2006—2016年月度数据检验了利率市场化背景下我国政策利率传导的时变特征。实证结果表明:从整个样本期的变化趋势来看,在利率市场化的背景下,作为政策利率的货币市场利率向贷、存款零售利率和债券收益率的传导效果显著增强。2010年到2013年,理财产品收益率、贷款利率、公司债收益率对政策利率变动的短期（滞后一期）响应经历了持续上升过程,传导效果增强区间与利率市场化快速推进阶段较为一致;2013年贷款利率浮动下限取消后,贷款利率的当期反应由零转变为负向,滞后期反应持续为正,理财产品收益率反应持续为正向,但反应峰值由当期变为滞后一期;2015年存款利率浮动上限取消后这一模式继续保持,正负向反应峰值都有增加趋势。
【文章来源】：金融理论与实践. 2019,(09)北大核心
【文章页数】：8 页
【部分图文】：
浮动区间加权利率与加权平均贷款利率
参数的MCMC估计结果参数(∑β)1(∑β)2(∑a)1(∑a)2(∑h)1(∑h)2均值0.00230.00230.00550.00530.96370.5777标准差0.00030.00030.00160.00140.19960.102995%U0.00180.00180.00340.00330.60490.401095%L0.00290.00290.00940.00891.38670.8053收敛诊断值0.6000.0280.0110.2300.8870.858无效因子7.288.7439.7736.9724.5419.242.模型诊断经过边际似然值判断可知，模型最佳滞后阶数为一阶。图2中的三行图形分别表示样本自相关系数、样本路径和后验分布密度函数。可以看到样本自相关系数均迅速降至零值附近，说明样本几乎不存在自相关关系；样本路径显示平稳，表明预设的50000次MCMC抽样能够获得有效的相关样本；后验密度函数近似接近正态分布，符合推断要求。此外，表2中Geweke收敛诊断值是检验马尔科夫链的集中度指标，其值均小于5%的显著性水平对应的临界值1.96，因此不能拒绝后验分布收敛于零的原假设；无效因子用于计算衡量MCMC混合链，其数值代表了后验样本均值方差与不相关样本均值方差的比值，结果中得到的无效因子最大值仅为39.77，意味着在50000次抽样条件下，至少能够得到50000/39.77=1257个不相关样本，对后验推断足够多。综合分析上述统计指标，可见模型估计有效。四、实证分析及结果说明TVP-VAR模型估计参数的个数过多，并且它淡化了变量间相关关系而重点考察模型误差项变动对系统的动态冲击效应。因此本文不再分析各系数参数和变量间的相关性，直接考察变量的脉冲响应图形。（一）政策利率冲击传导的跨时期效果图3描述了各经济变量在等时间间隔的三个时间长度的脉冲响应结果随时?
2019年第9期(总第482期)金融理论与实践1.政策利率对金融市场利率的时变脉冲响应图3表明，理财产品利率（dwmp6m）、贷款零售利率（loanmrt）、3A级公司债到期收益率（crop3a6m）对质押式回购利率（drepo3m）正向冲击的响应在短期和中期都是正向的，假设第一条得到验证。长期（5个月后）响应效果基本消失。理财产品利率和公司债收益率的脉冲函数在冲击发生两个月后下降了70%以上，至第5个月下降至零。而贷款利率前两个月响应降幅在33.3%以下，到第5个月下降至零值水平。从响应波动区间来看，理财产品收益率、贷款利率、公司债收益率相应的短期波动区间分别为1.8%—2.8%，0.3%—0.48%，3%—4.6%，波动水平相对较高；中期波动区间分别为0.5%—0.9%，0.26%—0.4%，0.4%—0.6%。理财产品利率和公司债收益率的短期响应水平来看相较于贷款利率水平高出一个数量级，三种利率的中期响应水平基本一致，原因在于前两者两个月内反应下降程度更快，同时说明，贷款零售利率随政策利率的调整存在一定的滞后反应，表现出了“贷款价格短期黏性”。短期时间约束利率响应时变效果十分显著。2010年6月到2015年5月，理财产品利率对回购利率的滞后1期响应持续上升，在此前和之后均保持相对平稳的水平。2010年6月，央行开始加息，在存款利率浮动上限有效时，理财产品是商业银行规避利率上限管制吸收资金的重要手段之一，此时理财产品利率对货币市场利率反应上升的信号与央行加息同步。2012年6月存款利率浮动上限扩大至基准利率的1.1倍。此后浮动上限持续上调，至2015年5月上调至基准利率的1.5倍，与响应持续上升时段基本吻合；贷款利率响应的跨时期变动起伏较频繁，2007年11月到2008年11月响应程度短暂上升，随后持续下降，2010年7月左右经历了半年?
【参考文献】：
期刊论文
[1]“新常态”时期货币政策时变反应特征与调控模式选择[J]. 刘金全,解瑶姝. 金融研究. 2016(09)
[2]时变参数泰勒规则及央行货币政策取向研究[J]. 陈创练,郑挺国,姚树洁. 经济研究. 2016(08)
[3]我国央行货币政策实施力度和节奏的规律及效果研究——基于历史演进和时变分析的视角[J]. 黄宪,王旭东. 金融研究. 2015(11)
[4]中国货币政策利率传导有效性研究:中介效应和体制内外差异[J]. 钱雪松,杜立,马文涛. 管理世界. 2015 (11)
[5]政策利率传导机制的理论模型[J]. 马骏,王红林. 金融研究. 2014(12)
[6]利率双轨制与中国货币政策实施[J]. 何东,王红林. 金融研究. 2011(12)
[7]我国货币政策利率传导渠道的体制转换特征——利率市场化改革进程中的考察[J]. 姜再勇,钟正生. 数量经济技术经济研究. 2010(04)
[8]金融结构及其对货币传导机制的影响[J]. 樊明太. 经济研究. 2004(07)
本文编号：2968810
【文章来源】：金融理论与实践. 2019,(09)北大核心
【文章页数】：8 页
【部分图文】：
浮动区间加权利率与加权平均贷款利率
参数的MCMC估计结果参数(∑β)1(∑β)2(∑a)1(∑a)2(∑h)1(∑h)2均值0.00230.00230.00550.00530.96370.5777标准差0.00030.00030.00160.00140.19960.102995%U0.00180.00180.00340.00330.60490.401095%L0.00290.00290.00940.00891.38670.8053收敛诊断值0.6000.0280.0110.2300.8870.858无效因子7.288.7439.7736.9724.5419.242.模型诊断经过边际似然值判断可知，模型最佳滞后阶数为一阶。图2中的三行图形分别表示样本自相关系数、样本路径和后验分布密度函数。可以看到样本自相关系数均迅速降至零值附近，说明样本几乎不存在自相关关系；样本路径显示平稳，表明预设的50000次MCMC抽样能够获得有效的相关样本；后验密度函数近似接近正态分布，符合推断要求。此外，表2中Geweke收敛诊断值是检验马尔科夫链的集中度指标，其值均小于5%的显著性水平对应的临界值1.96，因此不能拒绝后验分布收敛于零的原假设；无效因子用于计算衡量MCMC混合链，其数值代表了后验样本均值方差与不相关样本均值方差的比值，结果中得到的无效因子最大值仅为39.77，意味着在50000次抽样条件下，至少能够得到50000/39.77=1257个不相关样本，对后验推断足够多。综合分析上述统计指标，可见模型估计有效。四、实证分析及结果说明TVP-VAR模型估计参数的个数过多，并且它淡化了变量间相关关系而重点考察模型误差项变动对系统的动态冲击效应。因此本文不再分析各系数参数和变量间的相关性，直接考察变量的脉冲响应图形。（一）政策利率冲击传导的跨时期效果图3描述了各经济变量在等时间间隔的三个时间长度的脉冲响应结果随时?
2019年第9期(总第482期)金融理论与实践1.政策利率对金融市场利率的时变脉冲响应图3表明，理财产品利率（dwmp6m）、贷款零售利率（loanmrt）、3A级公司债到期收益率（crop3a6m）对质押式回购利率（drepo3m）正向冲击的响应在短期和中期都是正向的，假设第一条得到验证。长期（5个月后）响应效果基本消失。理财产品利率和公司债收益率的脉冲函数在冲击发生两个月后下降了70%以上，至第5个月下降至零。而贷款利率前两个月响应降幅在33.3%以下，到第5个月下降至零值水平。从响应波动区间来看，理财产品收益率、贷款利率、公司债收益率相应的短期波动区间分别为1.8%—2.8%，0.3%—0.48%，3%—4.6%，波动水平相对较高；中期波动区间分别为0.5%—0.9%，0.26%—0.4%，0.4%—0.6%。理财产品利率和公司债收益率的短期响应水平来看相较于贷款利率水平高出一个数量级，三种利率的中期响应水平基本一致，原因在于前两者两个月内反应下降程度更快，同时说明，贷款零售利率随政策利率的调整存在一定的滞后反应，表现出了“贷款价格短期黏性”。短期时间约束利率响应时变效果十分显著。2010年6月到2015年5月，理财产品利率对回购利率的滞后1期响应持续上升，在此前和之后均保持相对平稳的水平。2010年6月，央行开始加息，在存款利率浮动上限有效时，理财产品是商业银行规避利率上限管制吸收资金的重要手段之一，此时理财产品利率对货币市场利率反应上升的信号与央行加息同步。2012年6月存款利率浮动上限扩大至基准利率的1.1倍。此后浮动上限持续上调，至2015年5月上调至基准利率的1.5倍，与响应持续上升时段基本吻合；贷款利率响应的跨时期变动起伏较频繁，2007年11月到2008年11月响应程度短暂上升，随后持续下降，2010年7月左右经历了半年?
【参考文献】：
期刊论文
[1]“新常态”时期货币政策时变反应特征与调控模式选择[J]. 刘金全,解瑶姝. 金融研究. 2016(09)
[2]时变参数泰勒规则及央行货币政策取向研究[J]. 陈创练,郑挺国,姚树洁. 经济研究. 2016(08)
[3]我国央行货币政策实施力度和节奏的规律及效果研究——基于历史演进和时变分析的视角[J]. 黄宪,王旭东. 金融研究. 2015(11)
[4]中国货币政策利率传导有效性研究:中介效应和体制内外差异[J]. 钱雪松,杜立,马文涛. 管理世界. 2015 (11)
[5]政策利率传导机制的理论模型[J]. 马骏,王红林. 金融研究. 2014(12)
[6]利率双轨制与中国货币政策实施[J]. 何东,王红林. 金融研究. 2011(12)
[7]我国货币政策利率传导渠道的体制转换特征——利率市场化改革进程中的考察[J]. 姜再勇,钟正生. 数量经济技术经济研究. 2010(04)
[8]金融结构及其对货币传导机制的影响[J]. 樊明太. 经济研究. 2004(07)
本文编号：2968810
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