基于SVAR模型的货币市场Shibor基准地位研究

摘要：货币市场中SHIBOR基准地位的确立决定着利率市场化是否能最终完成。从基准利率非对称性属性及货币政策价格调控职能视角，本文选取货币市场代表性利率，以及主要经济金融变量，分别与SHIBOR变量构建SVAR模型，并进行脉冲响应函数分析考察货币市场中SHIBOR基准地位的问题。研究结果显示SHIBOR已具备基准利率非对称性特征，在货币市场中基准地位已初步确立，但是与经济金融变量之间的相关性较弱，其变动不能引起目标变量的响应，目前尚不能承担货币政策价格调控的职能。

关键词：基准利率；shibor；脉冲响应函数分析；价格调控

中图分类号：F830 文献标识码：B

一、引言

总理在政府工作报告中强调，“十二五”期间要推进利率市场化改革，这必将触及到最后的存贷款利率的市场化；同时也意味着央行的利率调控框架将由直接调控转向完全的间接调控，由市场利率替代官定利率。在某种程度上，央行放松存贷款利率管制的时机是由货币市场中基准利率真正确立的时间决定的，而SHIBOR作为中央银行大力培养的货币市场基准利率，只有SHIBOR在货币市场中基准利率的地位得到真正的确立，SHIBOR能够承担起货币政策价格调控的功能时，中央银行才可能退出利率管制的一线。换言之，利率市场化何时能真正实现，要看SHIBOR在货币市场中基准利率的地位何时能完全确立。

SHIBOR自2007年1月4日正式运行以来，至今已有近5年的时间，对社会公布的SHIBOR包括从隔夜至1年共8个期限品种。Shibor的形成方式与国际金融市场最权威的LIBOR相似，由16家在中国货币市场上人民币交易相对活跃、信息披露比较充分的银行组成报价团自主报出人民币同业拆出利率，再据以计算其算术平均利率，作为SHIBOR利率，而且是单利、无担保、批发性利率。央行为防止报价银行随意报价，还建立了一套跟踪监控和惩罚制度，以确保Shibor的公正性［1］，这种形成方式决定了SHIBOR具备了较强的市场性。

此外，已有的研究成果均显示SHIBOR与货币市场其它代表性利率之间具有强相关性；同时在利率互换、利率期货等金融衍生品种中，商业银行也更多地采用SHIBOR作为定价基准，使其具备了一定的基础性。但是，判断SHIBOR在货币市场上基准地位是否已确立，除了从SHIBOR的市场性、相关性、基础性加以判断外，还应该从基准利率的非对称性属性去验证，即基准利率作为货币市场的核心利率，其变动能引起其它利率的变动，对其它利率具备引导性，而其它利率的变动却不会引起基准利率的变动。那么，SHIBOR是否已具备了这种非对称性呢；同时，作为可以体现货币政策意图的基准利率，SHIBOR还应该与主要的金融及经济变量具有相关性，其变动能引起这些指标变量的变动。本文正是基于基准利率非对称性属性，及货币政策价格调控职能，考察货币市场中SHIBOR基准地位确立的问题。

二、SHIBOR非对称属性的实证分析

（一）变量选取与模型设定

隔夜拆借利率能够反映货币市场最短期的价格变化，是最敏感的市场利率。借鉴于美国、日本等国均将同业拆借市场中的隔夜拆借利率作为政策利率指标的做法，本文选取了SHIBOR的隔夜拆放利率作为基准利率考察对象。选取的样本期为2007年1月到2011年8月共56个月，共计280个月度数据。所采用的5个变量除了隔夜SHIBOR外，其它均为时间长，交易活跃的货币市场短期代表性利率，分别为：全国银行间同业隔夜和7天的拆借利率、7天银行间回购定盘利率以及7天质押式债券回购利率。

考察SHIBOR与其它利率变量之间的动态变动关系，不仅要考虑变量的滞后反应，同时还要考虑变量间的同期及滞后影响，因此构建SVAR模型。时间序列的SVAR模型采用多方程联立的形式，在模型的每一个方程中，由内生变量对模型的全部内生变量的滞后值和其它变量的同期值进行回归，以此来估计变量之间的动态结构关系，本文构造的SVAR模型可以表示为：

Γ0Yt=δ+Γ1Yt-1+μt

Yt=SHIBOR1CHIBOR1CHIBOR7FR7TBRTR7为5阶时间序列的列向量， δ是5阶常数项列向量，Γ0反映了变量间的同期影响，Γ1为5x5阶的滞后项参数矩阵， μt为5阶随机误差列向量。SHIBOR1为上海银行间同业隔夜拆放利率，CHIBOR1，CHIBOR7分别为银行间同业隔夜和7天的拆借利率， TBRTR7为全国银行间市场债券质押式7天回购的交易利率，FR7为7天银行间回购定盘利率，以上利率均为月平均交易利率。

（二）序列平稳性检验

SVAR模型分析是建立在VAR模型基础上的，同VAR模型一样要对所有变量的滞后项进行联合显著性检验，所以要求变量序列是平稳的。本文采用ADF单位根检验方法来检验5个时间序列的平稳性，发现各原始序列在显著性水平为1%的情况下都存在单位根，即序列是非平稳的，继而对各变量进行了一阶差分处理，得到差分平稳序列（ADF单位根检验结果如表1），表明变量均为1阶单整序列，它们之间可能存在着长期的均衡协整关系。

（三）Johansen协整检验

协整关系意味着SVAR模型中各变量间在长期内存在着稳定的结构关系。在此基础上，才能进行脉冲响应函数分析。本文采用Johansen方法对多变量间的协整关系进行检验。根据迹统计量所得的结果进行检验，得出模型中各变量间存在长期的均衡关系（检验结果如表2）。

对所有变量选择相同的滞后项数目时，本文结合数据量，综合考虑LR、FPE、AIC、SC、HQ等指标，确定滞后阶数为2阶。对本文SVAR模型的滞后结构进行检验的结果显示特征方程的所有根模的倒数均小于1，位于单位圆内，表明模型是稳定的系统，可以进行后续分析，其脉冲响应分析具有参考价值。

（四）脉冲响应函数分析

脉冲响应函数（Impulse Response Function, IRF)是在向量自回归VAR模型基础上发展而来，用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前以及未来值影响的变动轨迹，可以比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应。本文在建立SVAR模型的基础上，采用滞后期数12，（即12个月），对各变量序列进行脉冲响应分析。CHIBOR1、CHIBOR7、TBRTR7和FR7等变量对SHIBOR1的脉冲响应如图1, SHIBOR对其它利率变量的脉冲响应如图2。横坐标表示冲击发生后的时间间隔，即以月为单位的滞后期，纵坐标表示冲击的力度。

从图1可以看出，给SHIBOR1一个标准差的正向冲击后，当期内各利率变量均作出了正向反应。7天全国银行间同业拆借利率CHIBOR7反应最强烈，增加了0.73，其次是7天质押式债券回购利率TBRTR7，增加了0.7，7天回购定盘利率FR7增加了0.69，全国银行间隔夜拆借利率CHIBOR1增加的最少，仅为0.48。之后， SHIBOR新息对各利率变量的影响均呈现较快的下降，至第2期其它的利率变量都恢复到原来的水平，可以说，SHIBOR对其它利率的影响短暂但是剧烈。

由图2可以看到，给各利率变量一个标准差新息的冲击后，SHIBOR1在当期均未做出反应，之后，对于全国银行间7天同业拆借利率CHIBOR7以及7天债券回购利率TBRTR7的新息冲击，SHIBOR1都增加了0.04，但很快在第2期就恢复到原有水平。对于全国银行间隔夜同业拆借利率CHIBOR1的冲击，SHIBOR1在第2期增加了0.04，之后影响开始下降，第4期恢复到原有水平。对于回购定盘利率FR7变量的冲击， SHIBOR1在第2、3期均有负向反应，最多减少0.06，在第4期恢复到原有水平。可以认为，各利率变量的变化对于SHIBOR1当期没有影响，之后的影响极小，考虑到我们所考察的利率变量皆为两周内的利率，而图中分析所设置的各期以月为单位，这种影响可以忽略。

从脉冲响应函数分析可以看出，SHIBOR1的变动能引起全国银行间隔夜和7天的同业拆借利率，及7天债券回购利率和回购定盘利率的同向变动，尤其对7天同业拆借利率和7天债券回购利率的当期影响较大，而其它各利率变量的变动在当期内均不能引起SHIBOR1的变动。由此可以判断SHIBOR1与其它所选利率之间存在明显的非对称性，符合基本利率的这一属性，结合SHIBOR已具有的市场性、相关性、基础性等特点，可以认为隔夜SHIBOR在货币市场中的基准地位已初步确立。

三、SHIBOR货币政策调控职能的实证分析

基准利率除了要具备非对称性这个重要属性外，还应该能够承担货币政策调控的职能，能够体现央行的政策意图，通过在货币市场公开操作，变动基准利率，继而影响金融机构的信贷行为，最终作用在宏观经济变量上。SHIBOR基准地位已经初步确立，它是否能够替代官定利率，承担起货币政策调控的职能呢？我们将分析SHIBOR与金融市场和宏观经济变量之间的相关性，并构建SVAR模型，进行脉冲响应函数的分析，以考察SHIBOR的这一职能。

（一）模型设定及变量选取

本文选取上海银行间同业隔夜拆放利率（SHIBOR）、金融机构人民币短期贷款SL、货币供给量M2、工业企业增速AG（代替GDP的月度数据，描述经济增长水平）、消费价格指数CPI（代表通货膨胀水平）等5个变量，样本期为2007年1月到2011年8月共56个月，样本数据共计280个月度数据，来考察SHIBOR与经济变量的关系。对上述5个时间序列所构建的SVAR模型类似于本文第二部分SHIBOR与其它利率变量之间的模型，并采用ADF对各时间序列进行单位根检验，发现5个变量的原始序列在显著性水平为1%的情况下都存在单位根，即序列是非平稳的，继而对各变量进行了一阶差分处理，得到差分平稳序列（此处从略）。

（二）Johansen检验

采用Johansen方法对多变量间的协整关系进行检验。检验结果见表3，在5%置信水平下，迹统计量值显示有3个协整方程，最大特征值统计量显示有1个协整方程；在10%置信水平下，迹统计量和最大特征值统计量都显示有3个协整方程，表明各变量间存在长期均衡关系。对所有变量选择相同的滞后项数目时，结合数据量，综合考虑LR、FPE、AIC、SC、HQ等指标，确定滞后阶数为3阶。

（三）Granger因果检验

协整关系仅对变量进行数量关系的分析，为了考察SHIBOR长期中与实际变量之间的因果关系，需要进行格兰杰因果关系检验，滞后3阶的检验结果如表4。由表4可知，在10%显著性水平下，SHIBOR和M2互为对方的Granger原因，即SHIBOR和货币供应量是相互影响，相互作用的。SHIBOR不是CPI的Granger原因，但CPI是SHIBOR的Granger原因，即SHIBOR对CPI不产生影响，但是CPI会对SHIBOR产生影响。此外，S HIBOR与SL及AG互相不为对方的Granger原因，意味着SHIBOR与短期贷款和产出之间相关性较差。

（四）脉冲响应函数分析

在SVAR模型基础上，进行脉冲响应分析，观察SHIBOR与实际变量间的动态关系。采用滞后期数24，（即24个月），给予SHIBOR一个正的标准差新息的冲击，观察其它经济指标对SHIBOR变化的动态响应。各变量对SHIBOR新息的脉冲响应如图3：横坐标表示冲击发生后的时间间隔，即以月为单位的滞后期，纵坐标表示冲击的力度。

由图3可以看到，给SHIBOR一个正的标准差新息的冲击后，短期贷款SL在当期内有微小的增加，之后下降，第2期就恢复到原有的水平；M2在当期内同样有微小增加，之后迅速恢复到原有水平。工业企业值增速AG在当期减少0.12，之后也迅速恢复到原有水平。通货膨胀水平CPI当期有正向反应，略增0.05，之后开始下降，第3期恢复到原有水平。由此可以判断，目前，SHIBOR的变化对金融机构贷款水平、货币供给量、通货膨胀指数和经济增长水平的影响甚微，影响时间极短，可以认为SHIBOR的变化无法对所考察的经济指标产生影响。

四、结论

SVAR模型的实证研究表明：（1）货币市场中，SHIBOR标准差新息的冲击能引起全国银行间隔夜和7天拆借利率、7天债券回购利率和7天回购定盘利率等代表性利率变量的同向变动，且影响力度大，持续期长，而其它利率变量标准差新息的冲击却不能引起SHIBOR的变动，符合本文对于基准利率非对称性属性的基本判断，即基准利率的变动能引起其它利率的变动，对货币市场其它利率具有引导作用，而其它利率变动却不能引起基准利率的变动。（2）SHIBOR与货币供应量间相关性较强，但与物价水平及产出等实际变量间相关性较差。（3）SHIBOR标准差新息的冲击不能引起经济指标变量的变化，即SHIBOR对实际经济变量不能产生影响。

由此可以得出结论，目前，在我国的货币市场上，SHIBOR基准地位已经得到初步确立，但是SHIBOR与实际变量的相关性差，其变化不能有效传导到实际经济，因此尚不能替代官定利率，承担货币政策价格调控的职能。而利率完全市场化需要一个权威的基准利率替代目前的官定利率，因此尚需要央行加大对SHIBOR的培育力度，除了将SHIBOR更多的应用在央票的发行和公开市场业务操作的利率招标中，还要积极引导商业银行加大应用SHIBOR进行产品定价的范围，进一步提高SHIBOR的基准地位。此外还应加强SHIBOR对货币政策的传导作用，使其能有效反映货币当局的政策意图，这对于央行由直接利率调控向间接利率调控的转变具有重要意义。

注释：

① 检验形式中， C代表常数项，T代表趋势项，P代表滞后阶数，本文中（n,n,0）代表无常数项，无趋势项，无滞后阶数。

参考文献：

［1］ 李中山,武军伟.我国银行间同业拆借市场基准利率的选择［J］．上海金融, 2009(8):27-30.