基于非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的我國(guó)“費(fèi)雪效應(yīng)”檢驗(yàn)

彭文兵　嚴(yán)國(guó)津

內(nèi)容摘要：本文通過(guò)引入非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸方法，并基于我國(guó)1990年12月-2015年1月的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)以“一年期貸款利率”和“一年期居民定期存款利率”為代理的名義利率與通貨膨脹率之間是否存在“費(fèi)雪效應(yīng)”。研究表明：相較于線性模型，利用平滑轉(zhuǎn)換模型更能準(zhǔn)確把握我國(guó)名義利率和通脹水平兩者之間的關(guān)系；我國(guó)存在較弱的費(fèi)雪效應(yīng)，且該效應(yīng)在不同的通脹狀態(tài)下存在顯著的非對(duì)稱性，其中通脹緊縮和高通脹狀態(tài)相對(duì)溫和，通脹狀態(tài)有較大水平的減弱；此外，一年期居民定期存款利率與通脹水平的費(fèi)雪效應(yīng)要強(qiáng)于一年期貸款利率與通脹水平之間的費(fèi)雪效應(yīng)。最后，分析了實(shí)證檢驗(yàn)所蘊(yùn)含的政策含義并提出政策建議。關(guān)鍵詞：費(fèi)雪效應(yīng) 非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸 名義利率 通貨膨脹率

研究概述

名義利率與通貨膨脹率兩者之間關(guān)系的研究始于英國(guó)古典學(xué)派經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)雪。他在被經(jīng)濟(jì)學(xué)界稱之為“費(fèi)雪效應(yīng)”的這一理論假設(shè)中指出：在市場(chǎng)信息可以充分預(yù)見(jiàn)的前提下，名義利率與通貨膨脹率兩者之間表現(xiàn)出一一對(duì)應(yīng)的變動(dòng)關(guān)系，通貨膨脹的變動(dòng)可以由名義利率的變動(dòng)完全反映出來(lái)，從而名義利率與通貨膨脹率之差即實(shí)際利率將保持不變。費(fèi)雪效應(yīng)具有明顯的政策涵義，可以以其為標(biāo)準(zhǔn)用來(lái)判斷貨幣政策等作用機(jī)制：若存在完全的費(fèi)雪效應(yīng)，則表明貨幣幻覺(jué)并不存在、貨幣政策具有超中性，政府通過(guò)貨幣政策來(lái)影響實(shí)際利率進(jìn)而干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)僅能導(dǎo)致名義經(jīng)濟(jì)變量同比例的變動(dòng)，而對(duì)就業(yè)等實(shí)際變量不會(huì)產(chǎn)生影響；此外，費(fèi)雪效應(yīng)的存在還表明可以利用名義利率來(lái)預(yù)測(cè)通貨膨脹預(yù)期。因此，研究是否存在費(fèi)雪效應(yīng)，不僅在理論上具有重要價(jià)值，而且具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，因而成為國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界的一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。

盡管費(fèi)雪效應(yīng)在提出之后，在理論上被普遍接受，且許多經(jīng)濟(jì)學(xué)和金融學(xué)模型以其為基本假設(shè)而展開(kāi)分析。但現(xiàn)有基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的實(shí)證研究結(jié)果與理論假設(shè)存在很大差異，并沒(méi)有得到統(tǒng)一的結(jié)論，即存在所謂的“費(fèi)雪悖論”。協(xié)整理論自20世紀(jì)80年代提出并得以廣泛使用后，檢驗(yàn)是否存在費(fèi)雪效應(yīng)的一個(gè)主要切入點(diǎn)就是利用協(xié)整理論和誤差修正模型來(lái)分析名義利率和通貨膨脹率兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整及因果關(guān)系。如Mishkin（1992）基于美國(guó)1953-1990年月度時(shí)間序列，發(fā)現(xiàn)美國(guó)名義利率與通貨膨脹率均為I（1）序列，兩者之間存在顯著的長(zhǎng)期費(fèi)雪效應(yīng)，而短期費(fèi)雪效應(yīng)并不存在。Granville和Mallick（2004）基于1900-2000年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用JJ協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)英國(guó)名義利率與通貨膨脹率之間在長(zhǎng)期內(nèi)存在完全的費(fèi)雪效應(yīng)。

協(xié)整理論等計(jì)量方法亦被應(yīng)用到我國(guó)費(fèi)雪效應(yīng)的檢驗(yàn)之中，如：劉康兵等（2003）基于我國(guó)1979-2000年的名義利率和通脹數(shù)據(jù)，分別利用完全修正自回歸分布滯后模型和廣義矩估計(jì)法分析長(zhǎng)期和短期費(fèi)雪效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期和短期費(fèi)雪效應(yīng)均存在。王信文等（2005）運(yùn)用慮及結(jié)構(gòu)突變的ADF單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵晕覈?guó)臺(tái)灣地區(qū)為對(duì)象，發(fā)現(xiàn)樣本期內(nèi)并不支持費(fèi)雪效應(yīng)的存在。王少平等（2008）應(yīng)用非參數(shù)單位根和非參數(shù)協(xié)整理論對(duì)我國(guó)1990年1月至2007年4月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明我國(guó)存在弱的費(fèi)雪效應(yīng)。

上述文獻(xiàn)均是在名義利率與通脹水平之間為線性關(guān)系的前提下進(jìn)行的，然而近年來(lái)隨著非線性理論的不斷發(fā)展，越來(lái)越多文獻(xiàn)表明名義利率和通貨膨脹率之間的長(zhǎng)期關(guān)系應(yīng)為非線性。封福育（2009）基于我國(guó)月度數(shù)據(jù)，利用多元門限回歸模型分析了我國(guó)一年期貸款利率與通脹水平之間的關(guān)系，其研究結(jié)論表明不同的通脹水平下兩者關(guān)系并不一致。陳海燕等（2010）利用門限協(xié)整理論對(duì)我國(guó)費(fèi)雪效應(yīng)進(jìn)行了再檢驗(yàn)，其結(jié)論也支持上述非線性關(guān)系。需要指出的是，封福育和陳海燕的研究中所用的非線性調(diào)整在不同機(jī)制間的轉(zhuǎn)換為非連續(xù)的，而Granger（1993）的研究結(jié)果表明，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量在不同機(jī)制間的轉(zhuǎn)換過(guò)程往往為一個(gè)連續(xù)平滑過(guò)渡的過(guò)程。而新近發(fā)展起來(lái)的非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸（STR）方法能夠刻畫經(jīng)濟(jì)變量在兩個(gè)不同區(qū)制間連續(xù)平滑的轉(zhuǎn)換，且已被廣泛地應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)、金融等領(lǐng)域。因此，本文將借助STR方法，實(shí)證檢驗(yàn)不同通脹水平下我國(guó)名義利率與通貨膨脹率之間的關(guān)系。

模型與數(shù)據(jù)

（一）理論模型

費(fèi)雪效應(yīng)可用以下形式的費(fèi)雪方程來(lái)說(shuō)明：

Rt = rt + E（πt） （1）

其中：Rt是名義利率，rt為事前實(shí)際利率，E（πt）為預(yù)期通貨膨脹率。

Fama（1975）認(rèn)為費(fèi)雪方程中的實(shí)際利率取決于經(jīng)濟(jì)中的實(shí)際因素而與預(yù)期通貨膨脹無(wú)直接關(guān)系，因此可以將實(shí)際利率rt視為常數(shù)，即rt = r；此外，由理性預(yù)期假說(shuō)可知，人們對(duì)通貨膨脹率預(yù)期是無(wú)偏的，即成立πt = E（πt） + εt，其中εt為服從懷特白噪聲過(guò)程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。因此，可以得到用于實(shí)證檢驗(yàn)費(fèi)雪效應(yīng)是否存在的線性回歸模型：

Rt = r + απt + ηt （2）

其中：ηt為非預(yù)期的誤差成分，α為通貨膨脹率對(duì)名義利率的彈性系數(shù)，若α=1，說(shuō)明存在完全的費(fèi)雪效應(yīng)；若0<α<1且參數(shù)估計(jì)顯著，則表明存在部分或較弱的費(fèi)雪效應(yīng)。

（二）基于STR方法的實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

如前所述，之所以出現(xiàn)“費(fèi)雪悖論”，其原因在于沒(méi)有考慮到名義利率與通貨膨脹率之間可能存在非線性關(guān)系。同時(shí)考慮到STR方法自身的優(yōu)越性，本文設(shè)計(jì)以下實(shí)證模型來(lái)檢驗(yàn)名義利率與通貨膨脹率在不同通脹水平下所可能呈現(xiàn)的不同關(guān)系：

Rt = r1+α1πt+（r2+α2πt）F（γ， c，πt）+et （3）

F（πt，γ，c）為平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)，其值介于0-1之間。其中，參數(shù)γ>0表示平滑參數(shù)，表示經(jīng)濟(jì)變量從一個(gè)區(qū)制轉(zhuǎn)換到另一個(gè)區(qū)制速度的快慢以及調(diào)整的平滑性；而參數(shù)c為門檻參數(shù)，用來(lái)表示兩個(gè)區(qū)制的轉(zhuǎn)換位置。et為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中轉(zhuǎn)換函數(shù)F（πt，γ，c）通常采用LSTR1模型、LSTR2模型或ESTR模型三種形式，其對(duì)應(yīng)的表達(dá)式分別為：

LSTR1：F（γ，c，πt）={1+ exp[-γ（πt - c）]}-1 （4）

LSTR2：F（γ，c，πt）={1+ exp[-γ（πt- c1）（πt - c2）]}-1 （5）

ESTR：F（γ，c，πt）=1 - exp[-γ（πt - c）2]，c1≤c2 （6）

通過(guò)引入以通貨膨脹率πt為轉(zhuǎn)換變量的非線性平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)F（γ，c，πt），能夠考察名義利率和通貨膨脹率在不同通脹水平下是否有不同的關(guān)系、以及在不同狀態(tài)間轉(zhuǎn)換的速度。STR模型較之線性模型能夠更為準(zhǔn)確刻畫現(xiàn)象背后所反映的經(jīng)濟(jì)規(guī)律。

（三）數(shù)據(jù)及其描述統(tǒng)計(jì)

為減少估計(jì)的偏誤本文采用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，樣本區(qū)間選擇為1990年12月至2015年1月，樣本容量為284個(gè)數(shù)據(jù)。其中，通貨膨脹率以居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI的同比變化率來(lái)表示，即：

πt = （CPIt - CPI t-12） *100%/ CPI t-12 （7）

為更全面的考察費(fèi)雪效應(yīng)，并與現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行比較，同時(shí)選擇一年期貸款利率和一年期居民定期存款利率作為名義利率，分別記為DRt和CRt。本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局國(guó)家數(shù)據(jù)和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。

實(shí)證及結(jié)果分析

（一）單位根檢驗(yàn)及線性協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

在檢驗(yàn)費(fèi)雪效應(yīng)之前，需要檢驗(yàn)名義利率和通貨膨脹率的平穩(wěn)性，以確定其單整階數(shù)。本文同時(shí)采用ADF和PP單位根檢驗(yàn)方法，其結(jié)果見(jiàn)表1。

表1中ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)都表明：DRt、CRt和πt在10%的顯著性水平下均為非平穩(wěn)，但其對(duì)應(yīng)的一階差分序列均在1%顯著性水平下平穩(wěn)。因而可以利用E-G兩步法對(duì)名義利率和通貨膨脹率是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。為此分別對(duì)（DRt，πt）和（CRt，πt）進(jìn)行線性回歸，可以得到（方括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為對(duì)應(yīng)系數(shù)t值，下同）：

DRt=6.06554+0.25011πt+η1t （8）

（19.2417）

AD-R2=0.5661，AIC=3.4628，SC=3.4885，HQ=3.4731

CRt = 2.81598+0.39503πt+η2t

（22.1537） （9）

AD-R2=0.6306，AIC=4.1667，SC=4.1941，HQ=4.1777

對(duì)（8）、（9）式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可知（8）和（9）式的殘差均在5%顯著性水平下平穩(wěn)，故DRt和CRt均與通貨膨脹率存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，且從系數(shù)大小可以看出，均表現(xiàn)為部分費(fèi)雪效應(yīng)的存在。

（二）非線性檢驗(yàn)及平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)選擇

本部分將基于Terasvirta所提出的序貫檢驗(yàn)程序檢驗(yàn)當(dāng)以通貨膨脹率πt為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，我國(guó)名義利率與通貨膨脹率是否存在顯著的非線性轉(zhuǎn)換特征。為此，先將轉(zhuǎn)換函數(shù)F（πt，γ，c）在γ=0狀態(tài)下進(jìn)行泰勒展開(kāi)，代入模型（3）可得以下形式的輔助回歸：

Rt = ztb0 +πt2b1 +πt3b2 +πt4b3 +e*t

（10）

其中，zt = （1，πt），e*t = et+R3（γ， c，πt） （ r2+α2πt）， R3（γ， c，πt）為轉(zhuǎn)換函數(shù)泰勒展開(kāi)式的余項(xiàng)。在（10）式的基礎(chǔ)上對(duì)原假設(shè)H0：b1=b2=b3=0進(jìn)行基于F統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)，若拒絕原假設(shè)，則表明存在非線性關(guān)系?？赏ㄟ^(guò)檢驗(yàn)下述假設(shè)選擇平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)形式：

H04：b3=0

H03：b2=0|b3=0

H02：b1=0|b2=b3=0

若F統(tǒng)計(jì)量的相伴概率p值強(qiáng)烈拒絕H03，則平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)選擇LSTR2或ESTR模型；否則，選擇LSTR1模型。由表2檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于模型（DRt，πt）和（CRt，πt），其接受線性假設(shè)的概率均遠(yuǎn)小于1%，故拒絕原假設(shè)，即兩者之間存在非線性關(guān)系。兩模型轉(zhuǎn)換函數(shù)均選擇LSTR2。

（三）STR模型估計(jì)結(jié)果及分析

為估計(jì)模型參數(shù)，先利用格點(diǎn)搜索法估計(jì)STR模型中平滑參數(shù)γ及定位參數(shù)c的初始值，其中γ的取值范圍為[0.5，10]，c為[-2.20，20]，將這兩個(gè)區(qū)間均60等分得到3600個(gè)組合，取使得殘差平方和最小值所對(duì)應(yīng)的組合為初始值，其結(jié)果見(jiàn)表3。

表3顯示的初始估計(jì)值均落在事先確定的取值范圍之內(nèi)，在此基礎(chǔ)上，本文利用帶有數(shù)值導(dǎo)數(shù)的BFGS算法來(lái)估計(jì)STR模型參數(shù)，詳細(xì)步驟可參照Hendry（1995），此處不再贅述。逐步剔除不顯著的變量，得到模型（DRt，πt）的最終估計(jì)結(jié)果為：

DRt=3.1360+0.097πt+（ 7.7290-0.0911πt） {1+exp[-1.1725（πt+3.5459）（πt - 5.0109）]}-1+e1t （11）

AD-R2=0.6525，AIC=0.4451，SC=0.5350，HQ=0.4811

模型（CRt，πt）的最終估計(jì)結(jié)果為：

CRt=2.3677+0.3935πt+（ 6.7342-0.3124πt）{1+exp[-5.4209（πt+2.6511）（πt-8.6129）]}-1+e2t （12）

AD-R2=0.7064，AIC=1.0784，SC=1.1683，HQ=1.1145

對(duì)（11）（12）式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可知（11）（12）式殘差均在1%顯著水平下平穩(wěn)，表明樣本期內(nèi)我國(guó)名義利率與通貨膨脹率確實(shí)存在閾值協(xié)整關(guān)系。

此外，比較（8）和（11）式，發(fā)現(xiàn)AD-R2由線性模型的0.5661提升至LSTR2模型的0.6525，而AIC、SC和HQ判斷準(zhǔn)則均大幅度減少；比較（9）和（12）式，在AD-R2值由0.6306提升至0.7064的同時(shí)，三個(gè)判斷準(zhǔn)則亦有較大幅度的降低。上述結(jié)果表明，非線性STR模型能夠更為準(zhǔn)確的反映我國(guó)名義利率與通貨膨脹率之間的內(nèi)在依從關(guān)系。

圖1和圖2揭示了由于通脹水平的不同所導(dǎo)致的名義利率與通貨膨脹率之間關(guān)系具有區(qū)制轉(zhuǎn)換的非線性特征。

結(jié)合圖1和（11）式發(fā)現(xiàn)：轉(zhuǎn)換函數(shù)中的兩個(gè)門檻值為c1=-3.5459，c2=5.0109，轉(zhuǎn)換函數(shù)關(guān)于（c1+c2）/2=0.7325對(duì)稱，當(dāng)通脹水平πt=0.7325%時(shí)，此時(shí)轉(zhuǎn)換函數(shù)F（γ，c，πt）為0，故模型所顯示的為完全的線性形式。而當(dāng)通脹水平πt小于-3.5459%或大于5.0109%，即當(dāng)出現(xiàn)通脹緊縮或高通脹狀態(tài)時(shí)，函數(shù)值將以γ=1.1725的速度向1轉(zhuǎn)換，體現(xiàn)出不同通脹水平對(duì)以“一年期貸款利率”為代表的名義利率影響的非對(duì)稱性。當(dāng)處于溫和通脹狀態(tài)時(shí)（πt在-3.5459%與5.0109%之間），通脹水平對(duì)名義利率的影響作用體現(xiàn)出較為穩(wěn)定的線性關(guān)系，當(dāng)通貨膨脹率每上升1%，“一年期貸款利率”將提高0.097%。當(dāng)處于通脹緊縮或高通脹水平時(shí)，通貨膨脹率每上升1%，“一年期貸款利率”將相應(yīng)提高0.0059%。

由圖2和（12）式可知：當(dāng)以“一年期居民定期存款利率”作為我國(guó)名義利率的代理指標(biāo)時(shí)，當(dāng)通脹水平為πt=（c1+c2）/2=2.9809%時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)F（γ， c，πt）為0，名義利率和通脹水平之間的關(guān)系為完全的線性形式；此時(shí)，當(dāng)通貨膨脹率小于-2.6511%或大于8.6129%時(shí)，函數(shù)值將以γ=5.4209的速度向1轉(zhuǎn)換，由此表明“一年期居民定期存款利率”對(duì)不同通脹水平的非對(duì)稱性反映。具體的，當(dāng)處于通脹緊縮或者高通脹水平時(shí)，通貨膨脹率每上升1%，“一年期居民定期存款利率”將相應(yīng)提高0.0811%；當(dāng)通貨膨脹率介于兩者之間時(shí)，通貨膨脹率每上升1%，“一年期居民定期存款利率”將提高0.3935%，兩者之間體現(xiàn)出較為穩(wěn)定的線性關(guān)系。

以上結(jié)論表明，無(wú)論以“一年期貸款利率”還是“一年期居民定期存款利率”作為我國(guó)名義利率的代理指標(biāo)，我國(guó)均存在較弱的費(fèi)雪效應(yīng)，且這一效應(yīng)在通貨緊縮或高通脹的情況下有很大程度的降低，該結(jié)論與封福育（2009）的結(jié)論有一定的類似之處。進(jìn)一步比較（11）和（12）式發(fā)現(xiàn)：從費(fèi)雪效應(yīng)程度來(lái)看，一年期貸款利率相對(duì)一年期居民定期存款利率而言要更弱；另一方面，從模型的轉(zhuǎn)換速度來(lái)看，一年期存款利率要大于一年期貸款利率（γ=5.4209>1.1725），表明當(dāng)通脹水平進(jìn)入極端狀態(tài)，相對(duì)貸款利率而言，存款利率將以較快速度做出相應(yīng)的反應(yīng)。其原因可能在于：雖然我國(guó)較早開(kāi)始了利率市場(chǎng)化的改革，但在實(shí)踐中我國(guó)名義利率并非是根據(jù)市場(chǎng)價(jià)格信號(hào)做出相應(yīng)的反應(yīng)，而往往是中央銀行根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要進(jìn)行主動(dòng)調(diào)整，由于利率政策的制定及實(shí)施是通過(guò)行政指令下達(dá)，存在較長(zhǎng)的時(shí)滯，使得名義利率難以對(duì)預(yù)期通脹水平的變動(dòng)做出有效的反應(yīng)，最終導(dǎo)致市場(chǎng)參與者對(duì)預(yù)期通脹水平的估計(jì)存在較大偏差，也進(jìn)一步弱化了費(fèi)雪效應(yīng)在我國(guó)的存在，而這一現(xiàn)象在通脹水平極端情況下更為明顯。

結(jié)論

準(zhǔn)確把握名義利率和通脹水平兩者之間的數(shù)量關(guān)系，分析是否存在費(fèi)雪效應(yīng)，是進(jìn)一步制定貨幣政策并實(shí)施的重要基礎(chǔ)。為此，本文在分析現(xiàn)有研究我國(guó)費(fèi)雪效應(yīng)的文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，將新近發(fā)展起來(lái)的非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸方法引入至費(fèi)雪效應(yīng)研究中。并基于我國(guó)1990年12月至2015年1月的月度數(shù)據(jù)，分別利用“一年期貸款利率”和“一年期居民定期存款利率”作為名義利率的代理指標(biāo)，以“居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI的同比變化率”來(lái)衡量通脹水平，實(shí)證分析了我國(guó)名義利率與通貨膨脹率兩者之間的數(shù)量關(guān)系。各種判別準(zhǔn)則表明，相較于線性模型，基于非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸模型更能準(zhǔn)確刻畫兩者之間的關(guān)系。進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國(guó)存在較弱的費(fèi)雪效應(yīng)，且該效應(yīng)在不同的通脹水平下存在非對(duì)稱性，并且一年期貸款利率和一年期存款利率對(duì)投資水平的反應(yīng)存在較大的差異，具體的：當(dāng)通貨膨脹率上升1%，在溫和通脹狀態(tài)下，一年期貸款利率將提高0.097%、而一年期存款利率將提高0.3935%；而在通脹緊縮或高通脹水平下，一年期貸款利率僅提高0.0059%、一年期存款利率相應(yīng)提高0.0811%。

以上結(jié)論表明，我國(guó)現(xiàn)行利率政策并沒(méi)有與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展完全相適應(yīng)，缺乏有效的傳導(dǎo)機(jī)制，使得利率對(duì)市場(chǎng)價(jià)格的變動(dòng)反應(yīng)較為微弱；與此同時(shí)，名義利率也難以靈活地傳導(dǎo)貨幣政策，使得市場(chǎng)參與者無(wú)法根據(jù)名義利率的變動(dòng)做出合理的通貨膨脹預(yù)期。因此，需要進(jìn)一步促進(jìn)利率市場(chǎng)化，以在我國(guó)逐步建立起以利率指標(biāo)作為中介目標(biāo)的貨幣政策，使得名義利率能夠靈活真實(shí)地傳導(dǎo)貨幣政策，同時(shí)也能及時(shí)準(zhǔn)確對(duì)通貨膨脹水平的變動(dòng)做出有效的反應(yīng)。

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