中國貨幣政策傳導(dǎo)渠道效應(yīng)分析*

王振杰，陶士貴

(南京師范大學(xué) 商學(xué)院，南京 210024)

對于我國這樣一個處于轉(zhuǎn)軌期的新興市場國家而言，貨幣政策傳導(dǎo)問題越來越引起人們的關(guān)注。近年來，我國的貨幣政策調(diào)控基本上實現(xiàn)了由直接調(diào)控向間接調(diào)控的轉(zhuǎn)變，然而，貨幣政策并未有效完成預(yù)期目標，并且在1998年轉(zhuǎn)為間接調(diào)控后進一步其效力弱化。其中的原因是多方面的，但歸根結(jié)底是我國還沒有建立一個有效的貨幣政策傳導(dǎo)渠道。因此，本文旨在分析貨幣政策效力不顯著的情況下，我國的貨幣政策主要傳導(dǎo)機制效應(yīng)及如何提高貨幣政策傳導(dǎo)效率。

一、文獻綜述

(一)西方學(xué)者的相關(guān)實證研究

Ramey(1993)用向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗對1954—1991年美國宏觀月度數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果顯示貨幣渠道遠比信貸渠道重要；當引入廣義貨幣供應(yīng)量變動時，銀行信貸波動對產(chǎn)出沒有顯著的解釋力。Morris和Sellon(1995)在實證分析后對中央銀行能否影響銀行貸款行為提出了否定意見，認為信貸渠道的數(shù)量效應(yīng)微不足道。Oliner和Rudebusch(1996)的研究表明，在緊縮性貨幣政策實施之后，企業(yè)投資行為與其內(nèi)部資金的聯(lián)系變得更加緊密，投資將趨減；信貸渠道的主要作用是放大緊縮性貨幣政策效應(yīng)，在擴張性貨幣政策時期會有一定影響，但在前緊后松或前松后緊兩種情況下幾乎不起傳導(dǎo)作用。Ariccia和Garibaldi(1998)通過實證分析，認為中央銀行的貨幣政策難以明顯影響銀行的貸款行為，信貸渠道的作用很小。Safaei和Cameron(2003)利用結(jié)構(gòu)VAR模型對加拿大1956—1997年的宏觀經(jīng)濟季度數(shù)據(jù)進行計量研究，兩個模型分別以基礎(chǔ)貨幣和短期利率作為政策變量，檢驗結(jié)果均支持信貸在產(chǎn)出波動中扮演了重要作用的觀點。De Haan(2003)采用1990—1997年銀行樣本數(shù)據(jù)，通過實證分析發(fā)現(xiàn)在荷蘭存在銀行貸款渠道，貨幣緊縮對流動性和資本規(guī)模有限的小銀行具有更大的效應(yīng)；另一方面，貨幣政策通過信貸傳導(dǎo)途徑對企業(yè)產(chǎn)生的沖擊要大于對家庭的沖擊。

(二)國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)實證研究

20世紀90年代中期以來，不少學(xué)者對貨幣政策的傳導(dǎo)機制進行了研究，但對貨幣渠道和信貸渠道對于實際產(chǎn)出的作用和影響仍存在一定的爭議。王振山和王志強(2000)利用1981—1998年的年度數(shù)據(jù)和1993—1998年的季度數(shù)據(jù)進行研究，表明信貸渠道是中國貨幣政策的主要傳導(dǎo)途徑，而貨幣渠道的傳導(dǎo)作用則不明顯。曹偉、林燕(2005)運用時間序列分析及最小二乘法，對1984—2004年中國貨幣政策有效性進行實證分析，結(jié)果表明信貸傳導(dǎo)機制仍然是目前中國貨幣政策的主要傳導(dǎo)機制形式。盛朝暉(2006)運用格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ停瑢?994—2004年各季度數(shù)據(jù)進行分析，表明信貸和信用渠道在貨幣政策傳導(dǎo)機制中發(fā)揮主要作用，其余傳導(dǎo)渠道的作用不明顯。李斌(2001)、周英章和蔣振聲(2002)也得出相似的結(jié)論。

然而，也有部分學(xué)者通過實證分析發(fā)現(xiàn)，在我國信貸渠道并不是居于主導(dǎo)地位的貨幣政策傳導(dǎo)機制，并且有不斷弱化的趨勢。陳飛、趙聽東、高鐵梅(2002)采用VAR脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對1991—2000年的數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果顯示貨幣渠道比信貸渠道對于GDP有更大的作用。孫明華(2004)利用1994—2003年的季度數(shù)據(jù)，采用多種計量技術(shù)對貨幣政策傳導(dǎo)機制進行了實證分析，結(jié)果表明現(xiàn)階段貨幣政策是通過貨幣渠道而不是信貸渠道對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響。李瓊和王志偉(2006)也得出相似的結(jié)論。

本文在國內(nèi)外學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，利用VAR模型分析了1994—2008年中國貨幣政策主要傳導(dǎo)機制效應(yīng)，并進一步提出提高貨幣政策傳導(dǎo)效率的建議。

二、中國貨幣政策主要傳導(dǎo)渠道效應(yīng)實證分析

本文運用VAR模型對1994—2008年我國貨幣政策的信用渠道和貨幣渠道進行了比較分析，在此基礎(chǔ)上對資產(chǎn)價格、利率和匯率等渠道的傳導(dǎo)效應(yīng)進行了具體分析。

(一)變量選擇及數(shù)據(jù)處理

我國從1994年才開始建立市場化的貨幣政策調(diào)控機制，故采集1994—2008年第4季度的季度數(shù)據(jù)。本文以廣義貨幣供應(yīng)量(M2)作為我國貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣渠道的代表變量。以金融機構(gòu)的各項貸款余額(LOAN)作為我國貨幣政策傳導(dǎo)的信用渠道代表變量；分別選擇利率(I)、股價(SZ)、匯率(E)、凈出口額(NX)作為利率傳導(dǎo)途徑、資產(chǎn)價格傳導(dǎo)途徑和匯率傳導(dǎo)途徑的中介變量；以季度國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為檢驗貨幣政策有效性的代表變量。

其中，利率是銀行一年期存款利率；股價采用上證綜合指數(shù)，為季末收盤價；匯率采用季度期末數(shù)；凈出口是出口減進口的季度數(shù)據(jù)。我們對有季節(jié)性趨勢的變量GDP用X-11法進行季節(jié)性調(diào)整，在獲得剔除季節(jié)性因素的數(shù)據(jù)，對所有的變量(除凈出口額外)取對數(shù)后，分別表示為：LGDPSA、LSZ、LE、LLOAN、LM2和LI。實證模型中所采用的數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站、中國金融年鑒以及銳思金融數(shù)據(jù)庫，計量軟件為Eviews5.0。

表1 ADF檢驗

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗

因為各變量都是時間序列數(shù)據(jù)，為了防止產(chǎn)生謬誤回歸，在運用時間序列模型前，首先要檢驗序列的平穩(wěn)性，或者說需要檢驗各變量是否存在單位根。本文采用Dickey(1981)等提出的ADF檢驗，分別對各變量的水平值和差分值進行檢驗。ADF檢驗根據(jù)是否有常數(shù)項和時間趨勢項，其回歸方程存在三種形式：

其中Δ表示差分，α為常數(shù)項，δt為時間趨勢項，分別對各序列的水平值和一階差分值進行檢驗，檢驗過程中對滯后項的確定采用AIC準則，具體檢驗結(jié)果如表1。檢驗結(jié)果表明，各變量的一階差分在1 %(LE是5%)的顯著性水平下拒絕零假設(shè)，因此不存在單位根，即一階差分后各變量都是平穩(wěn)的。因此，各變量都是一階單整序列，即I(1)。

(三)變量的協(xié)整關(guān)系檢驗

雖然VAR系統(tǒng)所涉及變量序列的水平值是不平穩(wěn)的，但這些變量之間可能存在穩(wěn)定的線性組合，這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系(Engle & Granger，1987)。目前關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計有許多具體的技術(shù)模型，本文利用Johansen(1995)等所提出來的多變量協(xié)整檢驗法，分析貨幣政策傳導(dǎo)機制是否對宏觀經(jīng)濟變量產(chǎn)生長期穩(wěn)定的影響。表2～5為主要變量的協(xié)整檢驗結(jié)果。

表2 變量的協(xié)整關(guān)系檢驗

表3 資產(chǎn)價格渠道變量的協(xié)整關(guān)系檢驗

表2中第1組變量協(xié)整檢驗結(jié)果表明，GDP、LOAN、M2之間在5%的顯著性水平下存在1個協(xié)整方程。即GDP與LOAN、M2之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，具有共同的隨機趨勢，揭示出信用渠道通過影響貨幣渠道和信用渠道的共同傳導(dǎo)而對經(jīng)濟增長目標發(fā)揮作用。第2組和第3組的協(xié)整檢驗表明，GDP與LOAN以及GDP與M2之間都分別存在著協(xié)整關(guān)系，揭示出貨幣政策能夠分別通過信用渠道和貨幣渠道影響宏觀經(jīng)濟總量。因此，信用渠道和貨幣渠道是我國貨幣政策有效傳導(dǎo)的主要途徑。

表4 利率渠道價格變量的協(xié)整關(guān)系檢驗

表5 匯率渠道變量的協(xié)整關(guān)系檢驗

表3～5的檢驗結(jié)果表明，變量(NX,LE)、(LI,LE)在1%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，而變量(LGDPSA, LSZ)在5%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，即以上三對變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

(四)變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

基于水平VAR模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求系統(tǒng)中的各時間序列均為平穩(wěn)過程，若系統(tǒng)中的各變量均為同階單整平穩(wěn)序列，且存在協(xié)整關(guān)系，則需要構(gòu)建協(xié)整關(guān)系為約束變量的VAR模型即向量誤差修正模型(VEC，Vevtor Error Correction)，以此為基礎(chǔ)檢測格蘭杰因果關(guān)系。當短期波動發(fā)生時，VEC模型能反映出經(jīng)濟運行機制限制內(nèi)生變量波動行為收斂于它們協(xié)整關(guān)系的能力強弱。因此，對(LGDPSA,LM2),(NX,LE)，(LGDPSA, LSZ)，(LI,LE)以及(LGDPSA,LLOAN)做格蘭杰因果關(guān)系檢驗。表6為基于向量誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗結(jié)果。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

表6中的顯著性水平表示接受零假設(shè)的概率，數(shù)字越小，說明自變量預(yù)測因變量的能力越強。第1組和第2組檢驗表明，信用渠道在10.702%的顯著性水平上是我國貨幣政策的傳導(dǎo)原因，而貨幣渠道在13.655%的顯著性水平上是我國貨幣政策傳導(dǎo)的原因，因此與貨幣渠道相比，信用渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)中具有明顯的相對重要性。同時，GDP在15.736%的顯著性水平上是M2的原因，在34.977%的顯著性水平上是LOAN的原因，表明貨幣供應(yīng)在我國具有較強的內(nèi)生性，而信用規(guī)模的內(nèi)生性則相對較小。

第3～5組的檢驗結(jié)果表明，滯后兩個季度進出口變化是匯率的格蘭杰原因，而匯率變化不是進出口變化的格蘭杰原因，說明貨幣政策通過匯率渠道對進出口產(chǎn)生作用；滯后兩個季度股價變化不是產(chǎn)出的格蘭杰原因，產(chǎn)出變化也不是股價變化的格蘭杰原因，說明股價與產(chǎn)出之間的關(guān)系較弱；滯后兩個季度利率變化不是匯率變動的格蘭杰原因，匯率變化也不是利率變化的格蘭杰原因，說明貨幣政策利率和匯率的聯(lián)動機制并不完善。

三、結(jié)論與原因分析

(一)我國貨幣政策通過信用渠道和貨幣渠道兩個傳導(dǎo)途徑共同影響實際經(jīng)濟總量，其中，信用渠道發(fā)揮主要作用

從現(xiàn)實情況看，雖然近幾年我國資本市場有很大發(fā)展，央行早在1998年1月就放棄了對商業(yè)銀行信貸規(guī)模的直接控制，轉(zhuǎn)而通過控制貨幣供應(yīng)量實現(xiàn)間接控制，但由于利率管制、金融市場不完善以及間接融資并未發(fā)生實質(zhì)作用，信貸渠道發(fā)揮作用的前提卻并沒有受到多大程度的削弱。在政策實踐中，信貸渠道傳導(dǎo)效應(yīng)取決于借款人對銀行的依存度，即取決于直接融資與間接融資的比例。如果間接融資的比例較高就說明對銀行的依存度較大，那么信貸渠道的作用就比較顯著，反之則較弱。在我國，由于經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，居民儲蓄率較高和證券市場不發(fā)達，企業(yè)通過其他渠道融資需要付出比銀行信貸更高的融資成本，所以形成了企業(yè)對銀行貸款的高度依賴，因而我國貨幣政策的信貸渠道的作用比較顯著。而西方國家金融市場比較發(fā)達，企業(yè)融資渠道較廣，當通貨緊縮時，大企業(yè)除了銀行貸款渠道外，還有其他的外部融資渠道，信貸緊縮的影響主要集中在中小企業(yè)方面，信貸渠道在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用不如我國明顯。

(二)資產(chǎn)價格渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)中作用較弱

利率與股價以及廣義貨幣與股價之間都不存在協(xié)整關(guān)系，股價與產(chǎn)出之間存在協(xié)整關(guān)系；利率與股價、廣義貨幣與股價以及股價與產(chǎn)出之間都不存在格蘭杰因果關(guān)系。兩個檢驗都說明，貨幣政策對股價幾乎沒有什么影響，而股價與產(chǎn)出之間的關(guān)系也較弱。在我國，由于股票綜合指數(shù)與實際GDP的關(guān)聯(lián)度弱，股票市場上普遍存在的監(jiān)管不力、投資者的非理性行為等因素的影響，加上我國股票市場自身不完善，“政策市”、“投機市”明顯，在我國通過貨幣政策來干預(yù)股票價格的難度相當大，效果也并不明顯。而在完善、有效的資本市場中，資產(chǎn)價格的變化反映了基礎(chǔ)經(jīng)濟狀況的變化，因而常常被人們稱為宏觀經(jīng)濟的“晴雨表”，即通過股價的變化能反映出未來經(jīng)濟運行的狀況。

(三)利率渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)中并不通暢

貨幣與利率以及利率與產(chǎn)出之間都不存在協(xié)整關(guān)系，同時這幾個變量之間也不存在格蘭杰因果關(guān)系，兩個檢驗都說明利率傳導(dǎo)途徑在我國并不暢通。目前，我國利率還未完全市場化，金融體系不健全以及微觀主體對利率反應(yīng)的靈敏性不高，使得貨幣政策通過利率傳導(dǎo)的效率不高。而在西方發(fā)達國家，利率是市場經(jīng)濟體制中貨幣政策的主要中介目標，利率水平已經(jīng)實現(xiàn)了市場化，利率體系結(jié)構(gòu)比較合理，金融市場體系比較完善，經(jīng)濟主體對市場信號反應(yīng)靈敏。在這種情況下，中央銀行通過調(diào)整基準利率，影響短期利率和長期利率，最終使整個社會的利率水平發(fā)生相應(yīng)變化，影響投資者的決策和總產(chǎn)出，利率機制因此成為西方發(fā)達國家貨幣政策傳導(dǎo)的主要渠道。雖然目前我國貨幣政策通過利率傳導(dǎo)的效率不高，但從長遠看，利率傳導(dǎo)渠道在貨幣政策傳導(dǎo)中必將發(fā)揮越來越重要的作用。

(四)匯率渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)中發(fā)揮的作用日益顯現(xiàn)

利率與匯率之間存在協(xié)整關(guān)系，匯率與凈出口之間存在協(xié)整關(guān)系；凈出口能格蘭杰引起匯率變化，但利率與匯率、凈出口與產(chǎn)出之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。這說明，匯率渠道對實體經(jīng)濟的影響雖還不明顯，但在貨幣政策傳導(dǎo)渠道的作用日益顯現(xiàn)。在開放經(jīng)濟中，匯率是一個重要的貨幣政策傳導(dǎo)機制，且利率渠道和匯率渠道緊密相關(guān)。利率的變動將使本國貨幣的價格相對于外國貨幣價格發(fā)生變化。本國貨幣利率下降，外幣存款的吸引力增加，導(dǎo)致資金出現(xiàn)外流，從而導(dǎo)致本國貨幣貶值。貨幣貶值提高了本國產(chǎn)品的出口競爭力，本國出口增加和進口減少，從而引起總產(chǎn)出的變化。我國于2005年7月就開始了匯率改革，雖然我國匯率的浮動依然有限，且利率渠道傳導(dǎo)機制并不通暢，但隨著對外開放的進一步深入，匯率渠道的作用會日益突出。

四、政策建議

從以上對我國貨幣政策傳導(dǎo)的主要渠道效應(yīng)的分析，可以看出：由于我國目前正處于經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌時期，尚未建立完善的市場機制，國內(nèi)金融市場不發(fā)達，利率尚未市場化，各類企業(yè)對銀行貸款的依存度均很高；對資本市場、外匯市場和銀行信貸市場實行嚴格管制，各自獨立性較強，中央銀行主要通過控制再貸款來控制銀行，調(diào)整利率來間接控制投資和金融資產(chǎn)的價格、調(diào)整匯率來調(diào)節(jié)進出口來影響宏觀經(jīng)濟變量。因此，我國目前貨幣政策傳導(dǎo)機制的模式以信貸傳導(dǎo)途徑作為主機制，利率途徑、匯率途徑只是作為輔助機制、補充機制而存在。

隨著我國資本市場的發(fā)展和對外開放的深入，為了進一步疏通貨幣政策的傳導(dǎo)渠道，提高貨幣政策傳導(dǎo)效率，本文認為：應(yīng)加速商業(yè)銀行股份制改革步伐，構(gòu)建適應(yīng)中小企業(yè)信貸融資的金融體系；加快利率市場化步伐，加快金融市場的建設(shè)和發(fā)展，加強廣大社會公眾對市場價格信號的合理反應(yīng)，塑造市場化的微觀經(jīng)濟主體；完善股票市場，調(diào)整市場主體和客體結(jié)構(gòu)，建立健全相關(guān)法律法規(guī)，加強監(jiān)管，打擊投機行為；改革現(xiàn)行匯率形成機制，推行真正意義上的“有管理的浮動制”，設(shè)立匯率目標區(qū)，完善央行外匯公開市場操作機制。

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