我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制有效性實(shí)證研究

樂(lè)毅 刁節(jié)文

摘要：本文利用2002——2012年相關(guān)的經(jīng)濟(jì)金融季度數(shù)據(jù)，應(yīng)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和 Granger因果檢驗(yàn)確定貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定和因果關(guān)系后，建立向量自回歸模型，并運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對(duì)我國(guó)貨幣政策利率傳導(dǎo)途徑的運(yùn)作機(jī)制和傳導(dǎo)效果進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果認(rèn)為：在我國(guó)商業(yè)銀行存貸款利率尚未完全市場(chǎng)化的情況下，銀行間隔 夜拆借利率是很好的貨幣政策指標(biāo)。銀行間拆借利率與GDP存在長(zhǎng)期且顯著的負(fù)相關(guān) 性，市場(chǎng)利率的降低可以顯著的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞： 貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制； 利率途徑； 脈沖響應(yīng)函數(shù)； Granger因果檢驗(yàn)； VAR模型

一、引言

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指中央銀行運(yùn)用貨幣政策工具影響中介指標(biāo)，進(jìn)而最終實(shí)現(xiàn)既定政策目標(biāo)的傳導(dǎo)途徑與作用機(jī)理。由于各自觀察的角度和強(qiáng)調(diào)的因素不同，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的認(rèn)識(shí)出現(xiàn)多種流派和觀點(diǎn)。如果從金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)和負(fù)債的角度，一般可以將貨幣政策傳導(dǎo)分為貨幣渠道（包括利率途徑、匯率途徑以及資產(chǎn)價(jià)格途徑等）和信用渠道兩個(gè)主要途徑，進(jìn)而也就形成了“貨幣觀”和“信用觀”兩種觀點(diǎn)。

“貨幣觀”最早是由西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者提出，傳統(tǒng)的金融理論，包括凱恩斯學(xué)派和貨幣主義學(xué)派都認(rèn)為貨幣政策的傳導(dǎo)只是通過(guò)“貨幣途徑”完成（前者是“貨幣價(jià)格途徑”，后者是“貨幣數(shù)量途徑”——利率途徑）?！柏泿庞^”認(rèn)為，金融資產(chǎn)可以劃分為貨幣和債券兩種形式，將銀行貸款歸為債券的一種，而且貸款與債券可以相互替代，貨幣政策通過(guò)利率傳導(dǎo)機(jī)制影響投資水平和產(chǎn)出。至今該理論仍然占據(jù)著幣政策傳導(dǎo)理論的主導(dǎo)地位，但是該理論的假設(shè)前提是完全信息的金融市場(chǎng)，沒(méi)有考慮到實(shí)際金融市場(chǎng)上存在的信息不對(duì)稱及金融市場(chǎng)自身的結(jié)構(gòu)問(wèn)題。

“信用觀”是在20 世紀(jì)50 年代隨著信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展而提出的，其中比較具有代表性的理論有均衡信貸配給理論（JosephE.Stiglitz 與Andrew Weiss，1981）和CC-LM模型（Bernanke B. S 與Alan S.Blinder，1998）?！靶庞糜^”將金融資產(chǎn)劃分為貨幣、證券、銀行貸款三種形式，認(rèn)為銀行貸款與債券不能相互替代，貨幣政策是通過(guò)信用影響局部投資水平，進(jìn)而影響產(chǎn)出。但是信用渠道也存在局限性：信用渠道主要影響中小企業(yè)，因?yàn)橹行∑髽I(yè)基本是依靠外部融資來(lái)經(jīng)營(yíng)，而大企業(yè)的自我融資能力較強(qiáng)，銀行信用規(guī)模的擴(kuò)張與收縮對(duì)于大企業(yè)不會(huì)造成顯著的影響。

二、相關(guān)理論與文獻(xiàn)回顧

一般情況認(rèn)為，貨幣政策利率傳導(dǎo)途徑的理論基礎(chǔ)是基于凱恩斯的貨幣理論和IS-LM模型。凱恩斯關(guān)于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制先后提出過(guò)兩種不同的見(jiàn)解。他在1930年的《國(guó)富論》中的觀點(diǎn)可以概括為：貨幣政策→市場(chǎng)利率→儲(chǔ)蓄和投資→經(jīng)濟(jì)發(fā)展和物價(jià)水平。但他在1936年的《就業(yè)、利息和貨幣通論》中所描述的傳導(dǎo)機(jī)制為：貨幣政策（增加貨幣供給量）→彌補(bǔ)財(cái)政赤字、降低利率→擴(kuò)大有效需求→投資和國(guó)民收入增加、一般物價(jià)水平上升。而英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家希克斯（J.R.Hicks）和美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家漢森提出了IS-LM模型，該模型解釋了商品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)如何達(dá)到均衡并決定國(guó)民收入和利率。其傳導(dǎo)過(guò)程可以表示為：貨幣供應(yīng)量增加→利率下降→投資增加→國(guó)民收入增加。

國(guó)外有些學(xué)者Bernanke與Blinder（1992）選取M1、M2、國(guó)庫(kù)券利率Rate）、債券利率與聯(lián)邦基金利率作為實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的代表變量，同時(shí)使用貨幣總量指標(biāo)和利率指標(biāo)作為貨幣政策變化的代理變量，然后使用Granger因果檢驗(yàn)法以及預(yù)測(cè)方差分解技術(shù)研究上述貨幣政策代理變量對(duì)于實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的預(yù)測(cè)能力。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，聯(lián)邦基金利率預(yù)測(cè)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變化的能力最強(qiáng)，因此聯(lián)邦基金利率是很好的外生貨幣政策指標(biāo)，而且采用聯(lián)邦基金利率作為貨幣政策指標(biāo)這一做法在以后的研究中經(jīng)常被采用。

綜上所述，傳統(tǒng)的貨幣政策利率傳導(dǎo)途徑理論都認(rèn)為貨幣政策通過(guò)利率的傳導(dǎo)可以促進(jìn)國(guó)民收入增加，而對(duì)于貨幣政策是否可以通過(guò)利率途徑影響物價(jià)水平存在爭(zhēng)議。由于各國(guó)的利率市場(chǎng)化程度不同，以及較少文獻(xiàn)分析隔夜拆借利率與國(guó)民收入之間的聯(lián)系。本文試選取合適的變量，運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)確定他們存在聯(lián)系。

三、變量選擇

宏觀經(jīng)濟(jì)的最終目標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)穩(wěn)定、充分就業(yè)和國(guó)際收支平衡。本文主要研究利率傳導(dǎo)是否影響最終經(jīng)濟(jì)變量， 影響最終經(jīng)濟(jì)變量的程度如何等問(wèn)題， 因此從以下幾個(gè)方面選擇最終經(jīng)濟(jì)變量指標(biāo)。

本文在研究利率傳導(dǎo)途徑時(shí)，沒(méi)有選用銀行存貸款利率這個(gè)指標(biāo)，主要是因?yàn)殂y行存貸款利率還受到較多管制，不能準(zhǔn)確及時(shí)地反映貨幣市場(chǎng)的變化。因此，本文選取銀行隔夜拆借利率作為利率水平的度量指標(biāo)，使得在實(shí)證研究的指標(biāo)選取方面更加合理和新穎。本文從長(zhǎng)期靜態(tài)分析和短期動(dòng)態(tài)分析兩個(gè)方面對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性進(jìn)行研究。在實(shí)證分析過(guò)程中，不僅利用約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法從長(zhǎng)期的角度對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性進(jìn)行分析，而且還利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對(duì)貨幣政策的具體傳導(dǎo)過(guò)程進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)分析，使得在實(shí)證研究的方法上更加科學(xué)和嚴(yán)謹(jǐn)。

貨幣供應(yīng)量可供選取的指標(biāo)有M0、M1 和M2，我國(guó)自1996年起，正式確定M1為貨幣政策中介目標(biāo)， M0和M2為觀測(cè)目標(biāo)， 因此選擇M1作為反映貨幣供給量的指標(biāo)。相對(duì)于貨幣供應(yīng)量來(lái)說(shuō)，可以代表利率變化的變量很多，主要有商業(yè)銀行存貸款利率、銀行間同業(yè)拆借利率、銀行間債券回購(gòu)利率和央行票據(jù)利率等。從市場(chǎng)化角度考慮，我國(guó)商業(yè)銀行存貸款利率尚未完全市場(chǎng)化，而銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)較早地實(shí)現(xiàn)了利率市場(chǎng)化，因此，選擇商業(yè)銀行存貸款利率衡量利率變化無(wú)法反映真實(shí)情況，同業(yè)拆借利率卻可以較準(zhǔn)確地代表利率變化，并且其中的隔夜拆借是交易量最大的品種，因此本文選擇銀行間隔夜拆借利率 r 作為市場(chǎng)利率的度量指標(biāo)。對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言，本文選用季度GDP 指標(biāo)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。而對(duì)于物價(jià)穩(wěn)定而言，我國(guó)也越來(lái)越重視對(duì)CPI 指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)， 因此， 本文選取居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)季度數(shù)據(jù)作為物價(jià)穩(wěn)定指標(biāo)。綜上所述， 本文選用GDP、CPI 作為最終經(jīng)濟(jì)變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)的代理變量， 用M1和銀行間隔夜拆借利率作為貨幣供給量和利率的代理變量。從數(shù)據(jù)來(lái)源來(lái)看，貨幣供應(yīng)量M1和銀行間隔夜拆借利率r的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，GDP和CPI的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

四、數(shù)據(jù)處理與檢驗(yàn)

我們將貨幣供應(yīng)量、隔夜拆借利率、CPI和GDP（分別用 M1、r、CPI和GDP表示）的數(shù)據(jù)繪制在曲線圖上，便可以清晰地看出，貨幣供應(yīng)量 M1、CPI和GDP具有非零均值和上升趨勢(shì)的特征，同時(shí)表現(xiàn)出明顯的季節(jié)波動(dòng)性。鑒于此，本文對(duì)這 3 個(gè)時(shí)間序列變量進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，所選用的方法是CensusX12，將調(diào)整后的序列分別記為M1_SA、CPI_SA和GDP_SA。隔夜拆借利率 r 不具有以上3個(gè)變量的特征，因此不需要進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整。

1. 單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF檢驗(yàn)對(duì)所采用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。用AIC和SC最小準(zhǔn)則來(lái)確定最佳滯后期。通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)LGDP_SA、LCPI_SA、LM1_SA和LR每個(gè)序列的原序列均為非平穩(wěn)序列， 然后再對(duì)其進(jìn)行一階差分過(guò)程。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 一階差分后的ADF 值均小于顯著性水平在5%、10%的臨界值， 表明拒絕存在單位根的原假設(shè)， 也就是序列為平穩(wěn)序列， 由此可以判斷這4個(gè)變量均是一階單整的， 這就意味著它們之間具備了有可能存在協(xié)整關(guān)系的前提條件。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2. Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)LGDP_SA、LCPI_SA、LM1_SA和LR之間的關(guān)系進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)， 并采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定滯后期數(shù)為1期。

檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量之間至少會(huì)存在一個(gè)協(xié)整方程， 也就是說(shuō)各變量之間存在長(zhǎng)期關(guān)系， 上述經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是一個(gè)穩(wěn)定的系統(tǒng)。由于本文主要是為了建立VAR 模型， 不涉及協(xié)整向量的選擇問(wèn)題， 所以只需證明存在協(xié)整關(guān)系即可。

表2 Trace統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

3.84由表2和表3可知，如果原假設(shè)不存在協(xié)整關(guān)系，則Trace統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都大于各自的臨界值，即拒絕原假設(shè)，說(shuō)明變量之間存在協(xié)整關(guān)系；如果原假設(shè)至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都小于各自的臨界值，即接受原假設(shè)，說(shuō)明變量之間存在1個(gè)唯一的協(xié)整關(guān)系。由此可知，變量LM1_SA、LR、LCPI_SA和LGDP_SA之間滿足建立VAR模型的條件。

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰（Granger） 提出了一個(gè)判斷因果關(guān)系的檢驗(yàn)， 即Granger因果檢驗(yàn)，可以解決經(jīng)濟(jì)序列中的偽相關(guān)問(wèn)題。通過(guò)前述的Jonhansen協(xié)整檢驗(yàn)， 可以得知LGDP_SA、LCPI_SA、LM1_SA、LR之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系， 為了進(jìn)一步了解變量間的因果關(guān)系， 對(duì)它們進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)， 滯后期同樣選擇1 期（ 如表4所示） 。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，（1）利率和CPI之間不存在Granger因果關(guān)系。說(shuō)明我國(guó)利率傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)物價(jià)穩(wěn)定這個(gè)最終目標(biāo)的傳導(dǎo)失效。（2）利率和GDP之間存在著單向的Granger因果關(guān)系。GDP不是利率的格蘭杰原因，但利率是GDP的格蘭杰原因。利率降低意味著人們更愿意進(jìn)行投資和消費(fèi)，從而導(dǎo)致生產(chǎn)增加。（3）利率和M1之間存在著單向的Granger因果關(guān)系。M1不是利率的格蘭杰原因，但利率是M1的格蘭杰原因。可以看出我國(guó)還為完全實(shí)現(xiàn)利率市場(chǎng)化，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)不能通過(guò)利率的敏感反應(yīng)，進(jìn)而傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中，形成了貨幣供應(yīng)量和利率變動(dòng)之間的貨幣政策信號(hào)傳導(dǎo)斷層。

五、 建立模型與相關(guān)分析

1.VAR模型

經(jīng)過(guò)計(jì)算滯后 1 期的AIC值和SC值最小，故模型選擇滯后 1 期是合理的。利用 Eviews6.0軟件建立利率傳導(dǎo)渠道的 VAR 模型，其向量表示形式為：

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖1 貨幣供應(yīng)量沖擊引起利率的脈沖響應(yīng)

圖2 利率沖擊引起消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的脈沖響應(yīng)

圖3 利率沖擊引起國(guó)民生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)

圖1是貨幣供給量沖擊引起隔夜拆借利率的脈沖響應(yīng)，從中可以看出，隔夜拆借利率在第1期到第5期有個(gè)顯著的上升過(guò)程，隨后有個(gè)平緩的下降過(guò)程。在第19期之后重新回到均衡狀態(tài)并保持穩(wěn)定。這表明：在短期貨幣供給量的增加會(huì)使市場(chǎng)利率顯著上升，但在長(zhǎng)期貨幣供給量對(duì)市場(chǎng)利率沒(méi)有影響。

圖2是隔夜拆借利率沖擊引起消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的脈沖響應(yīng)，從中可以看出，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)在第1期到第21期有個(gè)微弱的波動(dòng)，之后重新回到均衡狀態(tài)并保持穩(wěn)定。這表明：在短期市場(chǎng)利率對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)影響很微弱，在長(zhǎng)期對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)沒(méi)有影響。

圖3是隔夜拆借利率沖擊引起國(guó)民生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)，從中可以看出，國(guó)民生產(chǎn)總值在第1期到第5期平穩(wěn)顯著增長(zhǎng) ，最后保持在一個(gè)新的均衡水平上。這表明：隔夜拆借利率的降低可以很好的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

3.方差分解

圖4 LR的方差分解 圖5 LCPI_SA的方差分解

圖6 LGDP_SA的方差分解

由圖4可知，在第1期隔夜拆借利率對(duì)自身的貢獻(xiàn)率很大，幾乎可以解釋98.95%的波動(dòng)，這時(shí)GDP和CPI的貢獻(xiàn)率幾乎為零，M1的貢獻(xiàn)率為1.05%。但從第2期開(kāi)始，GDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出持續(xù)下降的趨勢(shì)，利率、M1和CPI對(duì)GDP的波動(dòng)的解釋比例增加。經(jīng)過(guò)10期，利率對(duì)自身的貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在84.56%，M1、CPI和GDP也趨于穩(wěn)定，分別為8.18%、0.67%和6.59%。這說(shuō)明了我國(guó)貨幣供應(yīng)量和利率變動(dòng)之間的貨幣政策信號(hào)傳導(dǎo)不通暢，這與脈沖響應(yīng)函數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果相同。

由圖5可知，在第1期CPI對(duì)自身的貢獻(xiàn)率較大，可以解釋69.01%的波動(dòng)，這時(shí)M1和利率的貢獻(xiàn)率分別為12.83%和18.17%，GDP的貢獻(xiàn)率幾乎為零。但從第2期開(kāi)始CPI對(duì)自身的貢獻(xiàn)率大幅下降，M1和GDP對(duì)CPI的貢獻(xiàn)率顯著增加，利率的貢獻(xiàn)率在第2期到第5期有小幅下降，到第14期又回復(fù)到原來(lái)的貢獻(xiàn)率。經(jīng)過(guò)14期，CPI對(duì)自身的貢獻(xiàn)率下降到24.29%，M1、利率和GDP的貢獻(xiàn)率分別為29.49%、19.20%和27.03%。這說(shuō)明了對(duì)物價(jià)穩(wěn)定這個(gè)最終經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中貨幣供給量所起到的作用要大于市場(chǎng)利率的作用。

由圖6可知，在第1期GDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率很大，可以解釋94.90%的波動(dòng)，這時(shí)M1和利率的貢獻(xiàn)率幾乎為零，CPI的貢獻(xiàn)率為5.10%。但從第2期開(kāi)始GDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率有小幅下降，M1、利率和CPI的貢獻(xiàn)率也有微微上升。經(jīng)過(guò)25期，GDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在85.65%，M1、利率和CPI的貢獻(xiàn)率分別為，10.54%、4.09%和1.10%。這說(shuō)明了GDP的的預(yù)測(cè)誤差主要受自身信息因素影響，結(jié)合圖9的結(jié)果，相對(duì)而言在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中貨幣供給量所起到的作用要大于市場(chǎng)利率的作用。

六、結(jié)論

本文利用2002年——2012年的宏觀經(jīng)濟(jì)季度數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行有效性研究，結(jié)果認(rèn)為：

1.銀行間隔夜拆借利率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是長(zhǎng)期且顯著的。因此在我國(guó)商業(yè)銀行存貸款利率尚未完全市場(chǎng)化的情況下，銀行間隔夜拆借利率是很好的貨幣政策指標(biāo)。銀行間拆借利率與GDP存在長(zhǎng)期且顯著的負(fù)相關(guān)性，市場(chǎng)利率的降低可以顯著的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

2.對(duì)物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這兩個(gè)最終經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，貨幣供給量M1所起到的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于市場(chǎng)利率的作用。從這個(gè)角度來(lái)說(shuō)，利率途徑傳導(dǎo)貨幣政策信號(hào)雖然存在，但對(duì)于GDP和CPI，受貨幣供給量的影響更大。

3.貨幣供應(yīng)量沖擊只在短期使利率上升，可以看出我國(guó)還未完全實(shí)現(xiàn)利率市場(chǎng)化，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)不能通過(guò)利率的敏感反應(yīng)，進(jìn)而傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中，形成了貨幣供應(yīng)量和利率變動(dòng)之間的貨幣政策信號(hào)傳導(dǎo)斷層。

以上結(jié)果表明，我國(guó)貨幣政策是有效的，利率途徑傳導(dǎo)機(jī)制在一定程度上是流暢的，能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。目前我國(guó)還未完全實(shí)現(xiàn)利率市場(chǎng)化，市場(chǎng)化較早的銀行間隔夜拆借利率可以作為很好的貨幣政策指標(biāo)。同時(shí)，早日實(shí)現(xiàn)貸款利率和存款利率的市場(chǎng)化，強(qiáng)化利率在貨幣貨幣政策中間接傳導(dǎo)的作用。

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