中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——基于中介效應(yīng)和VAR 模型的實(shí)證研究

姚雪松，林 欣，謝林林，王志勇

（1.廣東技術(shù)師范大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，廣東 廣州 510665；2.廣州理工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510540）

一、引言

在貨幣政策中介目標(biāo)的選擇中，世界各國(guó)一直存在選用貨幣供應(yīng)量還是市場(chǎng)利率的艱難選擇，凱恩斯[1]認(rèn)為貨幣供應(yīng)量是中央銀行可以控制的外生變量，貨幣政策的運(yùn)行機(jī)制為：通過(guò)調(diào)控貨幣供應(yīng)量的數(shù)量來(lái)影響市場(chǎng)利率的變化，從而影響社會(huì)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和投資的變化，進(jìn)而影響社會(huì)總需求，并通過(guò)影響社會(huì)總需求來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Friedman(1960)[2]、Antoni(2015)[3]認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)直接引起人們手上持有的貨幣量的變化，從而直接影響人們的支出水平和社會(huì)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并沒(méi)有通過(guò)市場(chǎng)利率作為中介。20 世紀(jì)90 年代后，西方發(fā)達(dá)國(guó)家發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量并不是單純的外生變量，而且現(xiàn)實(shí)中貨幣需求量難以有效地計(jì)量，因此紛紛把中央銀行貨幣政策的中介目標(biāo)由貨幣供應(yīng)量轉(zhuǎn)向市場(chǎng)利率。

由于使用市場(chǎng)利率作為貨幣政策的中介目標(biāo)需要完善、龐大的金融市場(chǎng)特別是債券和票據(jù)市場(chǎng)作為前提條件，因此中國(guó)多年來(lái)仍然是以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的最主要的中介目標(biāo)，但是隨著中國(guó)金融市場(chǎng)的完善特別是1996 年以來(lái)形成的同業(yè)拆借市場(chǎng)化利率，選擇市場(chǎng)利率作為貨幣政策中介變量的呼聲越來(lái)越高。關(guān)于中國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)的研究，范從來(lái)(2004)[4]，F(xiàn)eng&Ling(2013)[5]提出貨幣政策中介目標(biāo)定為貨幣供應(yīng)量不是完全有效的，但不需要放棄，需要改進(jìn)統(tǒng)計(jì)內(nèi)涵，并加快利率市場(chǎng)化進(jìn)程。劉明志(2006)[6]、馬義華(2019)[7]認(rèn)為中國(guó)市場(chǎng)利率形成機(jī)制還不完善，不適合馬上放棄貨幣供應(yīng)量這一貨幣政策中介目標(biāo)改用市場(chǎng)利率。高枝寶、王偉(2014)[8]通過(guò)DSGE 模型發(fā)現(xiàn)上調(diào)利率對(duì)抑制通貨膨脹效果不顯著，當(dāng)前中國(guó)不能使用利率替代貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)。侯合心、李義舉(2015)[9]通過(guò)實(shí)證分析表明Shibor 隔夜利率對(duì)中國(guó)GDP 有顯著性的影響，并且是GDP 的格蘭杰原因，但是GDP 不是Shibor 隔夜利率的原因，中國(guó)使用市場(chǎng)利率作為中介目標(biāo)是大勢(shì)所趨，但仍需要完善中國(guó)利率體系。潘艷艷等(2016)[10]，周波、葉龍生(2019)[11]對(duì)中國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)的選取進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明中國(guó)的貨幣政策中介目標(biāo)應(yīng)確定為以貨幣供應(yīng)量為代表的數(shù)量型指標(biāo)。高玉強(qiáng)、秦浩欽(2019)[12]，呂昊旻、李成(2020)[13]實(shí)證檢驗(yàn)了貨幣供應(yīng)量、社會(huì)融資規(guī)模和市場(chǎng)利率在不同經(jīng)濟(jì)時(shí)期作為貨幣政策目標(biāo)的有效性，結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量是中國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)的主流標(biāo)準(zhǔn)，但在經(jīng)濟(jì)下行時(shí)期社會(huì)融資規(guī)模和市場(chǎng)利率可以作為貨幣政策中介目標(biāo)的補(bǔ)充。

完善的金融市場(chǎng)中，市場(chǎng)利率的變化與貨幣供應(yīng)量具有較高的相關(guān)性，貨幣供應(yīng)量的變化往往會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)利率的變動(dòng)，貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否通過(guò)了市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)是判斷該國(guó)是否可以選用市場(chǎng)利率作為貨幣政策中介目標(biāo)的主要依據(jù)，文章試圖利用中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)分析中國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否具有市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)，從而判斷當(dāng)前中國(guó)是否可以開(kāi)始選用市場(chǎng)利率代替貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)，同時(shí)構(gòu)建VAR 模型來(lái)檢驗(yàn)中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者的關(guān)系，為中國(guó)貨幣政策規(guī)則的優(yōu)化提出相關(guān)建議。

二、基于中介效應(yīng)模型的實(shí)證分析

1. 中介效應(yīng)模型的構(gòu)建

中介效應(yīng)模型是判斷一個(gè)變量是否通過(guò)中介變量影響另一變量構(gòu)建的模型。具體原理為：如果需要判斷變量X對(duì)變量Y是否通過(guò)中介變量Z產(chǎn)生影響，則需要判別變量Z在變量Y和變量X之間是否存在中介效應(yīng)，如何判別是否存在中介效應(yīng)則通過(guò)以下模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)確定，具體模型為：

其中，β1、β2、β3為截距項(xiàng)，a、b、c、d為參數(shù)，e1、e2、e3為隨機(jī)誤差項(xiàng)，如果a、b、d都顯著不為零，表明變量X對(duì)變量Y通過(guò)中介變量Z產(chǎn)生影響，即變量Z在變量Y和變量X之間存在中介效應(yīng)，反之則沒(méi)有。如果b和d有一個(gè)顯著為零，則需要通過(guò)Sobel 檢驗(yàn)來(lái)判斷是否存在中介效應(yīng)。在確定存在中介效應(yīng)的前提下，如果c顯著不為零則表示變量Z在變量Y和變量X之間存在部分中介效應(yīng)，反之則存在完全中介效應(yīng)，即變量X對(duì)變量Y的影響完全是通過(guò)變量Z作為中介產(chǎn)生的。

文章試圖分析中國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否通過(guò)市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)，因此文章構(gòu)建模型如下：

其中，a0、b0、c0為截距項(xiàng)，a1、b1、c1、c2為參數(shù)，δt、μt、?t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，gdpt代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，mt代表貨幣供應(yīng)量，rt代表市場(chǎng)利率，當(dāng)a1、b1和c2都顯著不為零時(shí)表明貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)，如果b1和c2有一個(gè)顯著為零，則需要通過(guò)Sobel 檢驗(yàn)來(lái)判斷是否存在中介效應(yīng)。如果存在中介效應(yīng)的前提下，c2顯著為零表示市場(chǎng)利率在貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在完全中介效應(yīng)，c2顯著不為零表示市場(chǎng)利率在貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在部分中介效應(yīng)。

2. 數(shù)據(jù)說(shuō)明

文章選用中國(guó)GDP 當(dāng)季值，通過(guò)Census X12 進(jìn)行季度調(diào)整后的數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量，記為gdpt。選用中國(guó)人民銀行公布的M2 作為貨幣供應(yīng)量的代理變量，記為mt。選用銀行間7 天同業(yè)拆借利率作為市場(chǎng)利率的代理變量，記為rt。由于2001 年中國(guó)加入WTO，對(duì)中國(guó)的金融市場(chǎng)和金融制度都產(chǎn)生一定程度的影響，因此文章選擇了2002 年第1 季度作為樣本數(shù)據(jù)的起點(diǎn)時(shí)間，數(shù)據(jù)截至2019 年第4 季度。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站、中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站和國(guó)泰安csmar 經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。

由于中介效應(yīng)模型估計(jì)要求所有變量為平穩(wěn)性變量，因此需要對(duì)所有變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，文章采用ADF 檢驗(yàn)對(duì)gdpt、mt和rt進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1、表2。從表中可以看出，gdpt、mt和rt三個(gè)變量都為不平穩(wěn)的變量，但是三個(gè)變量的一階差分都為平穩(wěn)變量，另外由于gdpt和mt兩個(gè)變量的單位都為億元，rt的單位為百分比，為了保持單位的一致性，文章將gdpt和mt兩個(gè)變量差分后的變量再進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，取對(duì)數(shù)后的變量也為平穩(wěn)變量。因此，文章選擇了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣供應(yīng)量差分后再取對(duì)數(shù)的變量lnd.gdpt和lnd.mt作為文章設(shè)定中介效應(yīng)模型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣供應(yīng)量的最終代理變量，選擇了對(duì)市場(chǎng)利率差分后的變量d.rt作為市場(chǎng)利率的最終代理變量。文章最終選用變量數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表2。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 最終選擇變量數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述

3. 中介效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

文章構(gòu)建的中介效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。表中展示了利用樣本數(shù)據(jù)對(duì)文章式(4)、(5)、(6)的回歸估計(jì)結(jié)果。式(4)的估計(jì)結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量(lnd.mt)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(lnd.gdpt)在1%的置信水平上正相關(guān)，即在樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的促進(jìn)作用。式(5)的估計(jì)結(jié)果表明在樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量(lnd.mt)對(duì)市場(chǎng)利率(d.rt)具有負(fù)向的影響，但是這種影響并不顯著，僅在10%的置信水平上通過(guò)，在5%置信水平上沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。式(6)的估計(jì)結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量(lnd.mt)和市場(chǎng)利率(d.rt)都在1%的置信水平上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著性的正向影響，這一結(jié)果與凱恩斯的市場(chǎng)利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在負(fù)相關(guān)的理論不符，但與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派和發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中的理論相符，因?yàn)槭袌?chǎng)利率上升可以促進(jìn)社會(huì)儲(chǔ)蓄的增加，從而促進(jìn)金融發(fā)展和社會(huì)投資的增加，這有利于發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

表3 中介效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

由于式(5)中貨幣供應(yīng)量(lnd.mt)對(duì)市場(chǎng)利率(d.rt)的影響并不顯著，但式(6)中市場(chǎng)利率(d.rt)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(lnd.gdpt)的影響是顯著的，因此中國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否存在市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)還需要通過(guò)Sobel 檢驗(yàn)來(lái)確定。Sobel 檢驗(yàn)的基本原理為計(jì)算出統(tǒng)計(jì)值Q，再通過(guò)對(duì)應(yīng)的P值來(lái)判斷是否存在中介效應(yīng)。文章設(shè)定的中介效應(yīng)模型中，Q=b1c2/s，其中，s=sb1和sc2分別是b1和c2的標(biāo)準(zhǔn)誤差，經(jīng)計(jì)算文章設(shè)定中介效應(yīng)模型Sobel 檢驗(yàn)的Q=-1.596，P值為0.13，大于0.05，顯示中介效應(yīng)不成立，表明中國(guó)貨幣供應(yīng)量雖然對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的影響，但這種影響并不是通過(guò)市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)產(chǎn)生的。

三、基于VAR 模型的實(shí)證分析

1. VAR 模型的設(shè)定

文章進(jìn)一步通過(guò)VAR 模型對(duì)中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，設(shè)定的VAR 模型如下：

2. 最優(yōu)滯后期的選擇

VAR 模型的估計(jì)需要選擇模型的最優(yōu)滯后期，文章通過(guò)信息準(zhǔn)則最小化的方式來(lái)確定。文章設(shè)定VAR 模型的各信息準(zhǔn)則的值見(jiàn)表4。從表中可以看出文章構(gòu)建的VAR 模型的各信息準(zhǔn)則值FPR、AIC 和HQIC 在滯后期為4 時(shí)最小，SBIC 在滯后期為1 時(shí)最小，按照少數(shù)服從多數(shù)原則，文章最優(yōu)滯后期應(yīng)該選擇為4 期?？紤]到VAR 模型沒(méi)有同期變量，通常最優(yōu)滯后期會(huì)選擇比信息準(zhǔn)則最小值的期數(shù)小1 期，因此文章設(shè)定VAR模型最優(yōu)滯后期選擇為3 期。為了更為準(zhǔn)確地選擇最優(yōu)滯后期，文章還采用了“由大到小的序貫t 規(guī)則”進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果也表明文章應(yīng)選擇最優(yōu)滯后期為3 期，因此文章設(shè)定的VAR模型選擇的滯后期為3 期。

表4 文章設(shè)定VAR 模型的信息準(zhǔn)則值及最優(yōu)滯后期

3. VAR 模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)上文中信息準(zhǔn)則最小化確定的最優(yōu)滯后期為3 期，文章設(shè)定的VAR 模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，貨幣供應(yīng)量和市場(chǎng)利率對(duì)下一季度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有顯著的影響，而對(duì)第2、第3 期季度影響不顯著，值得注意的是，兩者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都是顯著的正向影響，表明貨幣供應(yīng)量增加和市場(chǎng)利率上升對(duì)下一個(gè)季度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有一定的促進(jìn)作用，這與凱恩斯理論描述的“利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)應(yīng)該呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系”的結(jié)果不同，但與文章中介效應(yīng)模型(6)式估計(jì)的結(jié)果總體一致，表明在過(guò)去的20 年間中國(guó)仍然處于需要大量資本形成的發(fā)展階段，市場(chǎng)利率的上升可以促進(jìn)社會(huì)儲(chǔ)蓄的增加，從而促進(jìn)資本的形成，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)下一季度貨幣供應(yīng)量呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響，對(duì)市場(chǎng)利率呈現(xiàn)出顯著的正向影響，表明中國(guó)人民銀行對(duì)通貨膨脹較為重視和敏感，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的社會(huì)需求增加往往也會(huì)伴隨著經(jīng)濟(jì)生活中物價(jià)的上漲，為了把物價(jià)上漲控制在一定的范圍內(nèi)，中央銀行選擇收縮貨幣，造成下一季度貨幣供應(yīng)量的減少，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的資金需求增加沒(méi)有得到有效的資金供給增加匹配又造成了市場(chǎng)利率的上升。貨幣供應(yīng)量對(duì)下一期的市場(chǎng)利率影響并不顯著，但對(duì)再下一期的市場(chǎng)利率卻會(huì)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，表明中國(guó)的貨幣供應(yīng)量的變化需要半年后才會(huì)對(duì)市場(chǎng)利率產(chǎn)生影響。市場(chǎng)利率對(duì)貨幣供應(yīng)量則無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期都沒(méi)有顯著的影響，這表明過(guò)去20年中國(guó)人民銀行貨幣供應(yīng)量的調(diào)整并沒(méi)有過(guò)多考慮市場(chǎng)利率的情況，更多是考慮通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等因素。

表5 文章設(shè)定VAR 模型的估計(jì)結(jié)果

4. 穩(wěn)定性檢驗(yàn)

上文中的VAR 模型的估計(jì)結(jié)果是否準(zhǔn)確，還需要通過(guò)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果的殘差是否存在自相關(guān)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)此VAR系統(tǒng)是否穩(wěn)定（為平穩(wěn)過(guò)程） 來(lái)判斷。文章首先通過(guò)LM 檢驗(yàn)對(duì)VAR 模型估計(jì)結(jié)果的殘差進(jìn)行了自相關(guān)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。結(jié)果顯示，可以接受殘差“無(wú)自相關(guān)”的原假設(shè)，殘差不存在自相關(guān)。然后，文章通過(guò)VAR 系統(tǒng)穩(wěn)定性的判別圖來(lái)檢驗(yàn)文章設(shè)定的VAR 系統(tǒng)是否穩(wěn)定，判別圖如圖1 所示。從圖中可以看出，所有特征值均在單位圓內(nèi)，可以判定文章設(shè)定的VAR 系統(tǒng)是穩(wěn)定的，值得注意的是，有一個(gè)根十分接近單位圓的邊緣，表明有些沖擊有較強(qiáng)的持續(xù)性。

表6 殘差自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 VAR 系統(tǒng)穩(wěn)定性判別圖

5. 格蘭杰因果檢驗(yàn)

文章進(jìn)一步對(duì)設(shè)定VAR 模型的三個(gè)變量進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7。從表中可以看出，貨幣供應(yīng)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互為格蘭杰因果關(guān)系，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是市場(chǎng)利率的格蘭杰原因，但是市場(chǎng)利率不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，市場(chǎng)利率和貨幣供應(yīng)量之間都不是彼此的格蘭杰原因。

表7 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

6. 交叉相關(guān)圖

VAR 模型估計(jì)結(jié)果和格蘭杰因果檢驗(yàn)都不能體現(xiàn)出變量的作用次序，為了分析中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用次序，文章進(jìn)一步考察了三者的交叉相關(guān)圖，結(jié)果如圖2所示。從圖2 的上圖可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與提前1 個(gè)季度的貨幣供應(yīng)量最相關(guān)，圖2 的中圖顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與當(dāng)季的市場(chǎng)利率最相關(guān)，圖2 的下圖顯示，市場(chǎng)利率與提前14 個(gè)季度的貨幣供應(yīng)量最相關(guān)。這一結(jié)果表明，中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用次序表現(xiàn)為貨幣供應(yīng)量→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)→市場(chǎng)利率，具體為貨幣供應(yīng)量的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促使了市場(chǎng)利率的上升，進(jìn)一步表明中國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不是通過(guò)市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的。

圖2 中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三個(gè)變量之間的交叉相關(guān)圖

7. 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以直觀地描述出VAR 模型中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)其他變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響軌跡和效應(yīng)，因此文章進(jìn)一步通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖來(lái)分析中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各自的變動(dòng)會(huì)對(duì)其他兩個(gè)產(chǎn)生怎樣的影響。文章設(shè)定VAR 模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖如圖3、圖4 所示（圖3 和圖4 的區(qū)別在于是否正交化）。從圖中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)短期內(nèi)對(duì)貨幣供應(yīng)量會(huì)有一個(gè)負(fù)向沖擊，對(duì)市場(chǎng)利率會(huì)有一個(gè)正向沖擊，但長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)對(duì)貨幣供應(yīng)量和市場(chǎng)利率都沒(méi)有顯著的影響；貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)引起短期和長(zhǎng)期的正向沖擊，而對(duì)市場(chǎng)利率短期和長(zhǎng)期都沒(méi)有顯著的影響；市場(chǎng)利率的變動(dòng)短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一個(gè)正向沖擊，長(zhǎng)期內(nèi)沒(méi)有顯著的影響，對(duì)貨幣供應(yīng)量則短期和長(zhǎng)期都沒(méi)有顯著的影響。

圖3 脈沖響應(yīng)圖

圖4 正交化的脈沖響應(yīng)圖

四、結(jié)論與建議

文章通過(guò)中介效應(yīng)模型和VAR 模型實(shí)證分析了中國(guó)貨幣供應(yīng)量、市場(chǎng)利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。研究結(jié)果表明：中國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向影響，但這種影響并不是通過(guò)市場(chǎng)利率的中介效應(yīng)產(chǎn)生的；市場(chǎng)利率短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也表現(xiàn)出顯著的正向影響，但長(zhǎng)期內(nèi)影響不顯著；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期內(nèi)對(duì)貨幣供應(yīng)量呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響，對(duì)市場(chǎng)利率呈現(xiàn)出顯著的正向影響，長(zhǎng)期影響均不顯著；貨幣供應(yīng)量和市場(chǎng)利率之間對(duì)彼此的影響都不顯著。

中國(guó)市場(chǎng)利率的上升對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向影響，這與凱恩斯學(xué)派的觀點(diǎn)相沖突，但與發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)和新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)中的可貸資金理論相吻合，表明利率的上升可以有效促進(jìn)社會(huì)儲(chǔ)蓄的增加，從而促進(jìn)金融規(guī)模的擴(kuò)大，這有利于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)融資規(guī)模的擴(kuò)大和整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，過(guò)去幾十年中國(guó)處在基礎(chǔ)設(shè)施大規(guī)模建設(shè)時(shí)期，需要大量的金融支持，儲(chǔ)蓄的增加促進(jìn)了中國(guó)資本形成從而對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了巨大的作用。文章認(rèn)為過(guò)去幾十年中國(guó)利率上升促進(jìn)儲(chǔ)蓄增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向作用大于這段時(shí)期利率上升使消費(fèi)、投資等社會(huì)需求下降對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向作用是這一實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的主要原因。同時(shí)文章也認(rèn)為，隨著中國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的逐漸完善，大量基礎(chǔ)設(shè)施已經(jīng)建成，資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際作用將逐漸減弱，另一方面在中國(guó)“雙循環(huán)”發(fā)展格局下，國(guó)內(nèi)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)越來(lái)越大，可以預(yù)計(jì)中國(guó)市場(chǎng)利率上升對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響將不斷減弱，負(fù)向影響將不斷上升。

另外，文章還注意到中國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)市場(chǎng)利率影響不顯著，這也與凱恩斯學(xué)派認(rèn)為貨幣供應(yīng)量增加會(huì)促使市場(chǎng)利率下降的理論有所相同。文章認(rèn)為主要原因是，雖然貨幣供應(yīng)量的增加可以增加金融市場(chǎng)上資金的供給，但市場(chǎng)利率是由金融市場(chǎng)上資金的供給和需求共同決定的，過(guò)去幾十年中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，金融市場(chǎng)上資金供給在不斷增加的同時(shí)資金需求也在不斷增加，因此中國(guó)貨幣供應(yīng)量增加未必會(huì)促使市場(chǎng)利率下降。此外，由于中國(guó)的金融市場(chǎng)的市場(chǎng)化程度并不高，同業(yè)拆借市場(chǎng)規(guī)模有限，參與門(mén)檻高，并不能完全反映中國(guó)的金融市場(chǎng)供給和需求的變化，因此當(dāng)前中國(guó)想要改用市場(chǎng)利率作為貨幣政策的中介目標(biāo)代替貨幣供應(yīng)量條件仍然并不完善。

盡管從文章的實(shí)證結(jié)果來(lái)看當(dāng)前中國(guó)放棄貨幣供應(yīng)量改用市場(chǎng)利率作為中介目標(biāo)條件并不成熟，但是從全世界的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)存在可控性弱、社會(huì)成本高的明顯缺陷，特別是隨著商業(yè)銀行的市場(chǎng)化程度越來(lái)越高，這一缺陷會(huì)越來(lái)越明顯，而市場(chǎng)利率作為貨幣政策的中介目標(biāo)可以有效改善這一問(wèn)題，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，選用市場(chǎng)利率代替貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)也將是未來(lái)的必然選擇。當(dāng)前由于中國(guó)仍處于社會(huì)主義初級(jí)階段，仍然需要建設(shè)大量的基礎(chǔ)設(shè)施，同時(shí)由于金融市場(chǎng)的市場(chǎng)化程度不高等原因，市場(chǎng)利率替代貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)的條件尚不完善，直接改變貨幣政策中介目標(biāo)并不合適，但是并不意味著我們將放棄改用市場(chǎng)利率作為貨幣政策中介目標(biāo)，文章建議在未來(lái)的過(guò)渡時(shí)期可以選用貨幣供應(yīng)量為主，市場(chǎng)利率為輔的中介目標(biāo)政策，同時(shí)不斷擴(kuò)大金融同業(yè)拆借市場(chǎng)和中國(guó)債券市場(chǎng)的規(guī)模，逐漸降低同業(yè)拆借市場(chǎng)和債券市場(chǎng)的進(jìn)入門(mén)檻，完善金融市場(chǎng)法規(guī)，為最終選用市場(chǎng)利率作為中國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)做好準(zhǔn)備。