中國(guó)貨幣政策利率傳導(dǎo)有效性的實(shí)證分析

摘要:本文首先回顧性的比較了國(guó)內(nèi)外對(duì)貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制有效性的理論，通過利率政策對(duì)中國(guó)貨幣政策的有效性方面考慮，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的利率傳導(dǎo)機(jī)制還有很多欠缺，在傳導(dǎo)過程中還存在著很多的問題，須進(jìn)一步的研究。本文就此深入的借助近年來的數(shù)據(jù)和模型分析，以貨幣長(zhǎng)期中性和短期非中性為假設(shè)前提，對(duì)貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道的有效性進(jìn)行重新分析。

關(guān)鍵詞:利率;傳導(dǎo)機(jī)制;有效性

一. 前言

利率是宏觀經(jīng)濟(jì)中的重要變量，它由投資、儲(chǔ)蓄、貨幣的供給與需求等諸多因素決定，反過來，利率的變化又通過微觀主體行為發(fā)生變化，對(duì)整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展造成重大影響，已經(jīng)成為各國(guó)貨幣政策的杠桿。關(guān)于利率對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者己經(jīng)作了大量的研究。利率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系主要表現(xiàn)在利率與物價(jià)、利率和投資、利率和儲(chǔ)蓄和利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互關(guān)系上。

在金融貨幣領(lǐng)域方面，凱恩斯主義認(rèn)為，這個(gè)領(lǐng)域只有兩利，資產(chǎn)，一是貨幣，它有十足流動(dòng)性而無收益性;二是債券，它的流動(dòng)性不如貨幣但有收益。在真實(shí)(商品)領(lǐng)域方而，凱恩斯主義者認(rèn)為，社會(huì)的總收入須與社會(huì)總支出保持均衡，而社會(huì)總支出又是由私人消費(fèi)、私人投資和政府支出三者構(gòu)成。在貨幣領(lǐng)域中由于貨幣供應(yīng)量增加而導(dǎo)致利率下降時(shí)，利率的變化就帶動(dòng)了真實(shí)領(lǐng)域里的變化。對(duì)于二傳導(dǎo)機(jī)制問題，凱恩斯否認(rèn)貨幣供應(yīng)增加會(huì)直接引起總需求增加的觀點(diǎn)，他認(rèn)為貨幣數(shù)量變動(dòng)直接影響物價(jià)同比例變動(dòng)只是充分就業(yè)之后產(chǎn)生的一種貨幣策傳導(dǎo)機(jī)制分析情況。在凱恩斯學(xué)派看來，利率是整個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制的核心。貨幣政策的作用，首先是改變貨幣市場(chǎng)的均衡。貨幣政策作用的大小主要取決于三個(gè)因素:第一，取決于貨幣需求的利率彈性，即一定量貨幣供應(yīng)量變動(dòng)能使利率發(fā)生變動(dòng)的程度;第二，取決于投資支出的利率彈性，即利率降低一定量時(shí)，投資將增加若干;第三，取決于投資乘數(shù)，即投資增加一特定量時(shí)，總有效需求將增加若干。

利率傳導(dǎo)機(jī)制雖然一直在發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的西方國(guó)家的貨幣政策傳導(dǎo)體制中居于中心位置，但在中國(guó)仍然是一個(gè)以管制利率為主的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制國(guó)家，只有少部分的利率屬于市場(chǎng)利率，包括存貸款利率在內(nèi)的絕大多數(shù)利率仍然由中央銀行直接管制，因此在中國(guó)逐步與世界接軌，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步的深化改革中，更需要確定中國(guó)的利率現(xiàn)在是否有效地發(fā)揮著貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)能，這仍需要大量的實(shí)證分析。

二、計(jì)量模型與變量，數(shù)據(jù)說明

在嚴(yán)格檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系時(shí)，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是一種常用的方法。Granger因果分析主要是用于考察被解釋序列是否是解釋序列產(chǎn)生的原因，先估計(jì)被解釋序列的當(dāng)前值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗(yàn)證通過引入解釋序列的滯后值是否可以提高被解釋程度，如果是則稱解釋序列是被解釋序列的格蘭杰成因，而且此時(shí)解釋序列的滯后期系數(shù)的F統(tǒng)計(jì)量具有顯著性。

在確定了貨幣供應(yīng)量作為中央銀行貨幣政策操作的代理變量后，擬選擇投資，消費(fèi)，產(chǎn)出三個(gè)因素，因?yàn)樵诩僭O(shè)貨幣政策傳導(dǎo)渠道獨(dú)立的條件下，利率傳導(dǎo)鏈條中投資，消費(fèi)，產(chǎn)出之間有著非常緊密的聯(lián)系:貨幣供給會(huì)刺激利率，利率又會(huì)影響投資(城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X2)，消費(fèi)(全社會(huì)消費(fèi)品零售總額X3)，進(jìn)而影響產(chǎn)出。我們選用貨幣供應(yīng)量M2(X1)作為中央銀行貨幣政策操作的代理變量。其次是利率，在此選擇居民儲(chǔ)蓄存款定期一年實(shí)際利率r，因?yàn)樵谖覈?guó)貨幣政策的實(shí)際操作過程中，首先定出的是一年期存款利率，再推出的3，6個(gè)月以及3，5年等檔次的存款利率，然后確定各檔次的貸款利率，從而使一年期存款利率居于利率體系的核心。在國(guó)外都應(yīng)用的是同行業(yè)拆借利率，它雖然是一種市場(chǎng)化程度很高的利率，但畢竟在廠商和居民在做投資或消費(fèi)決策時(shí)，幾乎與同行拆借利率沒有任何關(guān)系，所以本文采取居民儲(chǔ)蓄存款定期一年名義利率減去以上年同期為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI來計(jì)算實(shí)際利率(X5)。因?yàn)楸疚娜∮玫臄?shù)據(jù)是月度數(shù)據(jù)，而我國(guó)只公布了GDP 的季度數(shù)據(jù)，固采用工業(yè)增加值q(X4)來代替GDP作為產(chǎn)出的度量指標(biāo)(其波動(dòng)情況在附表中)。

基于貨幣中長(zhǎng)期中性和短期非中性的理論前提，以貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)只有短期影響為先驗(yàn)假設(shè)，以為本文采用月度數(shù)據(jù)來反映貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng)，數(shù)據(jù)樣本期間為2005年1月至2008年12月，以上數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。

三、實(shí)證結(jié)論及其分析

由于格蘭杰檢驗(yàn)要求各數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的，所以在建模型前必須對(duì)序列數(shù)據(jù)和利率數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。利用Eview5.0計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件對(duì)各序列分別采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表1:

從表中數(shù)值A(chǔ)DF檢驗(yàn)來看，貨幣供應(yīng)量M2(X1)和全社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X3)不存在滯后期，且t統(tǒng)計(jì)量小于1%顯著性水平臨界值，工業(yè)增加值(X4)在滯后期p=2且t統(tǒng)計(jì)量小于1%顯著性水平臨界值，實(shí)際利率(X5)在滯后期p=11，檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量小于1%顯著性水平臨界值，表明這四個(gè)序列能在99%的置信度下拒絕存在單位根的零結(jié)論;城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額(X2)在滯后期p=4，檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平臨界值，表明這個(gè)序列能在95%的置信度下拒絕存在單位根的零結(jié)論;這些說明這五個(gè)序列是平穩(wěn)序列。

在單位根檢驗(yàn)完畢，得出這五個(gè)序列為平穩(wěn)序列后，對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果為下表2:

從表中結(jié)果看出，對(duì)于貨幣供應(yīng)量M2(X1)不是實(shí)際利率(X5)的格蘭杰原因假設(shè)，拒絕犯第一類錯(cuò)誤的概率高達(dá)0.29，不能拒絕原假設(shè)，表明我國(guó)的貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)基本上不是實(shí)際利率的格蘭杰原因。對(duì)于實(shí)際利率(X5)不是固定資產(chǎn)投資(X2)的格蘭杰原因假設(shè)，說明我國(guó)實(shí)際利率的變動(dòng)不是引起固定自查投資變動(dòng)的格蘭杰原因。實(shí)際利率不是全社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X4)的格蘭杰原因假設(shè)，拒絕犯第一類錯(cuò)誤的概率有0.08，表明至少在92%的置信度上實(shí)際利率的變動(dòng)是全社會(huì)消費(fèi)品零售總額變動(dòng)的格蘭杰原因。對(duì)于全社會(huì)消費(fèi)品零售總額(X3)不是工業(yè)增加值(X4)的格蘭杰原因假設(shè)，但在99%的置信度下拒絕原假設(shè)。以上的分析說明，我國(guó)通過貨幣供應(yīng)量的操作引起實(shí)際利率變動(dòng)的傳道效應(yīng)極低，同時(shí)實(shí)際利率變動(dòng)對(duì)固定資產(chǎn)投資的傳導(dǎo)有效性也很低，反而實(shí)際利率對(duì)消費(fèi)的傳導(dǎo)有效性比較高，而消費(fèi)仍然是拉動(dòng)我國(guó)產(chǎn)出增長(zhǎng)的主要因素。

從以上的模型分析中，我們可以看出，我國(guó)的貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制仍然存在比較嚴(yán)重的問題。而這些原因主要是由于我國(guó)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的改革進(jìn)程中，一些體制的非健全性。其中由于我國(guó)現(xiàn)在還是在執(zhí)行對(duì)利率的管制政策，從而導(dǎo)致利率傳導(dǎo)渠道形成的梗塞的主要原因;而利率結(jié)構(gòu)的不合理也影響了利率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性發(fā)揮;再次，我國(guó)現(xiàn)在雖然存在著國(guó)有企業(yè)，集體企業(yè)，股份制企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)等多種不同的企業(yè)所有制形式，但國(guó)有企業(yè)的貸款總量還是占全社會(huì)總貸款量的68%左右，這些貸款顯然很難根據(jù)實(shí)際利率的變動(dòng)而發(fā)生變化。居民消費(fèi)水平偏低，利率波動(dòng)所產(chǎn)生替代作用有效，社會(huì)保障制度的缺失，也影響了利率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性。

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