我國貨幣政策傳導機制有效性實證研究

樂毅 刁節文

摘要：本文利用2002——2012年相關的經濟金融季度數據，應用Johansen協整檢驗和 Granger因果檢驗確定貨幣供應與經濟增長存在長期穩定和因果關系后，建立向量自回歸模型，并運用脈沖響應函數和方差分解對我國貨幣政策利率傳導途徑的運作機制和傳導效果進行實證研究。結果認為：在我國商業銀行存貸款利率尚未完全市場化的情況下，銀行間隔 夜拆借利率是很好的貨幣政策指標。銀行間拆借利率與GDP存在長期且顯著的負相關 性，市場利率的降低可以顯著的促進經濟增長。

關鍵詞： 貨幣政策傳導機制； 利率途徑； 脈沖響應函數； Granger因果檢驗； VAR模型

一、引言

貨幣政策傳導機制是指中央銀行運用貨幣政策工具影響中介指標，進而最終實現既定政策目標的傳導途徑與作用機理。由于各自觀察的角度和強調的因素不同，西方經濟學者對貨幣政策傳導機制的認識出現多種流派和觀點。如果從金融機構的資產和負債的角度，一般可以將貨幣政策傳導分為貨幣渠道（包括利率途徑、匯率途徑以及資產價格途徑等）和信用渠道兩個主要途徑，進而也就形成了“貨幣觀”和“信用觀”兩種觀點。

“貨幣觀”最早是由西方經濟學者提出，傳統的金融理論，包括凱恩斯學派和貨幣主義學派都認為貨幣政策的傳導只是通過“貨幣途徑”完成（前者是“貨幣價格途徑”，后者是“貨幣數量途徑”——利率途徑）?！柏泿庞^”認為，金融資產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，貨幣政策通過利率傳導機制影響投資水平和產出。至今該理論仍然占據著幣政策傳導理論的主導地位，但是該理論的假設前提是完全信息的金融市場，沒有考慮到實際金融市場上存在的信息不對稱及金融市場自身的結構問題。

“信用觀”是在20 世紀50 年代隨著信息經濟學的發展而提出的，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^”將金融資產劃分為貨幣、證券、銀行貸款三種形式，認為銀行貸款與債券不能相互替代，貨幣政策是通過信用影響局部投資水平，進而影響產出。但是信用渠道也存在局限性：信用渠道主要影響中小企業，因為中小企業基本是依靠外部融資來經營，而大企業的自我融資能力較強，銀行信用規模的擴張與收縮對于大企業不會造成顯著的影響。

二、相關理論與文獻回顧

一般情況認為，貨幣政策利率傳導途徑的理論基礎是基于凱恩斯的貨幣理論和IS-LM模型。凱恩斯關于貨幣政策傳導機制先后提出過兩種不同的見解。他在1930年的《國富論》中的觀點可以概括為：貨幣政策→市場利率→儲蓄和投資→經濟發展和物價水平。但他在1936年的《就業、利息和貨幣通論》中所描述的傳導機制為：貨幣政策（增加貨幣供給量）→彌補財政赤字、降低利率→擴大有效需求→投資和國民收入增加、一般物價水平上升。而英國經濟學家?？怂梗↗.R.Hicks）和美國經濟學家漢森提出了IS-LM模型，該模型解釋了商品市場和貨幣市場如何達到均衡并決定國民收入和利率。其傳導過程可以表示為：貨幣供應量增加→利率下降→投資增加→國民收入增加。

國外有些學者Bernanke與Blinder（1992）選取M1、M2、國庫券利率Rate）、債券利率與聯邦基金利率作為實際經濟活動的代表變量，同時使用貨幣總量指標和利率指標作為貨幣政策變化的代理變量，然后使用Granger因果檢驗法以及預測方差分解技術研究上述貨幣政策代理變量對于實際經濟活動的預測能力。檢驗結果發現，聯邦基金利率預測實際經濟變化的能力最強，因此聯邦基金利率是很好的外生貨幣政策指標，而且采用聯邦基金利率作為貨幣政策指標這一做法在以后的研究中經常被采用。

綜上所述，傳統的貨幣政策利率傳導途徑理論都認為貨幣政策通過利率的傳導可以促進國民收入增加，而對于貨幣政策是否可以通過利率途徑影響物價水平存在爭議。由于各國的利率市場化程度不同，以及較少文獻分析隔夜拆借利率與國民收入之間的聯系。本文試選取合適的變量，運用Johansen協整檢驗和Granger因果關系檢驗確定他們存在聯系。

三、變量選擇

宏觀經濟的最終目標是經濟增長、物價穩定、充分就業和國際收支平衡。本文主要研究利率傳導是否影響最終經濟變量， 影響最終經濟變量的程度如何等問題， 因此從以下幾個方面選擇最終經濟變量指標。

本文在研究利率傳導途徑時，沒有選用銀行存貸款利率這個指標，主要是因為銀行存貸款利率還受到較多管制，不能準確及時地反映貨幣市場的變化。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，使得在實證研究的指標選取方面更加合理和新穎。本文從長期靜態分析和短期動態分析兩個方面對貨幣政策傳導機制的有效性進行研究。在實證分析過程中，不僅利用約翰遜協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗等方法從長期的角度對貨幣政策傳導機制的有效性進行分析，而且還利用脈沖響應函數和方差分解對貨幣政策的具體傳導過程進行短期動態分析，使得在實證研究的方法上更加科學和嚴謹。

貨幣供應量可供選取的指標有M0、M1 和M2，我國自1996年起，正式確定M1為貨幣政策中介目標， M0和M2為觀測目標， 因此選擇M1作為反映貨幣供給量的指標。相對于貨幣供應量來說，可以代表利率變化的變量很多，主要有商業銀行存貸款利率、銀行間同業拆借利率、銀行間債券回購利率和央行票據利率等。從市場化角度考慮，我國商業銀行存貸款利率尚未完全市場化，而銀行間同業拆借市場較早地實現了利率市場化，因此，選擇商業銀行存貸款利率衡量利率變化無法反映真實情況，同業拆借利率卻可以較準確地代表利率變化，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 作為市場利率的度量指標。對于經濟增長而言，本文選用季度GDP 指標作為經濟增長的宏觀經濟變量。而對于物價穩定而言，我國也越來越重視對CPI 指標的統計， 因此， 本文選取居民消費價格指數季度數據作為物價穩定指標。綜上所述， 本文選用GDP、CPI 作為最終經濟變量經濟增長和物價的代理變量， 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。從數據來源來看，貨幣供應量M1和銀行間隔夜拆借利率r的數據來源于中國人民銀行網站，GDP和CPI的數據來源于國家統計局網站。

四、數據處理與檢驗

我們將貨幣供應量、隔夜拆借利率、CPI和GDP（分別用 M1、r、CPI和GDP表示）的數據繪制在曲線圖上，便可以清晰地看出，貨幣供應量 M1、CPI和GDP具有非零均值和上升趨勢的特征，同時表現出明顯的季節波動性。鑒于此，本文對這 3 個時間序列變量進行季節性調整，所選用的方法是CensusX12，將調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個變量的特征，因此不需要進行季節性調整。

1. 單位根檢驗

本文采用ADF檢驗對所采用的時間序列數據的平穩性進行單位根檢驗。用AIC和SC最小準則來確定最佳滯后期。通過檢驗發現LGDP_SA、LCPI_SA、LM1_SA和LR每個序列的原序列均為非平穩序列， 然后再對其進行一階差分過程。結果發現， 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， 也就是序列為平穩序列， 由此可以判斷這4個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整關系的前提條件。具體檢驗結果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗結果

2. Johansen協整檢驗

對LGDP_SA、LCPI_SA、LM1_SA和LR之間的關系進行Johansen協整檢驗， 并采用AIC準則和SC準則確定滯后期數為1期。

檢驗結果表明各變量之間至少會存在一個協整方程， 也就是說各變量之間存在長期關系， 上述經濟系統是一個穩定的系統。由于本文主要是為了建立VAR 模型， 不涉及協整向量的選擇問題， 所以只需證明存在協整關系即可。

表2 Trace統計量檢驗結果

3.84由表2和表3可知，如果原假設不存在協整關系，則Trace統計量和最大特征值統計量都大于各自的臨界值，即拒絕原假設，說明變量之間存在協整關系；如果原假設至多存在1個協整關系，跡統計量和最大特征值統計量都小于各自的臨界值，即接受原假設，說明變量之間存在1個唯一的協整關系。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因果關系檢驗

格蘭杰（Granger） 提出了一個判斷因果關系的檢驗， 即Granger因果檢驗，可以解決經濟序列中的偽相關問題。通過前述的Jonhansen協整檢驗， 可以得知LGDP_SA、LCPI_SA、LM1_SA、LR之間存在長期協整關系， 為了進一步了解變量間的因果關系， 對它們進行Granger因果關系檢驗， 滯后期同樣選擇1 期（ 如表4所示） 。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

由表4可知，（1）利率和CPI之間不存在Granger因果關系。說明我國利率傳導機制對物價穩定這個最終目標的傳導失效。（2）利率和GDP之間存在著單向的Granger因果關系。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行投資和消費，從而導致生產增加。（3）利率和M1之間存在著單向的Granger因果關系。M1不是利率的格蘭杰原因，但利率是M1的格蘭杰原因?？梢钥闯鑫覈€為完全實現利率市場化，貨幣供應量的變動不能通過利率的敏感反應，進而傳導到實體經濟中，形成了貨幣供應量和利率變動之間的貨幣政策信號傳導斷層。

五、 建立模型與相關分析

1.VAR模型

經過計算滯后 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軟件建立利率傳導渠道的 VAR 模型，其向量表示形式為：

2.脈沖響應函數

圖1 貨幣供應量沖擊引起利率的脈沖響應

圖2 利率沖擊引起消費物價指數的脈沖響應

圖3 利率沖擊引起國民生產總值的脈沖響應

圖1是貨幣供給量沖擊引起隔夜拆借利率的脈沖響應，從中可以看出，隔夜拆借利率在第1期到第5期有個顯著的上升過程，隨后有個平緩的下降過程。在第19期之后重新回到均衡狀態并保持穩定。這表明：在短期貨幣供給量的增加會使市場利率顯著上升，但在長期貨幣供給量對市場利率沒有影響。

圖2是隔夜拆借利率沖擊引起消費價格指數的脈沖響應，從中可以看出，消費價格指數在第1期到第21期有個微弱的波動，之后重新回到均衡狀態并保持穩定。這表明：在短期市場利率對消費價格指數影響很微弱，在長期對消費價格指數沒有影響。

圖3是隔夜拆借利率沖擊引起國民生產總值的脈沖響應，從中可以看出，國民生產總值在第1期到第5期平穩顯著增長 ，最后保持在一個新的均衡水平上。這表明：隔夜拆借利率的降低可以很好的促進經濟穩定增長。

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期隔夜拆借利率對自身的貢獻率很大，幾乎可以解釋98.95%的波動，這時GDP和CPI的貢獻率幾乎為零，M1的貢獻率為1.05%。但從第2期開始，GDP對自身的貢獻率呈現出持續下降的趨勢，利率、M1和CPI對GDP的波動的解釋比例增加。經過10期，利率對自身的貢獻率穩定在84.56%，M1、CPI和GDP也趨于穩定，分別為8.18%、0.67%和6.59%。這說明了我國貨幣供應量和利率變動之間的貨幣政策信號傳導不通暢，這與脈沖響應函數的檢驗結果相同。

由圖5可知，在第1期CPI對自身的貢獻率較大，可以解釋69.01%的波動，這時M1和利率的貢獻率分別為12.83%和18.17%，GDP的貢獻率幾乎為零。但從第2期開始CPI對自身的貢獻率大幅下降，M1和GDP對CPI的貢獻率顯著增加，利率的貢獻率在第2期到第5期有小幅下降，到第14期又回復到原來的貢獻率。經過14期，CPI對自身的貢獻率下降到24.29%，M1、利率和GDP的貢獻率分別為29.49%、19.20%和27.03%。這說明了對物價穩定這個最終經濟目標，在我國貨幣政策傳導機制中貨幣供給量所起到的作用要大于市場利率的作用。

由圖6可知，在第1期GDP對自身的貢獻率很大，可以解釋94.90%的波動，這時M1和利率的貢獻率幾乎為零，CPI的貢獻率為5.10%。但從第2期開始GDP對自身的貢獻率有小幅下降，M1、利率和CPI的貢獻率也有微微上升。經過25期，GDP對自身的貢獻率穩定在85.65%，M1、利率和CPI的貢獻率分別為，10.54%、4.09%和1.10%。這說明了GDP的的預測誤差主要受自身信息因素影響，結合圖9的結果，相對而言在我國貨幣政策傳導機制中貨幣供給量所起到的作用要大于市場利率的作用。

六、結論

本文利用2002年——2012年的宏觀經濟季度數據對我國貨幣政策傳導機制進行有效性研究，結果認為：

1.銀行間隔夜拆借利率對經濟增長的影響是長期且顯著的。因此在我國商業銀行存貸款利率尚未完全市場化的情況下，銀行間隔夜拆借利率是很好的貨幣政策指標。銀行間拆借利率與GDP存在長期且顯著的負相關性，市場利率的降低可以顯著的促進經濟增長。

2.對物價穩定和經濟增長這兩個最終經濟目標，貨幣供給量M1所起到的作用遠遠大于市場利率的作用。從這個角度來說，利率途徑傳導貨幣政策信號雖然存在，但對于GDP和CPI，受貨幣供給量的影響更大。

3.貨幣供應量沖擊只在短期使利率上升，可以看出我國還未完全實現利率市場化，貨幣供應量的變動不能通過利率的敏感反應，進而傳導到實體經濟中，形成了貨幣供應量和利率變動之間的貨幣政策信號傳導斷層。

以上結果表明，我國貨幣政策是有效的，利率途徑傳導機制在一定程度上是流暢的，能夠顯著促進經濟增長。目前我國還未完全實現利率市場化，市場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。同時，早日實現貸款利率和存款利率的市場化，強化利率在貨幣貨幣政策中間接傳導的作用。

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