我國貨幣政策利率傳導機制的實證研究

張衛杰

（中共啟東市委黨校 江蘇 啟東 226200）

我國貨幣政策利率傳導機制的實證研究

張衛杰

（中共啟東市委黨校 江蘇 啟東 226200）

利率在貨幣政策的傳導過程中發揮著重要的作用。本文根據利率傳導機制，對1996～2012年我國的利率與投資之間的關系進行了實證研究，研究結果表明我國的貨幣政策利率傳導機制并不暢通，我國利率對總需求的調節作用不是很明顯。利率缺乏彈性是制約我國貨幣政策利率機制有效性的關鍵因素，利率的管制、利率的非彈性都使得市場供求信息不夠準確，不能真正影響投資的決策，從而影響了貨幣政策利率傳導機制效果的發揮。

利率傳導機制 貨幣政策 格蘭杰因果檢驗

一、引言

貨幣政策傳導機制是指中央銀行使用貨幣政策工具引起各中介目標的反應，并最終引起宏觀經濟指標變化的渠道和機理，是中介目標和最終目標之間的傳導渠道。貨幣政策效果涉及的變量較多，各變量之間的關系更是紛繁復雜。一般來說，在市場經濟條件下，貨幣政策主要是通過四條途徑來起作用，即利率途徑、非貨幣資產途徑、信貸配給途徑和匯率途徑。本文將主要研究貨幣政策的利率傳導機制的有效性。

現代的利率傳導機制理論始于魏克賽爾的積累過程理論。魏克賽爾認為，中央銀行實施貨幣政策以擴大或收縮貨幣供給量，必先增加或減少商業銀行的準備金。而商業銀行則根據其準備金的多少來調整利率，即在準備金過多時降低利率以擴張效用，又在準備金不足時則提高利率以收縮信用。凱恩斯繼承了魏克賽爾的思想，進一步將其理論發展為生產的貨幣理論。凱恩斯認為：社會總產量或就業量取決于有效需求，有效需求由有效需求和消費需求決定，兩者由邊際消費傾向、資本邊際效率和流動性偏好共同決定，當貨幣供給大于貨幣需求時，通過貨幣供求和債券市場使利率下降，從而當利率小于資本邊際效率（投資收益率）時，刺激投資的增加，通過乘數作用，使得總需求和產出增加。同時，凱恩斯也認為這一傳導機制的核心是流動性效應，即貨幣需求的利率彈性和投資的利率彈性。在凱恩斯理論基礎之上，?？怂购蜐h森將貨幣和利率引入IS-LM模型，同時考慮金融市場與貨幣市場的同時均衡，即不考慮進出口的情況下，貨幣供給增加使得利率下降，從而促進投資、消費以及總支出的增加，最終擴大收入和就業水平。在此以后，又出現了一些著名的凱恩斯主義學家重新給利率傳導機制以新的詮釋，如托賓的Q理論、莫迪格里安尼的恒常收入效應。以上幾個主要的利率傳導機制都是基于人們的金融資產組合的調整。這就意味著，利率機制要發揮作用，就必須有各種發達的金融市場的支持。

國內學者根據我國的實際情況對上述利率傳導機制進行了檢驗，得出了相似的結論，即我國的利率機制在貨幣政策的實施效果當中不夠理想。劉莉君、岳意定通過格蘭杰因果檢驗證明了貨幣政策通過市場利率傳導機制不暢。[1]張輝通過向量自回歸模型運用多個變量實證分析我國貨幣政策的利率傳導，說明管制利率傳導機制部分失效，隨著市場的深入，利率傳導機制將扮演越來越重要的角色。[2]王旭東、李麗萍根據利率傳導機制的理論，對1996～2004年我國的利率與GDP之間的關系進行了實證分析，得出兩者也存在因果關系的結論，并從結論出發分析了影響我國貨幣政策傳導的因素。[3]

本文以現有的研究為基礎，選取相關數據，檢測我國利率機制傳導途徑對貨幣政策的傳導是否有效。

二、貨幣政策利率傳導機制效應的實證研究

我國利率傳導機制的途徑是利率r→投資I、消費C→國民收入Y，本文不對所有的環節進行分析，只選取利率與投資這一部分進行實證分析。

1、數據的選取。本節選擇解釋變量為一年期實際貸款利率，由一年期名義貸款利率的加權平均值減去當年的通貨膨脹率得出，以RL代表；通貨膨脹率以商品零售價格環比代替；被解釋變量為全社會固定資產投資增長率，以I表示。由于我國從1996年起就開始實行利率市場化改革，因此本文以1996年作為樣本數據的起點，區間為1996年至2012年。

表1：固定資產投資與貸款利率表

2．數據的單位根檢驗。對時間序列建立模型之間，首先要對數據的平穩性進行檢驗，防止出現偽回歸的現象。本文采用ADF檢驗運用Eviews6.0，結果如下，從表中我們可以看出各變量ADF統計值均大于1%置信水平下的臨界值，拒絕原假設，該序列為非平穩序列。

表2：固定資產投資增長率、實際貸款利率的單位根檢驗

對該數據作一階差分，進行ADF檢驗結果如表所示：我們可以看到t-Statistic的值小于1%置信水平下的臨界值，因此可以認為該變量均滿足在1%的置信水平上一階差分序列是平穩的。

表3：固定資產投資增長率及實際貸款利率一階差分ADF單位根檢驗

3．協整檢驗。雖然各變量均為不平穩的一階單整序列，但是各變量之間可能存在某種平穩的線性組合。因此我們需要進行協整檢驗。協整檢驗具體分為三個步驟：第一對判斷數據平穩性，通過以上分析，我們已經看到兩個序列均為一階單整序列；第二對數據進行最小二乘估計，得出殘差；第三對殘差進行單位根檢驗，判斷其是否平穩。

首先對實際貸款利率與固定資產投資增長率進行OSL回歸，得到殘差?；貧w出來常數項為28.42697，P值不是很大，回歸的效果不是很好。說明利率與投資之間的關系并非很顯著。

表4：實際貸款利率與固定資產投資增長率的回歸分析

再利用Eviews對Resid進行單位根檢驗，即對Resid進行ADF檢驗，運行結果如圖所示：我們可以看出統計T值小于1%的置信水平估計值，說明該殘差在1%的置信水平上為平穩序列，也即利率與投資之間存在協整關系。

4．格蘭杰因果檢驗。該檢驗方法為2003年諾貝爾經濟學獎得主克萊夫·格蘭杰（CliveW.J. Granger）所開創，用于分析經濟變量之間的因果關系。在時間序列情形下，兩個經濟變量x、y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量x、y的過去信息的條件下，對變量y的預測效果要優于只單獨由y的過去信息對y進行的預測效果，即變量x有助于解釋變量y的將來變化，則認為變量x是引致變量y的格蘭杰原因。格蘭杰因果關系檢驗假設了有關y和x每一變量的預測的信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗要求估計以下的回歸：

其中自動擾動項u1t和u2t假定為不相關的。

式（1）假定當前y與y自身以及x的過去值有關，而式（2）對x也假定了類似的行為。

對式（1）而言，其零假設HO:α1=α2=…αq=0。

對式（2）而言，其零假設HO:δ1=δ2=…δs=0。

結果如圖所示：此方程在1%的顯著水平上，通過T檢驗,證明該方程的解釋能力較強。拒絕原假設所犯錯誤的概率為0.3668，因此不能拒絕原假設，說明利率與投資之間的關系為利率不是投資變動的格蘭杰原因，而0.0436概率較低，可以接受這一原假設，說明投資的變動卻是利率變動的原因。

表6：固定資本投資增長率與實際貸款利率的格蘭杰

由以上檢驗結果我們可知：投資增長率與實際利率呈負相關關系，實際利率上升1%，投資增長率下降1.6%，但是我國利率的投資效應一直比較弱，在中央銀行建立初期，我國還是計劃經濟體制，政府管制利率，同時投資也受到政府嚴格管制。進入1996年以后我國實行利率市場化改革進程，出臺了一系列的相關政策，使得宏觀經濟環境有所改善，利率對投資的影響力有所增強，但是還不是仍然起著絕對的相對作用，利率傳導機制還有待進一步改善。

三、原因及結論

本文通過實證模型研究了我國貨幣政策的利率傳導機制的有效性。研究結果表明我國的貨幣政策利率傳導機制并不暢通，我國利率對總需求的調節作用不是很明顯。利率缺乏彈性是制約我國貨幣政策利率機制有效性的關鍵因素，利率的管制、利率的非彈性都使得市場供求信息不夠準確，不能真正影響投資的決策，從而影響了貨幣政策利率傳導機制效果的發揮。“倒逼機制”、市場分割現象較為突出、市場參與主體結構不夠合理、市場發育不夠完善等都是影響我國利率傳導機制的原因。[3]

貨幣政策工具是為達到利率目標服務的。實際上，利率體系中除了存貸款利率，還有同業拆借利率、央行票據利率、國債利率等等，貨幣市場上的利率基本上是由市場來決定的，市場化程度比較高，但是因為存貸款利率是管制的，所以貨幣市場利率向存貸款利率的傳導機制會斷裂，同時存貸款利率的水平控制也會制約貨幣市場利率的有效反應。

目前我國金融市場化改革雖然已經取得了一定的成果，銀行同業拆解市場、債券回購市場也發展較為成熟，但是總體而言還不完善，規模相對較小，并且我國目前仍實行以計劃利率為主的利率管理體制，因此利率傳導機制作用的發揮受到一定的限制。所以我們要加強利率市場化改革的進度，完善金融市場、積極創新跨市交易品種、豐富金融市場投資者的類別、鼓勵更多的參與主體增加市場的活躍度，擴大市場的交易規模。[4]另一個方面我們也要加強商業銀行、普通公眾對利率的感知度，讓金融機構能夠靈活準確反映出市場需求。注意加快發展利率衍生品，擴大市場參與主體，加快推動商業銀行以利率互換、利率期權和利率期貨等衍生品的交易，促進利率市場化改革的穩步前進。最后必須要加強中央銀行貨幣政策的時效性，盡量及時出臺相應的政策，確保經濟的快速穩定發展。隨著我國利率市場化改革的進行，利率傳導機制將變得越來越重要。

[1] 劉莉君，岳意定，譚舒允.基于經濟與社會兩個維度的農村土地流轉績效評價指標體系構建[J].湖南科技大學學報，2010（06）.

[2] 張輝.我國貨幣政策的匯率傳導機制研究[J].經濟學動態，2011（08）.

[3] 王旭東.我國貨幣政策利率傳導機制效果的實證檢驗[J].黑龍江對外經貿，2006（03）.

[4] 孫明華.我國貨幣政策傳導機制的實證分析[J].財經研究，2004（03）.

編輯：張新友

F822.0

A

10.3969/j.issn.1003-4641.2014.02.11