結構性貨幣政策的收入分配效應研究

摘 要：貨幣政策的實施效果與改善收入分配、推動共同富裕有著重要聯系。本文通過構建向量自回歸模型，研究結構性貨幣政策工具對城鄉居民收入的影響及收入分配效應。研究結果顯示：結構性貨幣政策工具對城鎮居民收入的增長均有正向作用，但作用的期限不同；結構性貨幣政策工具對農村居民收入的增長表現為正向影響，抵押補充貸款對農村居民收入的正向作用最為明顯；結構性貨幣政策工具均具有收入分配效應，常備借貸便利和抵押補充貸款能夠較為有效地縮小城鄉居民收入分配不平等。應合理運用多種結構性貨幣政策工具，推動實現共同富裕。

關鍵詞：結構性貨幣政策；城鄉居民收入；收入分配效應；共同富裕；向量自回歸模型

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2024.09.004

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1003－9031（2024）09－0049－15

一、引言

共同富裕是中國式現代化的重要特征。“十四五”規劃和2035年遠景目標綱要提出，要實現城鄉區域發展差距和居民生活水平差距顯著縮小的奮斗目標，全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展。實現共同富裕面臨的最大挑戰就是當前較大的貧富差距，國際上衡量一個國家或地區貧富差距的指標主要為基尼系數。綜合公開數據顯示，中國近幾年的基尼系數維持在0.46～0.47的水平，高于0.4的國際警戒線，同時，中國的基尼系數在世界排名也較靠前，已經超過了美國的0.45、英國的0.34、加拿大的0.32和韓國的0.35。隨著脫貧攻堅、鄉村振興和城鄉融合發展的推進，我國城鄉居民收入相對差距持續縮小，2023年城鄉居民人均可支配收入之比為2.39（農村居民收入=1），比2012年下降0.49，2013年至2023年，農村居民年均收入增速比城鎮居民快約2個百分點。但我國城鄉居民收入差距依然高于國際平均水平，養老、退休金收入的差距是造成城鄉居民收入差距的重要原因（Yuan et al.，2020）。在解決絕對貧困后，必須平衡好效率與公平的關系，優化好社會內部的收入分配結構（楊麗萍和陸岷峰，2022）。如何進一步縮小城鄉區域發展差距、促進共同富裕成為我們需要深入思考的重要課題。

貨幣政策作為直接作用于貨幣的政策工具，其實施效果與促進共同富裕有著重要聯系。央行促進共同富裕的主要途徑之一是通過結構性貨幣政策工具支持重點領域（王信，2022）。我國近年來使用的結構性貨幣政策工具主要涵蓋常備借貸便利、中期借貸便利、抵押補充貸款，以及專項再貸款、碳減排支持工具等。其中，常備借貸便利采取抵押方式投放，支持對象主要為政策性銀行和全國性商業銀行，能夠滿足金融機構期限較長的大額流動性需求。中期借貸便利采取質押方式發放，通過調節向金融機構中期融資的成本，引導金融機構向實體經濟部門提供低成本資金。抵押補充貸款采取質押方式發放，為開發性金融支持棚戶區改造提供長期穩定、成本適當的資金來源。結構性貨幣政策工具對城鄉居民收入的增長有怎樣的影響，其收入分配效應如何，是本文重點研究的問題。本文將運用向量自回歸（VAR）模型，研究結構性貨幣政策工具對城鄉居民收入的影響及收入分配效應，并分析怎樣的結構性貨幣政策工具有助于降低城鄉居民收入差距，推動實現共同富裕和經濟增長。

二、文獻綜述

（一）關于貨幣政策影響收入不平等的研究

面對當前較大的貧富差距挑戰，貨幣政策調控框架可以優化收入分配，助力共同富裕（宗濤，2021）。雖然減少貧富差距并不是貨幣政策的最終目標，但貨幣政策會影響收入不平等程度（Coibion et al.，2012）。通貨膨脹渠道是早期關于貨幣政策對收入不平等影響的研究重點，許多研究認為，長期寬松的貨幣政策會造成通脹持續高企，且會形成不完全預期的通脹，進而沖擊經濟體系，提高總需求的波動水平，拉大貧富差距（Bulir and Gulde，1995；CD Romer and D Romer，1999）。CD Romer and D Romer（1999）研究了貨幣政策在短期和長期對貧困群體福利的影響，研究發現，以快速增加產出為目標的貨幣政策可暫時降低收入不平等程度，而以穩定低通脹和增加產出為目標的貨幣政策可逐漸降低收入不平等程度。

貨幣政策對收入分配的傳導渠道主要通過收入異質性渠道、儲蓄再分配渠道和收入構成渠道，家庭異質性決定了貨幣政策可以通過不同的傳遞渠道影響家庭收入和財富分配（葛奇，2022）。其一，收入異質性渠道顯示了貨幣政策沖擊對高、低收入家庭勞動收入的不同影響。位于收入分配底層的家庭受商業周期波動影響最大，緊縮性貨幣政策沖擊會通過減少低收入家庭的收入來加劇不平等（Motta and Tirelli，2014）。其二，提高未預期利率的緊縮性貨幣政策沖擊將有利于儲蓄者，損害借款者，從而加劇收入不平等（Doepke and Schneider，2006）。其三，收入構成渠道指家庭主要收入來源構成的異質性。Amaral et al.（2015）認為，富裕階層家庭從財產收入中獲得的份額較大，當貨幣擴張使利潤較工資以更快速度上漲時，收入不平等程度會加劇。

就貨幣政策如何更好地作用于收入不平等方面，廉永輝和張琳（2013）指出，貨幣政策不僅可在短期通過國民收入結構、失業率等實際變量的變化影響經濟不平等，也可在長期通過總需求波動水平、長期通貨膨脹水平及經濟增長作用于經濟不平等。李建勇等（2014）認為，在解決收入分配不平等問題時，貨幣政策與稅收政策、產業政策、匯率政策等宏觀經濟政策協調聯動，才可持續改善收入分配格局。梅佳瀅（2022）通過構建VAR模型研究表明，貨幣政策主要通過名義價格渠道和實體經濟渠道作用于收入不平等，且具有時變特征。

部分學者認為積極的貨幣政策會加劇收入分配不均等，損害經濟增長，不利于共同富裕。Erosa and Ventura（2002）認為擴張性貨幣政策帶來的通貨膨脹具有收入分配效應，相對于高收入人群，低收入人群的通脹成本可能要高得多，通貨膨脹將加劇個體間收入分配的不均等。Albanesi（2002）進一步表明由于低收入家庭對通貨膨脹的相對脆弱性，均衡通貨膨脹與收入不平等程度正相關。但更多的學者認為積極的貨幣政策會縮小收入分配不平等，促進經濟增長，從而推動共同富裕。Coibion et al.（2012）通過構建模型研究指出，擴張性貨幣政策具有實質性的持續性的再分配效應，減少了收入和消費不平等并促進增長。Areosa（2016）通過一個有限資本市場參與的DSGE模型，發現擴張性貨幣政策沖擊會減少收入不平等，進而減少廠商的邊際成本和產出增加。研究表明，利率負向沖擊能夠促進家庭的消費和就業，對于低收入居民而言，將導致其失業率下降、勞動需求增加，從而提升工資收入，并降低收入不平等；（Tsiaras，2022；喬晗等，2022）。反之，利率正向變動沖擊下，高收入家庭獲得了更大的收入比例，導致收入差距擴大，央行加強對通脹波動的干預可有效緩解收入不平等（江春等，2018）。

（二）關于貧富差距與貨幣政策傳導過程的研究

多數學者認為貧富差距影響了貨幣政策的傳導過程。Doepke et al.（2015）基于美國的數據分析發現，收入分配影響貨幣政策傳導渠道。Guerello（2017）研究發現，收入分配情況對歐元區的貨幣政策傳導有影響。Monnin（2017）研究發現，收入分配影響貨幣政策向整體經濟的傳導過程，為保證貨幣政策的有效性，評估一國當前的收入結構是加強還是抑制貨幣政策的傳導是至關重要的。

一些學者認為收入不平等在貨幣政策傳導過程中減弱了政策有效性。Voinea et al.（2018）以羅馬尼亞為研究對象，分析發現，貨幣政策的傳導對于負債更多、利率可調的中等收入家庭更為有效，較低的政策利率減少了債務償還壓力，從而釋放消費潛力。低收入家庭對政策利率的敏感度低，因為他們進入金融市場的渠道較為有限。所以貧富差距過大會對貨幣政策傳導的有效性起抑制作用。Eggertsson et al.（2017）研究發現，貧富差距加劇對實際利率有很大的影響。當實際利率下降，會降低需求，抑制貨幣政策的有效性。Voinea et al.（2018）研究發現，相較收入排名后20%的人，貨幣政策對收入排名前20%的人的效果更大。收入不平等程度越低，貨幣政策傳導的有效性就越好。Ndou and Mokoena（2019）認為，當實施寬松的貨幣政策時，貧富差距大抑制了政策沖擊帶來的就業、GDP和可支配收入增長。Domonkos et al.（2021）研究了收入不平等將對常規和非常規貨幣政策的實施造成何種影響，以及對銀行貸款利率傳導的影響。結果表明，嚴重的收入不平等阻礙了常規貨幣政策向消費貸款的傳遞，并限制了住房貸款領域非常規貨幣政策的使用。

也有學者認為貧富差距有助于加強貨幣政策傳導的有效性。Christidou et al.（2018）分析1983年到2008年期間美國各州數據發現，美國各州的貨幣政策對房地產市場的傳導情況是不同的，寬松貨幣政策總體上提高了實際房價和住宅投資，貧富差距較大的州的增幅更大。

（三）關于結構性貨幣政策調節收入分配的研究

結構性貨幣政策具有更高靈活性和更強可操作性，可視為現有貨幣政策的重要補充（何德旭和余晶晶，2019）。與其他國家的非常規貨幣政策相比，我國推出的結構性貨幣政策工具以傳統政策工具創新為主。在調控目標上，結構性貨幣政策工具需要發揮總量調整和結構優化的功能，既要調整社會信貸資源總量，又要利用結構性貨幣政策工具向國家發展的重點領域定向投放流動性，優化資金去向（陸前進和武磊，2024）。結構性貨幣政策的“結構性”特征主要集中在以下三個方面：首先是流動性的結構性，央行通過主動增加對金融機構債權來投放流動性，并擴大相關政策工具的抵押擔保品范圍，從實質上提升了流動性的質量；其次是政策對象的結構性，各類結構性貨幣政策工具的實施對象均不相同，涵蓋了全國性商業銀行、政策性與開發性銀行、城市商業銀行、農村商業銀行等各類金融機構，有助于改善金融結構與信貸資源分配失衡問題；最后是政策工具的結構性，各類結構性貨幣政策工具在申請方式、利率水平、工具協調等方面存在差異，央行根據政策目標與操作對象的特點，采取利率招標、自主申請等多種市場化方式，提高了商業銀行的自主性和積極性（許光建等，2019）。

我國經濟發展存在結構性問題，收入和財富的不平等狀況由來已久，且是由多重結構性因素驅動的。總量型貨幣政策、結構性貨幣政策、信貸政策都能夠對經濟發展發揮正向再分配效應，盡管結構性貨幣政策的初衷并非是調節收入再分配，但貨幣政策助力共同富裕主要依靠的是結構性貨幣政策工具（鄭向陽和武建奇，2021）。央行在結構性貨幣政策工具箱中，創設了多種普惠性貨幣政策操作手段和方法，極大增強了金融的普惠性，專項再貸款、定向降準、定向中期借貸便利、碳減排支持工具等結構性貨幣政策工具具有引導信貸流向的效果，通過創新運用結構性貨幣政策工具，有助于引導資金流向經濟發展的薄弱環節，進而縮小區域城鄉發展差距、擴大中等收入群體比重、緩解中小企業融資難問題，逐步實現共同富裕（李超，2021）。

三、理論基礎和模型構建

（一）結構性貨幣政策的傳導機制

不同的結構性貨幣政策工具對貨幣市場利率的影響有所不同，常備借貸便利相對更注重短期利率的引導，發揮“利率走廊”上限的作用，中期借貸便利傾向于中期利率的引導，抵押補充貸款則有助于降低經濟重點行業和重點領域的融資成本，意在引導長期利率。結構性貨幣政策通過降低市場利率波動，并向金融機構定向投放流動性，提高信貸可得性，從而增加銀行貸款及可發放信貸量，使得依賴于銀行貸款的借款人增加消費和投資，進而帶動產出和收入的增加。

結構性貨幣政策通過以下機制影響收入分配：一是結構性貨幣政策引導金融機構將信貸資源更多地配置給中小企業，支持中小企業融資，降低其融資成本，這有助于增強中小企業的競爭力，創造更多的就業機會，從而改善中低收入群體的收入；二是通過信貸政策指導金融機構更好地服務于實體經濟，向經濟重點領域和薄弱環節提供更多信貸資源，有助于提升低收入群體的收入水平；三是通過適當的貨幣政策干預，可以防止資產價格過度泡沫化，避免資產價格的急劇波動對普通家庭財富造成負面影響，保持資產價格的合理穩定有助于防止財富過度集中。由于金融資源配置的不均衡，在不同時期、不同政策工具、不同施策環境下，結構性貨幣政策的收入分配效應存在差異性。

（二）模型構建

為研究央行結構性貨幣政策工具對我國居民收入的影響及分配效應，本文構建了VAR模型進行實證研究。西姆斯（C.A.Sims）在1980年提出了向量自回歸（Vector Auto Regression，VAR）模型，用非結構性方法建立各經濟變量之間的動態關系，廣泛應用于經濟系統動態分析，是當今宏觀經濟學的主流模型之一。VAR模型通過將系統中每一個內生變量表示為全部變量的滯后項方程來建立模型，考察變量的相互關系，研究隨機干擾項對變量體系的沖擊效果，分析經濟沖擊對不同變量帶來的效應，此外還能夠用來預測與之關聯的時間序列宏觀經濟系統。

具體地，滯后階數為p的VAR（p）模型表達式為：

yt＝BXt+A1Yt-1+A2Yt-2+…+APYt-p+？著t （1）

其中，yt為k階內生變量向量；Xt為k階外生變量向量；？著t為k階誤差向量；B，A1，A2…AP為待估計的系數矩陣。

由于在方程的右端只有內生變量的滯后值，因此不會出現同期相關性問題，模型參數的估計使用普通最小二乘法（OLS），估計量具有良好的一致性。在VAR模型中，脈沖響應分析和方差分解是常用的分析手段。脈沖響應分析刻畫了模型中內生變量對殘差沖擊的反應，考慮將一個標準差的經濟沖擊作用于隨機誤差項之后，對相關內生變量的當前項和預期項帶來的動態效應。方差分解則描述了對模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息，用于估計不同經濟沖擊的貢獻度。本文后續將主要運用這兩種分析方法。

（三）變量選取和數據說明

針對解釋變量，本文選取常備借貸便利余額（SLF）、中期借貸便利余額（MLF）以及抵押補充貸款余額（PSL）來衡量我國央行的結構性貨幣政策。針對被解釋變量，采用城鎮居民人均可支配收入（UDI）、農村居民人均可支配收入（RDI）和兩者的比值（GAP）進行衡量，其中城鎮居民與農村居民人均可支配收入之比表示收入不平等的程度。基于數據的可得性，本文選取2015年第一季度至2024年第二季度的數據進行分析，數據來源于中國人民銀行和國家統計局。變量說明如表1所示。

表2顯示了各變量的描述性統計。由表2可知，在不同時間段常備借貸便利、中期借貸便利、抵押補充貸款余額有所不同，中期借貸便利余額在近年來持續保持在較高水平，表明中央銀行通過這一工具向市場提供的流動性支持規模較大。近年來中央銀行也加大了抵押補充貸款的投放力度，在支持重點領域和重大項目、穩住和引領投資等方面發揮了積極作用。城鎮居民人均可支配收入比農村居民人均可支配收入高出約2倍，說明盡管城鄉居民收入差距在縮小，但絕對差距仍然存在。

四、實證分析

（一）單位根檢驗與滯后階數選擇

在實證分析之前，本文首先對上述時間序列數據進行X-12季節性調整，以剔除季節性因素影響。為了防止數據波動過大造成的不利影響，對除GAP以外的其他變量取自然對數。接下來，對每個變量進行平穩性檢驗，這是為了防止數據出現偽回歸現象，常用的平穩性檢驗方法為ADF單位根檢驗。單位根檢驗結果如表3所示，LNSLF、LNPSL為平穩變量，LNMLF、LNUDI、LNRDI和GAP變量為非平穩變量，對其進行一階差分后為平穩變量。

為研究央行結構性貨幣政策分別對城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均可支配收入的影響及收入分配效應，分別構建3個VAR模型。其中，VAR（1）模型的變量為常備借貸便利、中期借貸便利、抵押補充貸款和城鎮居民人均可支配收入；VAR（2）模型的變量為常備借貸便利、中期借貸便利、抵押補充貸款和農村居民人均可支配收入；VAR（3）模型的變量為常備借貸便利、中期借貸便利、抵押補充貸款和城鎮與農村居民人均可支配收入之比。

構建VAR模型需要選擇模型的滯后階數，在實證中，通常使用信息準則來確定最優滯后階數。常用的信息準則有：似然比檢驗（LR）、赤池信息量準則（AIC）以及施瓦茨-貝葉斯信息準則（SC）。表4顯示了模型最優滯后階數的檢驗結果，可知VAR（1）、VAR（2）和VAR（3）模型的最優滯后階數均為1階。

在選擇滯后階數后，還需對VAR模型進行動態穩定性檢驗，如果所建立的模型全部特征根的倒數值均小于1，即全部落在單位圓里，就說明系統具有動態穩健性。反之如果大于等于1，模型不穩健，得到的脈沖響應方程標準誤差將是無效的。對VAR（1）模型進行穩定性檢驗，所有特征根倒數均落在單位圓內，表明該模型是動態穩健的，有良好的解釋力。另外兩個模型也都通過了動態穩定性檢驗，后文不再贅述。

（二）結構性貨幣政策與城鎮居民收入

圖1描述了VAR（1）模型城鎮居民人均可支配收入分別在常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款三種結構性貨幣政策的沖擊后10個單位時間的動態變化情況，橫軸顯示沖擊響應的滯后期數，每期表示為一個季度，縱軸顯示變量經過沖擊響應后偏離初始值的百分比。從圖1可以看出，常備借貸便利對城鎮居民收入的增長有正向作用，抵押補充貸款在短期對城鎮居民收入有正向影響，而中期借貸便利的正向影響主要體現在中長期。在常備借貸便利的沖擊下，城鎮居民人均可支配收入第1期達到峰值0.0015，第2期增加0.0002，隨后波動程度逐漸減弱。在中期借貸便利的沖擊下，城鎮居民收入第1期增加0.0002，第2期有所回落，第3期轉為正向影響，達到0.0003，隨后響應波動減弱，中長期仍有正向影響，表明中期借貸便利的影響存在滯后效應。在抵押補充貸款的沖擊下，城鎮居民收入第1期增加0.0005，第2期影響轉為負值，表明抵押補充貸款對城鎮居民收入的正向影響體現在短期。脈沖響應分析結果表明，三種結構性貨幣政策工具對城鎮居民收入的增長均有正向作用，但具體作用的路徑不同。其中，常備借貸便利對城鎮居民收入的促進作用最大，抵押補充貸款的促進作用體現在短期，中期借貸便利的促進作用在中長期較為明顯。

表5顯示了結構性貨幣政策對城鎮居民收入的貢獻情況。比較三種結構性貨幣政策工具，常備借貸便利對城鎮居民收入的影響最大，第1期的影響為0.94%，第2期的影響為0.85%，第3期的影響為1.07%，第8期后貢獻度大約維持在1.14%。其次是中期借貸便利，第1期貢獻度為0.02%，第2期貢獻度為0.94%，第3期后貢獻度大約保持在0.96%。影響最小的是抵押補充貸款，第1期對城鎮居民收入的貢獻度為0.12%，第2期貢獻度為0.32%，第7期后貢獻度大約維持在0.36%。方差分解的結果表明，常備借貸便利對城鎮居民人均可支配收入增長的長期貢獻度最大，因此可優先考慮通過常備借貸便利工具拉動城鎮居民收入增長，其次可考慮結合中期借貸便利進一步促進城鎮居民收入的增長。

（三）結構性貨幣政策與農村居民收入

圖2顯示了VAR（2）模型常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款三種結構性貨幣政策工具對農村居民人均可支配收入的沖擊。從圖2可知，抵押補充貸款對農村居民收入增長影響較大，常備借貸便利和中期借貸便利對農村居民收入的正向影響具有滯后效應。其中，抵押補充貸款對農村居民收入增長具有明顯的促進作用，在抵押補充貸款的沖擊下，農村居民人均可支配收入第1期的響應達到峰值0.0027，之后波動逐漸衰減，并在第5期后衰減趨近于0值，表明抵押補充貸款這一結構性貨幣政策工具能夠較為有效地促進農村居民收入提高，但作用期限較為短暫。在常備借貸便利的沖擊下，初期對農村居民收入的影響為負值，直到第3期才轉為正向作用，影響值為0.0005，此后在中長期依然保持促進作用，正向影響期限較長。中期借貸便利最初對農村居民收入的影響沒有表現為促進作用，第2期影響值為-0.0023，第3期才表現出對農村居民收入增長的正向作用，影響值為0.0002，之后保持微弱的正向作用，表明中期借貸便利的影響具有滯后效應。脈沖響應分析結果表明，抵押補充貸款對農村居民收入的促進作用最為明顯，若想利用結構性貨幣政策工具來提高農村居民人均可支配收入，可優先考慮抵押補充貸款，但其促進作用的期限較短，可利用常備借貸便利進行補充。

表6列出了結構性貨幣政策對農村居民收入的重要程度情況。比較三種結構性貨幣政策工具，抵押補充貸款對農村居民收入的增長影響最大，第1期對農村居民收入的影響為2.35%，第2期后貢獻度大約維持在2.48%。其次是中期借貸便利，初期對農村居民收入的貢獻度為0.01%，第2期的貢獻度為1.46%，之后繼續保持在這一水平。影響最小的是常備借貸便利，第1期對農村居民收入的貢獻度為0.28%，第3期的貢獻度為0.31%，在第6期后貢獻度大約保持在0.36%。方差分解的結果表明，抵押補充貸款和中期借貸便利對農村居民人均可支配收入增長的貢獻程度較大，常備借貸便利對農村居民收入的貢獻程度較低。

（四）結構性貨幣政策與收入分配效應

圖3顯示了VAR（3）模型城鎮與農村居民人均可支配收入之比分別在常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款三種結構性貨幣政策的沖擊后15個單位時間的動態變化情況。從圖3可知，抵押補充貸款對城鄉收入分配差距具有較明顯的抑制作用，常備借貸便利和中期借貸便利對收入分配差距的影響表現為中期影響。抵押補充貸款對城鄉居民收入之比的影響在第1期為-0.0085，隨后小幅波動，在第5期之后一直保持負向作用，表明抵押補充貸款對收入分配差距的影響持續時間較長，能有效縮小收入分配不平等。在常備借貸便利的沖擊下，城鎮與農村居民收入之比在第6期出現負向響應，值為-0.0002，隨后一直保持負向作用，表明常備借貸便利能夠減少收入分配不均等。在中期借貸便利的沖擊下，城鎮與農村居民收入之比直到第11期才出現較小的負向響應，之后保持負向作用并逐漸衰減，表明中期借貸便利對收入分配差距的影響表現滯后。脈沖響應分析結果表明，三種結構性貨幣政策工具均具有收入分配效應，若想使用結構性貨幣政策工具來縮小收入分配差距，可考慮將常備借貸便利與抵押補充貸款相結合，因為常備借貸便利和抵押補充貸款對城鄉居民收入之比的負向影響較大，能夠有效地縮小收入分配不平等。

表7列出了結構性貨幣政策對城鎮與農村居民收入之比的重要程度情況。城鄉居民收入之比對自身的貢獻最大，第2期后貢獻度大約保持在78%。在三種結構性貨幣政策工具中，抵押補充貸款對城鄉居民收入之比的影響最大，第1期對城鄉居民收入之比的影響為16.4%，第3期后貢獻度大約穩定在15.7%。常備借貸便利對城鄉居民收入之比的影響次之，第1期貢獻度為5.6%，此后貢獻度大約穩定在4.9%。中期借貸便利對城鄉居民收入之比的影響最小，第1期對城鄉居民收入之比的貢獻度為1.02%，在第2期后貢獻度大約保持在1.2%。方差分解的結果表明，抵押補充貸款對城鎮與農村居民收入之比的貢獻程度較大，中期借貸便利的貢獻程度較低。

五、結論與政策建議

（一）結論

從2013年開始，中國人民銀行先后創設了常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款等結構性貨幣政策工具，滿足金融機構不同的流動性需求，引導金融機構信貸投向，支持經濟穩定增長。本文利用城鎮居民收入、農村居民收入和收入不平等程度等變量作為被解釋變量，將常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款作為解釋變量，運用向量自回歸模型分析，得出以下結論。

第一，常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款三種結構性貨幣政策工具對城鎮居民收入的增長均有正向作用，但具體作用的路徑不同。其中，從短期來看，常備借貸便利對城鎮居民收入的促進作用較為明顯，在第1期的影響達到最大值0.0015；中期借貸便利對城鎮居民收入的影響在第2期出現負向效應，而第3期轉為正向影響，在中長期仍有較為明顯的促進作用；抵押補充貸款的影響相對較小。在三種結構性貨幣政策工具中，常備借貸便利對城鎮居民人均可支配收入增長的長期貢獻度最大，其次可考慮結合中期借貸便利進一步促進城鎮居民收入的增長。

第二，常備借貸便利等三種結構性貨幣政策工具對農村居民收入的增長表現為正向影響。其中，抵押補充貸款對農村居民收入的正向作用最為明顯，第1期的影響達到峰值0.0027，但其促進作用的期限較短；常備借貸便利對農村居民收入的正向影響具有滯后效應，第3期才表現出對農村居民收入增長的正向作用，且促進作用的期限較長；中期借貸便利的影響相對較小。在三種結構性貨幣政策工具中，抵押補充貸款對農村居民人均可支配收入增長的貢獻程度較大。

第三，常備借貸便利等三種結構性貨幣政策工具均具有收入分配效應，抵押補充貸款和常備借貸便利對城鄉居民收入之比的負向影響較大，抵押補充貸款在第1期的負向作用為-0.0085，常備借貸便利在第6期的負向影響為-0.0002，能夠較為有效地縮小收入分配不平等。中期借貸便利對收入分配差距的影響表現滯后，直到第11期才出現負向效應，之后保持微弱的負向作用。在三種結構性貨幣政策工具中，抵押補充貸款對居民收入不平等的貢獻程度最大，中期借貸便利的貢獻程度最低。

（二）政策建議

第一，結構性貨幣政策工具要“精準滴灌”，更好地發揮貨幣政策的總量和結構雙重功能，完善貨幣政策調控機制。要重視貨幣政策在實現共同富裕方面的促進作用，綜合運用貨幣政策工具，推動經濟增長和收入分配優化。當前，我國正處于重要的戰略機遇期，經濟轉向高質量發展階段。面對國內外錯綜復雜的經濟金融形勢，中央銀行需要保持戰略定力，使用利率政策、存款準備金制度、公開市場操作等一般貨幣政策工具以及常備借貸便利、中期借貸便利、抵押補充貸款等結構性貨幣政策工具，合理應對經濟下行環境對我國的不利影響。本文研究表明，不同的結構性貨幣政策工具對居民可支配收入的影響不同，常備借貸便利對城鎮居民收入的增長有較為明顯的促進作用，抵押補充貸款更有利于農村居民收入的增長。結構性貨幣政策具有收入分配效應，能夠有效縮小城鎮與農村居民可支配收入的差距，改善收入不平等。因此，在經濟“新常態”下，應綜合使用多種結構性貨幣政策，為金融機構創造良好的流動性環境，以實現經濟增長和共同富裕等目標。

第二，進一步加強跨周期和逆周期調節，創新結構性貨幣政策工具，持續加大對城鎮居民和農村居民的信貸支持力度。農村居民尤其是低收入群體的信貸增長，可以有效提高全社會消費水平，擴大內需，推動經濟增長，有助于提高低收入群體收入，縮小貧富差距。金融管理部門要積極創新結構性貨幣政策工具，引導金融機構加強創新，推動信貸結構持續優化，逐步提高農村居民等低收入群體信貸的比重。推動創新普惠金融信貸產品，提高普惠金融的覆蓋面。同時針對普惠金融產品風險程度較高的問題，適當調整考核辦法，提高對普惠金融的風險容忍度。通過信貸支持、財政補貼、稅收優惠等方式，鼓勵發展住房租賃市場，減輕中低收入居民的住房負擔。

第三，提高金融支持區域發展的平衡性，加大重點領域和薄弱環節的金融支持。在促進共同富裕上，央行在金融政策和貨幣政策方面有很多發揮的空間，應優化結構性貨幣政策工具，如區域再貸款、碳減排貨幣政策工具，以及針對三農、小微、制造業等領域的信用或專項再貸款等，更好地促進低收入群體收入增長，服務經濟高質量發展。加強財政政策對貨幣政策的配套支持，助力貨幣政策的信貸結構優化措施。財政部門應出臺政策，利用財政資金，加大對農村居民等低收入群體的信貸貼息和風險補償力度，降低全社會低收入群體的信貸門檻，讓更多低收入群體獲得進入信貸市場的機會。

第四，多種渠道共同推動，落實對最低收入群體的轉移支付。除了由市場因素起決定作用的初次分配，政府部門在二次分配和三次分配方面應發揮更積極的作用，提高財富從高收入群體向中低收入群體轉移的力度。一方面，完善稅收政策，進一步完善個人所得稅制度，規范對高收入群體的稅收累進機制和財富累積機制。另一方面，多渠道提高對農村居民等低收入群體的轉移支付。如持續開展家電下鄉、消費券定向發放等對低收入群體的消費補貼工作；繼續加大對低收入群體在養老、醫療、子女教育等方面的財政支持。

第五，完善貨幣政策傳導機制，確保貨幣政策能有效傳導至實體經濟，減少資金空轉和套利行為。通過加強金融監管機構之間的溝通與合作，同時利用大數據、人工智能等技術手段，提高資金使用的透明度和效率。加強對影子銀行等非正規金融活動的監管，減少資金空轉和套利的機會，確保資金真正流入實體經濟。加強貨幣政策與財政政策、產業政策等其他宏觀政策的配合，形成政策合力，共同促進收入分配的優化。

（責任編輯：孟潔）

參考文獻：

[1]Albanesi S.Inflation and Inequality[J].Journal of Monetary Economics，2002（54）.

[2]Amaral E，Queiroz B L，Calazans J A.Demographic changes，educational improvements，and earnings in Brazil and Mexico[J].Journal of Labor and Development，2015（4）.

[3]Areosa W D.The Inequality Channel of Monetary Transmission[J].Journal of Macroeconomics，2016（48）.

[4]Bulir M A，Gulde M.Inflation and Income Distribution：Further Evidenceon Empirical Links[J].IMF Working Papers，1995.

[5]Christidou M，Konstantinou P T，Roumanias C.Heterogeneous Monetary Policy Transmission in the Housing Market[J].Review of Economic Analysis，2018（10）.

[6]Coibion O，Gorodnichenko Y，Wieland J.The Optimal Inflation Rate in New Keynesian Models[J].Review of Economic Studies，2012（79）.

[7]Doepke M，Schneider M.Inflation and the Redistribution of Nominal Wealth[J].Journal of Political Economy，2006（4）.

[8]Doepke M，Schneider M，Selezneva V.Distributional effects of monetary policy[J].Society for Economic Dynamics，2015（9）.

[9]Domonkos T，Fisera B，Siranova M.Income Inequality as Long-term Conditioning Factor of Monetary Transmission to Bank Interest Rates in EA Countries[J].Working Papers IES，2021.

[10]Eggertsson G B，Mehrotra N R，Robbins J A.A Model of Secular Stagnation：Theory and Quantitative Evaluation[J].2017（1）.

[11]Erosa A，Ventura G.On Inflation as a Regressive Consumption Tax[J].Journal of Monetary Economics，2002（49）.

[12]Guerello C.Conventional and unconventional monetary policy vs.households income distribution：An empirical analysis for the Euro Area[J].Journal of International Money and Finance，2017（85）.

[13]Monnin P.Monetary Policy，Macroprudential Regulation and Inequality[J].Discussion Notes，2017（4）.

[14]Motta G，Tirelli P.Limited asset market participation，income inequality and macroeconomic volatility[J].SSRN Working Papers，2014.

[15]Ndou E，Mokoena T.Does the Income Inequality Channel Impact the Transmission of Monetary Policy Shocks to Economic Activity？[J].Springer International Publishing，2019.

[16]Romer C D，Romer D.Monetary policy and the well-being of the poor[J].Economic Review，1999（84）.

[17]Tsiaras S.Asset Purchases，Limited Asset Markets Participation and Inequality[J].SSRN Working Papers，2022.

[18]Voinea L，Lovin H，Cojocaru A.The impact of inequality on the transmission of monetary policy[J].Journal of International Money and Finance，2018（85）.

[19]Yuan Y，Wang M S，Zhu Y，Huang X J，Xiong X F.Urbanization's Effects on the Urban-Rural Income Gap in China：A Meta -Regression Analysis[J].Land Use Policy，2020（99）.

[20]葛奇.貨幣政策對收入和財富不平等的影響[J].國際金融，2022（9）：12-17.

[21]何德旭，余晶晶.中國貨幣政策傳導的現實難題與解決路徑研究[J].經濟學動態，2019（8）：21-39.

[22]江春，向麗錦，肖祖沔.貨幣政策、收入分配及經濟福利——基于DSGE模型的貝葉斯估計簡[J].財貿經濟，2018（3）：17-34.

[23]廉永輝，張琳.貨幣政策對經濟不平等的影響評述[J].經濟評論，2013（5）：7-12.

[24]李超.如何以結構化貨幣政策工具助力共同富裕[J].債券，2021（11）：5-9.

[25]李建勇，汪旭，王楓淇.貨幣政策對收入不平等的作用效應：一個文獻研究[J].財經科學，2014（1）：8-13.

[26]陸前進，武磊.基礎貨幣供給機制演變和貨幣政策調控方式轉型——基于中國人民銀行資產負債表的分析[J].新金融，2024（4）：14-20.

[27]梅佳瀅.貨幣政策對收入不平等的作用效應研究——基于TVP-SV-VAR模型[J].現代商業，2022（8）：142-146.

[28]喬晗，孔存玉，肖紅葉.貨幣政策的分配效應研究——基于異質性家庭視角[J].商業經濟與管理，2022（1）：71-81.

[29]王信.合理發揮央行職能 助推實現共同富裕[J].清華金融評論，2022（3）：3-6.

[30]許光建，許坤，盧倩倩.經濟新常態下貨幣政策工具的創新：背景、內容與特點[J].宏觀經濟研究，2019（4）：5-17.

[31]楊麗萍，陸岷峰.關于精準扶貧、鄉村振興及共同富裕內在聯系和策略研究——基于金融供給側結構性改革的視角[J].海南金融，2022（3）：62-67.

[32]鄭向陽，武建奇.推進共同富裕 金融大有可為[J].河北金融，2021（9）：4-5.

[33]宗濤.穩健的貨幣政策與共同富裕[J].中國外匯，2021（18）：1-2.

[34]曹曉俞.結構性貨幣政策工具：實踐發展與國際比較[J].北方金融，2023（6）：30-35.

[35]張永輝，宋美霖，陳亮，等.我國欠發達地區貨幣政策傳導的區域效應研究[J].金融經濟，2023（12）：27-39.

作者簡介：吳琪錦（1996-），女，海南海口人，現供職于中國人民銀行海南省分行；

鐘貞貞（1994-），女，海南海口人，現供職于中國人民銀行海南省分行。

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