李 冬

(鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

隨著國(guó)際間資本流動(dòng)的加強(qiáng)，以及匯率的彈性不斷增強(qiáng)，財(cái)政政策在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷深化的今天所能發(fā)揮的作用越來越有限，貨幣政策日益成為宏觀調(diào)控的主導(dǎo)型政策，對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展發(fā)揮著重要作用。利率傳導(dǎo)機(jī)制作為發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體貨幣政策產(chǎn)生作用的主要渠道，其作用于宏觀經(jīng)濟(jì)主要以間接方式為主，研究中國(guó)當(dāng)前貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的具體形式以及效果，對(duì)于提升我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的間接調(diào)控效果具有深遠(yuǎn)意義。

一 貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的研究狀況

國(guó)外對(duì)于貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制的研究由來已久。最早可以追溯到1752年David Hume關(guān)于利率、產(chǎn)出和物價(jià)在國(guó)際貿(mào)易順差影響之下發(fā)生變動(dòng)的研究。之后的時(shí)間內(nèi)許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家也對(duì)其進(jìn)行了分析和探討，例如Irving Fisher(1910)、Knut Wicksell、John Maynard Keynes(1936)等。同時(shí)也有不少學(xué)者對(duì)于利率傳導(dǎo)機(jī)制的存在產(chǎn)生了質(zhì)疑，最為典型的人物是Milton Friedman,其代表的貨幣主義學(xué)派認(rèn)為貨幣供應(yīng)量在貨幣政策中起決定性的主導(dǎo)作用，利率傳導(dǎo)作用微乎其微，徹底了摒棄了凱恩斯主義關(guān)于利率傳導(dǎo)機(jī)制的理論。而新古典主義領(lǐng)軍人物L(fēng)ucas和Prescott則堅(jiān)持貨幣中性的古典理論，從根本上對(duì)貨幣政策效果進(jìn)行了否定。但是一系列的實(shí)證研究表明，利率傳導(dǎo)機(jī)制客觀存在。Gelb[1](1989)通過對(duì)34個(gè)國(guó)家的21年間存款利率和GDP實(shí)際增長(zhǎng)率之間的研究認(rèn)為實(shí)際利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著正相關(guān)關(guān)系。John Taylor[2](1993)在對(duì)美英德日等7個(gè)西方發(fā)達(dá)的資本主義國(guó)家的研究中發(fā)現(xiàn)，其固定資產(chǎn)投資均和實(shí)際利率之間存在著負(fù)相關(guān)。Fuhrer[3]等(1995)在美國(guó)30年間真實(shí)產(chǎn)出和短期名義利率數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上得出二者之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

國(guó)內(nèi)對(duì)于貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道的研究也取得了不少的成果。江其務(wù)[4](2001)認(rèn)為由于我國(guó)存在著貨幣市場(chǎng)效率不高、資本市場(chǎng)規(guī)模尚小、利率管制等原因使得利率傳導(dǎo)機(jī)制在我國(guó)還不能很好地發(fā)揮作用。陳飛等[5](2002)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)利率作用效果和見效時(shí)間介于信貸和貨幣供應(yīng)量之間。馬瑞華[6](2003)認(rèn)為我國(guó)利率彈性的缺乏是導(dǎo)致我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制不健全的決定性因素。宋華清(2003)認(rèn)為我國(guó)儲(chǔ)蓄投資的利率彈性不大使得利率傳導(dǎo)作用有限。

從上述文獻(xiàn)可以看出，西方對(duì)于貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的研究進(jìn)行了很長(zhǎng)時(shí)間，相比我國(guó)處于領(lǐng)先地位。同時(shí)西方對(duì)于貨幣政策產(chǎn)生作用的環(huán)境是基于發(fā)達(dá)完善的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件的，對(duì)于我國(guó)在不完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制中貨幣政策的分析和研究就具有很高的創(chuàng)新性。國(guó)內(nèi)的研究得到的結(jié)果也具有普遍的共識(shí)性即利率傳導(dǎo)機(jī)制不健全，但是對(duì)于不健全的產(chǎn)生根源很少有從貨幣政策的作用機(jī)制上逐個(gè)環(huán)節(jié)加以實(shí)證研究的，多為經(jīng)驗(yàn)之談。本文從貨幣政策利率傳導(dǎo)作用機(jī)制出發(fā)，按照貨幣政策、同業(yè)拆借利率、存貸利率和產(chǎn)出的大致思路，逐一分析，找到影響利率傳導(dǎo)的真正癥結(jié)所在，并提出相應(yīng)的改進(jìn)措施，以求改善我國(guó)現(xiàn)階段貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制中所存在的問題。

二 實(shí)證分析

(一)理論基礎(chǔ)

現(xiàn)階段我國(guó)的宏觀貨幣調(diào)控政策主要包括再貼現(xiàn)、存款準(zhǔn)備金和公開市場(chǎng)操作三種，均是能對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生敏感影響的措施，加之長(zhǎng)期以來我國(guó)貨幣政策堅(jiān)持以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)，注重?cái)?shù)量控制，按照貨幣供應(yīng)量會(huì)迅速對(duì)貨幣市場(chǎng)利率產(chǎn)生影響，貨幣市場(chǎng)利率又會(huì)對(duì)存貸款利率產(chǎn)生基準(zhǔn)作用，從而作用于產(chǎn)出水平的作用路徑。在分析貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制時(shí)根據(jù)貨幣政策傳導(dǎo)過程：貨幣政策工具→中介目標(biāo)→最終目標(biāo)，以利率傳導(dǎo)具體路徑為線索，按照貨幣供應(yīng)量→貨幣市場(chǎng)利率→貸款利率→產(chǎn)出的分析鏈條，建立VAR模型，對(duì)貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)處理

選取M2(廣義貨幣：包括通貨、活期存款、定期存款、儲(chǔ)蓄存款和外幣存款)、同業(yè)拆借利率、一至三年貸款利率和GDP(國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值)作為衡量貨幣供應(yīng)量、貨幣市場(chǎng)利率、貸款利率和產(chǎn)出水平的指標(biāo)。所有數(shù)據(jù)均來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)，并全部劃成統(tǒng)一的時(shí)間尺度，采用季度數(shù)據(jù)的時(shí)間窗口為2003～2012年。為了有效應(yīng)對(duì)數(shù)據(jù)波動(dòng)和異方差所帶來的影響，對(duì)所有數(shù)據(jù)取其自然對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)NM2、LNCHIBOR、LNLR和LNGDP。同時(shí)發(fā)現(xiàn)LNGDP有明顯的季節(jié)性因素影響，利用Eviews對(duì)其進(jìn)行處理，剔除季節(jié)性因素的干擾。

(三)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免非平穩(wěn)時(shí)間序列存在的“偽回歸”問題，利用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗(yàn)法對(duì)上述四個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，根據(jù)Mackinnon臨界值，在AIC和SC準(zhǔn)則達(dá)到最小的前提下確定滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

LNM2、LNCHIBOR、LNLR和LNGDP其ADF檢驗(yàn)值均大于5%顯著性水平下的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，即均為不平穩(wěn)時(shí)間序列。對(duì)以上四個(gè)序列分別取其一階差分形式，分別記為DLNM2、DLNCHIBOR、DLNLR、DLNGDP，按照上述分析思路，其一階差分均不存在單位根，為平穩(wěn)的時(shí)間序列，即LNM2、LNCHIBOR、LNLR和LNGDP均為一階單整。

表1 各個(gè)序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：臨界值以5%為顯著性水平

(四)協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)理論基礎(chǔ)中所論述的分析鏈條，本文擬建立LNM2和LNCHIBOR，LNCHIBOR和LNLR，LNCHIBOR和LNGDP，LNLR和LNGDP四個(gè)雙變量的VAR模型進(jìn)行分析。而進(jìn)行VAR分析前的第一步即是確定合適的滯后期，以便進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法。對(duì)于LNM2和LNCHIBOR而言，AIC在滯后2期時(shí)為最小，即-6.26，而SC在滯后1期時(shí)為最小，即-5.92，這時(shí)難以對(duì)滯后期做出直接的判斷，需要借助最大似然比檢驗(yàn)(LR)進(jìn)行取舍。構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量LR=-2×(L1-L2)=-2×(126.5724-129.0894)=5.034，其中L1和L2分別為滯后1期和2期的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值，服從Χ2分布，查得Χ2(4)=9.49，不能拒絕原假設(shè)，即滯后期為1。同樣經(jīng)分析確定，LNCHIBOR和LNLR滯后期為1，而LNCHIBOR和LNGDP、LNLR和LNGDP滯后期為2。接下來借助Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2～5所示。

表2 LNM2和LNCHIBOR的協(xié)整檢驗(yàn)

表3 LNCHIBOR和LNLR的協(xié)整檢驗(yàn)

表4 LNCHIBOR和LNGDP的協(xié)整檢驗(yàn)

表5 LNLR和LNGDP的協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)Johansen檢驗(yàn)結(jié)果，只有LNM2和LNCHIBOR之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系，其余三組變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。

(五)VAR模型

由于LNM2和LNCHIBOR之間存在協(xié)整關(guān)系，可以直接建立雙變量的VAR模型。而對(duì)于不存在協(xié)整關(guān)系的其余三組變量，由于其一階差分均為平穩(wěn)時(shí)間序列，故對(duì)其一階差分形式建立雙變量VAR模型，即對(duì)DLNCHIBOR和DLNLR、DLNCHIBOR和DLNGDP、DLNLR和DLNGDP構(gòu)建3個(gè)雙變量的VAR模型。需要重新確立其滯后期，按照上述分析思路，滯后期均為1。經(jīng)過Eviews處理可得如下表達(dá)式：

LNCHIBORt=0.812942LNCHIBORt-1-

0．052195LNM2t-1-0．77012

DLNLRt=0.023464DLNCHIBORt-1+

0．266851DLNLRt-1+0．001996

DLNGDPt=-0．003957DLNCHIBORt-1-

0．240912DLNGDPt-1+0．046980

DLNGDPt=-0．042098DLNLRt-1-

0．231403DLNGDPt-1+0．04672

對(duì)所建立的VAR模型進(jìn)行AR穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以保證模型的可靠性。根據(jù)AR根表所示，AR特征多項(xiàng)式的所有單位根均在單位圓之內(nèi)，即所有單位根的絕對(duì)值都小于1。據(jù)此可以判斷所建立的VAR模型通過了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，即模型是可靠的。

根據(jù)上述的分析可以發(fā)現(xiàn)：我國(guó)貨幣市場(chǎng)利率和貸款利率之間、貨幣市場(chǎng)利率和產(chǎn)出水平之間、貸款利率和產(chǎn)出水平之間并不存在直接的明顯的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，它們之間的關(guān)系是通過其一階差分形式所構(gòu)建的VAR模型代為描述。貨幣市場(chǎng)利率和貸款利率基本上保持了同向的變化，但是在對(duì)產(chǎn)出水平的影響上，貨幣市場(chǎng)利率和貸款利率均呈現(xiàn)負(fù)影響，但是貨幣市場(chǎng)利率的影響大大低于貸款利率的影響水平，僅約為后者的1/11。而在我國(guó)貨幣供應(yīng)量和貨幣市場(chǎng)利率之間的關(guān)系較為穩(wěn)定，對(duì)貨幣市場(chǎng)利率產(chǎn)生負(fù)影響。

(六)脈沖響應(yīng)函數(shù)

利用脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF：Impulse Response Function)，分析來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)變量當(dāng)前和未來取值的影響，掌握其產(chǎn)生作用的軌跡。圖1所示的四個(gè)圖分別顯示的是LNCHIBOR對(duì)LNM2，DLNLR對(duì)DLNCHIBOR，DLNGDP對(duì)DLNCHIBOR和DLNLR一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)組圖。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)

貨幣市場(chǎng)利率對(duì)來自于貨幣供應(yīng)量的反映在第一期就有了表現(xiàn)，為負(fù)響應(yīng)，約為-0.12，之后逐漸上升，大約在第10期左右反映為-0.02。從此可以看出貨幣市場(chǎng)利率對(duì)于來自貨幣供應(yīng)量的變化反映比較敏感快速，主要呈現(xiàn)出負(fù)向反映，但是隨著時(shí)間逐漸減弱。

貸款利率對(duì)來自于貨幣市場(chǎng)利率的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息立刻就有了反映，大約為0.032的正向響應(yīng)。隨后逐漸下降，直到第6期時(shí)回歸為0，整個(gè)持續(xù)了大約6期左右。這表明貸款利率對(duì)貨幣市場(chǎng)利率沖擊的反映表現(xiàn)為正向的，隨著時(shí)間影響水平逐漸減弱。

產(chǎn)出水平對(duì)來自于貨幣市場(chǎng)利率的新息在第一期就呈現(xiàn)出0.005的正響應(yīng)，但是對(duì)于貸款利率的新息響應(yīng)比較遲緩，從第1期之后才有所表現(xiàn)，為負(fù)響應(yīng)。而且貨幣市場(chǎng)利率的影響大約持續(xù)了8期左右，但是貸款利率只有短短的3期時(shí)間。

三 結(jié)論

選取2003～2012年共40期季度數(shù)據(jù)，通過在LNM2和LNCHIBOR，DLNCHIBOR和DLNLR，DLNCHIBOR和DLNGDP，DLNLR和DLNGDP之間建立四個(gè)雙變量VAR模型，得出了以下結(jié)論：

首先，我國(guó)貨幣政策仍然是以數(shù)量調(diào)控為主。目前我國(guó)現(xiàn)階段的三種貨幣政策調(diào)控工具主要的作用對(duì)象仍然是貨幣供應(yīng)量，借助貨幣供應(yīng)量發(fā)揮貨幣政策的調(diào)控效果。再貼現(xiàn)、存款準(zhǔn)備金和公開市場(chǎng)操作影響金融機(jī)構(gòu)獲取資金的難度和社會(huì)上的貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而再影響社會(huì)產(chǎn)出水平。

其次，貨幣供應(yīng)量作用于貨幣市場(chǎng)利率的傳導(dǎo)渠道較為通暢，這不僅說明了在我國(guó)貨幣供應(yīng)量在調(diào)控效果上所具有的有效性，同時(shí)也說明我國(guó)的貨幣市場(chǎng)市場(chǎng)化程度較高。僅以同業(yè)拆借市場(chǎng)而言，其從1984年建立之后獲得了快速地發(fā)展，交易量巨大，關(guān)于貨幣供求信息在這里得到充分的體現(xiàn)，其利率水平可以比較客觀地反映市場(chǎng)上資金的供求狀況，成為反映貨幣政策的一支晴雨表。這需要我們?cè)谀壳巴瑯I(yè)拆借市場(chǎng)發(fā)展的基礎(chǔ)上，不斷優(yōu)化和完善市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，努力促進(jìn)其它形式的貨幣市場(chǎng)包括票據(jù)貼現(xiàn)市場(chǎng)、國(guó)庫(kù)券市場(chǎng)、回購(gòu)市場(chǎng)等健康發(fā)展，形成完善的貨幣市場(chǎng)體系，真正能夠?qū)κ袌?chǎng)利率的形成起到一個(gè)基礎(chǔ)性的作用。

然后，貨幣市場(chǎng)利率向金融機(jī)構(gòu)存貸利率傳導(dǎo)鏈條出現(xiàn)脫節(jié)斷裂[7]。根據(jù)本文中VAR模型的分析發(fā)現(xiàn)，在貨幣市場(chǎng)利率和金融機(jī)構(gòu)存貸利率之間并不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這說明我國(guó)貨幣市場(chǎng)利率這一市場(chǎng)化程度比較高的利率,并沒有對(duì)整個(gè)市場(chǎng)利率體系的形成產(chǎn)生原本應(yīng)有的基礎(chǔ)性作用，發(fā)揮基準(zhǔn)利率的指向功能。相反而是由政府直接規(guī)定金融機(jī)構(gòu)的存貸利率，由這種行政模式下的利率命令代替了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中的真實(shí)利率，這也是我國(guó)長(zhǎng)期以來利率水平無法反映資金供求狀況的一個(gè)主要原因。這就要求我們必須加快利率的市場(chǎng)化改革的力度，逐漸放松對(duì)于利率的管制，使利率水平真正成為金融市場(chǎng)上其他所有產(chǎn)品的定價(jià)參考，發(fā)揮基準(zhǔn)利率的作用。

最后，貸款利率和產(chǎn)出之間并不存在直接的協(xié)整關(guān)系，其一階差分形式和貨幣市場(chǎng)利率相比在對(duì)產(chǎn)出水平的影響上也相對(duì)遲緩，這說明在我國(guó)政府通

過制定貸款利率來直接干預(yù)經(jīng)濟(jì)的渠道也不暢通。這里面的主要原因有以下幾點(diǎn)：首先是金融機(jī)構(gòu)主體的非完全市場(chǎng)化地位。銀行在有的時(shí)候依然承擔(dān)了政府的職能，信貸管控依然在發(fā)揮作用，有錢不能貸、不敢貸，無法完全根據(jù)市場(chǎng)來自主決定金融機(jī)構(gòu)自己的行為。其次是目前我國(guó)金融領(lǐng)域還沒有完全放開民間資本進(jìn)入，實(shí)際上是處于壟斷地位，缺乏公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境。最后是存在著大量流離于正規(guī)金融體系之外的民間金融機(jī)構(gòu)，它們匯聚了大量的資金，利率水平不受管控，大大降低了存貸款利率發(fā)揮作用的空間。針對(duì)這些問題的出現(xiàn)，我們需要進(jìn)一步完善金融體系，加快金融改革，確立金融機(jī)構(gòu)的完全市場(chǎng)主體地位，使其真正成為自負(fù)盈虧自主經(jīng)營(yíng)的法人實(shí)體。有條件的逐漸放開對(duì)于民間資本進(jìn)入金融領(lǐng)域的限制和約束，形成多元化的市場(chǎng)主體，促進(jìn)金融行業(yè)公平競(jìng)爭(zhēng)和健康發(fā)展。另外對(duì)于一些合法的民間金融機(jī)構(gòu)要給予合理的經(jīng)濟(jì)社會(huì)和法律地位，加強(qiáng)監(jiān)管，構(gòu)筑包含民間金融共同發(fā)展的完善的金融體系。

參考文獻(xiàn)：

[1] Gelb. Alan H. Financial policies ,growth and efficiency[Z]. World Bank Working Paper WPS202, Country Economics Department,1989(6).

[2] John B. Taylor. The monetary transmission mechanism: an empirical framework[J]．Journal of Economic Perspectives，1995，9(4)：54-60．

[3] Fuhrer Jeff, Moore George. Inflation persistence[J].The Quarterly Journal of Economics，1995(2)：109-117.

[4] 江其務(wù).論新經(jīng)濟(jì)條件下的貨幣政策傳導(dǎo)效率[J].金融研究，2001(2):1-7.

[5] 陳飛,趙昕東,高鐵梅.我國(guó)貨幣政策工具變量效應(yīng)的實(shí)證分析[J].金融研究，2002(10):25-30.

[6] 馬瑞華.從利率彈性看貨幣政策的擴(kuò)張功能[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2002(11)：34-36.

[7] 唐安寶,周建平,劉志超.中美貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)施過程和傳導(dǎo)效果的比較分析[J]. 南方金融,2005(6):22-25.