陳 紅，郭 丹，張佳睿

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，武漢430073；2.吉林省社會(huì)科學(xué)院《經(jīng)濟(jì)縱橫》編輯部，長(zhǎng)春130022）

貨幣政策傳導(dǎo)信心渠道研究

陳 紅1，郭 丹1，張佳睿2

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，武漢430073；2.吉林省社會(huì)科學(xué)院《經(jīng)濟(jì)縱橫》編輯部，長(zhǎng)春130022）

摘要：從投資者角度出發(fā)的信心與投資理論模型表明，投資者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)信心不足會(huì)導(dǎo)致低投資。貨幣政策沖擊會(huì)顯著影響經(jīng)濟(jì)主體信心，經(jīng)濟(jì)主體信心與實(shí)際產(chǎn)出正相關(guān)。貨幣政策傳導(dǎo)的投資者信心渠道比消費(fèi)者信心渠道更有效。政策制定者在制定政策過(guò)程中應(yīng)綜合考慮經(jīng)濟(jì)基本面和經(jīng)濟(jì)主體信心的影響，關(guān)注如何恢復(fù)、增強(qiáng)和調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)主體信心，以形成貨幣政策有效性，增強(qiáng)政策傳導(dǎo)效果；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)主體對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的判斷依賴(lài)于其對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的主動(dòng)認(rèn)知，貨幣政策透明度、央行的聲譽(yù)、政策制定者與經(jīng)濟(jì)主體的溝通等因素能引導(dǎo)市場(chǎng)對(duì)貨幣政策變化的預(yù)期，穩(wěn)定其對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的信心。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；傳導(dǎo)機(jī)制；信心；決策延遲效應(yīng)

一、引 言

當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體對(duì)未來(lái)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)信心下降時(shí)，貨幣政策有效性會(huì)降低嗎？無(wú)論是經(jīng)濟(jì)學(xué)家還是政策制定者，都普遍接受這樣的觀(guān)點(diǎn)，即信心在貨幣政策向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)過(guò)程中扮演著至關(guān)重要的角色。英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿瑟·庇古（Arthur Pigou）強(qiáng)調(diào)預(yù)期變化是決定經(jīng)濟(jì)循環(huán)的重要因素，也就是說(shuō)，當(dāng)人們對(duì)未來(lái)有信心時(shí)，他們會(huì)增加消費(fèi)和投資。［1］凱恩斯（Keynes）指出信心在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)方面起到重要作用，信心使人更加積極的作為，從而改變未來(lái)結(jié)果。［2］伯南克（Bernanke）［3］、平狄克（Pindyck）［4］、布魯姆（Bloom）［5］等則認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)主體對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的不確定性非常敏感，這種不確定性是形成經(jīng)濟(jì)危機(jī)深度和持久性的潛在因素之一，因此，貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的提振作用往往還存在非貨幣渠道，若不能及時(shí)恢復(fù)經(jīng)濟(jì)主體信心，將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)恢復(fù)需要更長(zhǎng)的時(shí)間。

自諾貝爾獎(jiǎng)獲得者阿克洛夫（Akerlof）和希勒（Hiller）提出消費(fèi)者和企業(yè)家信心對(duì)理解經(jīng)濟(jì)波動(dòng)非常重要的觀(guān)點(diǎn)以來(lái)，學(xué)者和政策制定者們對(duì)“信心”給予了充分關(guān)注，他們紛紛提供信心在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)循環(huán)中的作用方面的證據(jù)，認(rèn)為信心會(huì)影響經(jīng)濟(jì)主體的決策，信心疲軟會(huì)加速經(jīng)濟(jì)衰退的形成和持續(xù)，也使政策效果大打折扣。［6］費(fèi)爾德斯坦（Feldstein）的研究表明，2008年的金融危機(jī)使美國(guó)消費(fèi)者信心已跌至自1992年以來(lái)的最低點(diǎn)，財(cái)政政策和貨幣政策應(yīng)重塑消費(fèi)者信心來(lái)阻止經(jīng)濟(jì)疲軟。［7］法默（Farmer）認(rèn)為，人們?cè)诖溯喗?jīng)濟(jì)危機(jī)中對(duì)房地產(chǎn)和股票市場(chǎng)失去了信心，盡管美聯(lián)儲(chǔ)采取零利率刺激，但人們對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的擔(dān)心使他們停止消費(fèi)，從而使經(jīng)濟(jì)恢復(fù)緩慢。［8］貝克（Baker）和布魯姆（Bloom）［9］、巴赫曼（Bachmann）等［10］則認(rèn)為，消費(fèi)者和生產(chǎn)者對(duì)未來(lái)不確定情緒的上升會(huì)推遲他們的決策行為，從而對(duì)政策改變響應(yīng)不足，即這種不確定存在“等著瞧”效應(yīng)，企業(yè)或個(gè)人會(huì)減少或停止投資，使經(jīng)濟(jì)更快步入衰退。斯托克（Stock）和沃森（Watson）考證了2007～2009年美國(guó)經(jīng)濟(jì)衰退事件和之后的經(jīng)濟(jì)恢復(fù)，認(rèn)為此次史無(wú)前例的經(jīng)濟(jì)危機(jī)與不確定性因素增加和對(duì)未來(lái)信心不足有很大的關(guān)聯(lián)。［11］巴斯克（Barsky）和西姆斯（Sims）從信息學(xué)的角度指出，消費(fèi)者信心變化反映未來(lái)經(jīng)濟(jì)景氣程度信息，消費(fèi)者信心不能使經(jīng)濟(jì)活動(dòng)立刻發(fā)生改變，但會(huì)影響之后的消費(fèi)和收入。［12］勒蒂克（Leduc）指出，信心改變是驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)循環(huán)的重要因素，若沒(méi)有提升消費(fèi)者信心，則任何經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)都不可能復(fù)蘇，貨幣政策和財(cái)政政策可用來(lái)恢復(fù)消費(fèi)者信心以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。［13］安吉拉特斯（Angeletos）等提供了信心在經(jīng)濟(jì)循環(huán)中的作用方面的證據(jù)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)衰退以“低信心”和“弱需求”為特征，經(jīng)濟(jì)主體對(duì)經(jīng)濟(jì)短期走勢(shì)的判斷能迅速形成樂(lè)觀(guān)或悲觀(guān)情緒，從而調(diào)整他們的經(jīng)濟(jì)行為。［14］

定稿日期：2015-11-10

綜上所述，已有的相關(guān)研究表明，消費(fèi)者和企業(yè)信心對(duì)理解經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)循環(huán)非常重要，但目前該觀(guān)點(diǎn)仍缺乏被廣為接受的理論的支撐，實(shí)證進(jìn)展也相對(duì)有限。而且，文獻(xiàn)研究集中于政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)，或信心對(duì)經(jīng)濟(jì)總體波動(dòng)、經(jīng)濟(jì)循環(huán)的影響，而很少有學(xué)者將政策改變、實(shí)體經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、信心三者聯(lián)系起來(lái)?？偟膩?lái)說(shuō)，目前從信心角度來(lái)研究貨幣政策有效性的文獻(xiàn)相對(duì)偏少。巴赫曼（Bachmann）和西姆斯（Sims）構(gòu)建了SVAR模型來(lái)探討信心在財(cái)政政策，尤其是政府購(gòu)買(mǎi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的有效性，結(jié)論是在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期和財(cái)政乘數(shù)大于1時(shí)，增加政府購(gòu)買(mǎi)能顯著提升信心，并以此刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。［15］加布雅各布（Gabe Jacob）則采用歐盟地區(qū)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)研究貨幣政策的信心渠道，實(shí)證結(jié)果顯示資金借入方和資金借出方的信心狀況是貨幣政策傳導(dǎo)至實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的一個(gè)非常關(guān)鍵的因素。［16］同樣，我國(guó)從經(jīng)濟(jì)主體心理和行為角度來(lái)研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的文獻(xiàn)也不多，最具有代表性的是蘇飛用SFAVAR模型探討了情緒因子（Sentiment Factor）在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，結(jié)果顯示情緒因子對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)效果有一定影響，預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)途徑中扮演者“催化劑”的作用。［17］

近年來(lái)，融合人類(lèi)心理、行為等因素來(lái)分析宏觀(guān)金融問(wèn)題的研究已有很多，受此啟發(fā)，本文嘗試將信心渠道納入貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制分析框架。［18］基本邏輯為：央行提出的政策本身暗含央行對(duì)貨幣總體穩(wěn)定的承諾，因此可以提升信心，刺激需求，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為驗(yàn)證該邏輯，本文采用先理論模型演繹，后借助VAR模型進(jìn)行實(shí)證的方式來(lái)研究在貨幣政策沖擊下，信心對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

二、貨幣政策傳導(dǎo)信心渠道機(jī)理分析

目前尚未有被普遍認(rèn)可的信心模型，受狄克西（Dixit）、平狄克（Pindyck）和布魯姆（Bloom）等的研究思路啟發(fā)，本文用一個(gè)簡(jiǎn)化的信心與投資理論模型，從投資者的視角來(lái)分析信心是否會(huì)給投資造成影響，從而可以檢驗(yàn)信心對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的影響。［19］

（一）信心與投資理論模型假設(shè)

1.假設(shè)社會(huì)有m個(gè)投資者，每個(gè)投資者都面臨投資項(xiàng)目的機(jī)會(huì)，則第i個(gè)投資者承擔(dān)項(xiàng)目投資的成本為Ci，則離散型隨機(jī)變量Ci服從均勻分布，概率為1/m。

2.假設(shè)投資期共有三期，分別為0、1、2期。在0期，投資者面臨做出是否投資的決策。如果投資，則投資項(xiàng)目回報(bào)Y在1期和2期實(shí)現(xiàn)，但Y的大小是不確定的，換句話(huà)說(shuō)Y是一個(gè)隨機(jī)變量。不妨假設(shè)Y存在兩種可能性，即或者上行或者下行，并且上行的幅度和下行的幅度并不確定，這樣我們就可以分析信心程度如何影響關(guān)鍵變量Y的大小。假設(shè)Y=Yh的概率為q，Y=Yl的概率為1-q。令d=Yh-Yl為經(jīng)濟(jì)上行幅度和經(jīng)濟(jì)下行幅度之差。

3.假設(shè)投資不可撤回。投資者在0期和1期分別可以做出投資決策，當(dāng)投資者在0期做出投資決策，則投資者無(wú)法撤回投資決定，只能等待投資結(jié)果；若投資者在0期選擇觀(guān)望，由于投資者在1期就可觀(guān)察到Y(jié)的結(jié)果，所以投資者在1期依然可以做出是否投資的決定。

4.假設(shè)資本再出售價(jià)格小于Y，該假設(shè)條件使得投資不會(huì)在1期終止。

5.在假設(shè)2的基礎(chǔ)上，我們做出投資收益假設(shè)。由于Y是隨機(jī)變量，投資Y可能虧損也可能獲利。不妨假設(shè)當(dāng)投資回報(bào)最低時(shí)，投資者虧損，用公式表達(dá)為：

（1）式說(shuō)明投資的最低回報(bào)的凈現(xiàn)值為負(fù)值，Rf為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，即若不投資該項(xiàng)目至少可以獲得Rf的收益率。同理，也可以假設(shè)當(dāng)投資獲得的最高回報(bào)為正，并且該結(jié)果應(yīng)該在1期就會(huì)實(shí)現(xiàn)，以便投資者在1期做出投資決策，用公式（2）表達(dá)為：

（二）信心與投資理論模型分析

投資者i在0期可根據(jù)自己對(duì)未來(lái)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的信心程度來(lái)做出投資或不投資的決策，可以依據(jù)假設(shè)計(jì)算在0期投資或不投資時(shí)的凈現(xiàn)值，分別記作由于假設(shè)投資是不可撤回的，所以一旦0期做出投資決策，則凈現(xiàn)值應(yīng)該等于投資預(yù)期收益的貼現(xiàn)值，見(jiàn)公式（3）；一旦投資者在0期選擇觀(guān)望，則該投資者在1期可根據(jù)投資回報(bào)結(jié)果繼續(xù)做出1期是否投資的決策，若1期觀(guān)測(cè)結(jié)果為Y=Yh，則投資者選擇1期投資，由于投資者在0期未投資，所以Ci有了增值Rf*Ci；若1期觀(guān)測(cè)結(jié)果為Y=Yl，投資者仍然會(huì)選擇1期不投資，此時(shí)0期的投資成本Ci的折現(xiàn)值是（1-q）*Ci，現(xiàn)值由兩部分構(gòu)成，即1期投資折到0期的凈現(xiàn)值和1期不投資折到0期的凈現(xiàn)值之和，見(jiàn)公式（4）。

社會(huì)總投資是眾多單個(gè)投資者投資的總和。根據(jù)假設(shè)1，Ci服從離散型均勻分布，令I(lǐng)0為0期社會(huì)總投資規(guī)模，則I0應(yīng)等于社會(huì)總m個(gè)投資者中投資成本小于固定成本的所有投資者的投資之和，見(jiàn)公式（8）。由假設(shè)2可知，d=Yh-Yl，將式（8）對(duì)d求偏導(dǎo)，可得式（9），即信心與投資模型總公式①。

信心與投資模型總公式表明，社會(huì)總的投資者對(duì)未來(lái)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的信心改變程度與投資負(fù)相關(guān)，對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的不確定性導(dǎo)致低投資。信心與投資模型總公式傳達(dá)的含義是信心不足時(shí)會(huì)帶來(lái)決策延遲效應(yīng)，該延遲效應(yīng)也可以從公式（7）看出，當(dāng)對(duì)未來(lái)信心越不足時(shí)，Yl會(huì)下降，從而投資者更可能推遲投資決策，使投資減少更多。

三、我國(guó)貨幣政策信心渠道傳導(dǎo)的實(shí)證分析

（一）變量選取和處理

1.變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本模型涉及的主要變量有三類(lèi)：一是我國(guó)貨幣政策的主要目標(biāo)變量，包括實(shí)際GDP、實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資。二是反映我國(guó)貨幣政策的工具變量，本文采用貨幣供應(yīng)量M2指標(biāo)。三是信心變量指標(biāo)，包括企業(yè)家信心指數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)。

本文選取的數(shù)據(jù)樣本期間為2000年第1季度至2015年第2季度，GDP變量選用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)，消費(fèi)的度量采用社會(huì)總消費(fèi)品零售總額，對(duì)投資的度量采用全國(guó)固定資產(chǎn)完成額數(shù)據(jù)，貨幣政策代理變量選用M2，綜合采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中國(guó)人民銀行公布的消費(fèi)者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)，其它數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.數(shù)據(jù)處理說(shuō)明

（1）GDP、消費(fèi)、投資等數(shù)據(jù)的處理。GDP變量選用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)，對(duì)消費(fèi)的度量采用社會(huì)總消費(fèi)品零售總額指標(biāo)，對(duì)投資的度量采用全國(guó)固定資產(chǎn)完成額數(shù)據(jù)。投資數(shù)據(jù)處理同消費(fèi)數(shù)據(jù)處理一樣，定基指數(shù)都選用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。本文對(duì)GDP、消費(fèi)、投資數(shù)據(jù)都用X12方法進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，消除季節(jié)性因素后，再對(duì)GDP、消費(fèi)和投資實(shí)際季度數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。GDP、消費(fèi)、投資數(shù)據(jù)處理后英文縮寫(xiě)分別為L(zhǎng)NY、LNC、LNI。

（2）貨幣政策工具變量的選取。本文選擇M2作為貨幣政策代理變量是因?yàn)椋阂环矫妫疚难芯康氖秦泿耪?、信心和產(chǎn)出之間的關(guān)系，就本文的研究重點(diǎn)而言，M2是相對(duì)于利率等變量而言更契合本文研究目的的貨幣政策代理變量；另一方面，發(fā)達(dá)國(guó)家學(xué)者多選擇國(guó)債利率、或有效匯率作為貨幣政策代理變量是基于發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)化背景，而在本文所選擇的樣本期間內(nèi)，我國(guó)的利率和匯率市場(chǎng)化改革始終處于進(jìn)行時(shí)，SHIBOR數(shù)據(jù)在2006年之后才有，存貸款基準(zhǔn)利率變動(dòng)小且存在政策因素。［20］對(duì)M2的數(shù)據(jù)處理方法是根據(jù)CPI指數(shù)定基處理得到實(shí)際值，作季節(jié)調(diào)整，然后取自然對(duì)數(shù)。M2數(shù)據(jù)處理后英文縮寫(xiě)為L(zhǎng)NM2。

（3）企業(yè)家信心指數(shù)的計(jì)算說(shuō)明。本文主要采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的消費(fèi)者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)。需要說(shuō)明的是，由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)缺少2014年和2015年的部分?jǐn)?shù)據(jù)，所以缺省值按照央行發(fā)布的企業(yè)家信心數(shù)據(jù)補(bǔ)齊，由于央行企業(yè)家信心指數(shù)范圍在1～100%之間，50%為臨界值，而國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的企業(yè)家信心指數(shù)在1～200%之間，臨界值為100%，所以在補(bǔ)齊數(shù)據(jù)時(shí)，將央行企業(yè)家信心指數(shù)乘以2，然后用以公布的部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行比例處理。消費(fèi)者信心指數(shù)、企業(yè)家信心數(shù)據(jù)處理后英文縮寫(xiě)分別為CON_C和CON_I。

圖1描述了2001年第1季度至2015年第2季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)主體，即消費(fèi)者和企業(yè)家對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的信心狀況。對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)作了標(biāo)準(zhǔn)化處理后，可以發(fā)現(xiàn)在樣本期間，消費(fèi)者和企業(yè)家信心呈周期波動(dòng)，雖然消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心有一定的差異，但總體波動(dòng)趨勢(shì)一致。［21］在近期，企業(yè)家信心明顯弱于消費(fèi)者。下文我們將結(jié)合模型分析信心波動(dòng)是否會(huì)影響貨幣政策傳導(dǎo)的有效性。

圖1　2001年第1季度～2015年第2季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)主體對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的信心狀況

（二）VAR模型設(shè)計(jì)與檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)

在建立VAR模型之前需要明確時(shí)間序列是否平穩(wěn)。將數(shù)據(jù)處理后得到的貨幣供應(yīng)量（LNM2）、消費(fèi)者信心指數(shù)（CON_C）、企業(yè)家信心指數(shù)（CON_I）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNY）、消費(fèi)額（LNC）、投資額（LNI）等六類(lèi)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1?？梢?jiàn)，各變量一階差分在1%顯著水平上拒絕存在單位根。

表1　ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

顯然，六類(lèi)變量都服從一階單整。本文需進(jìn)一步考察變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。表2表明6個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，最大特征根檢驗(yàn)和跡檢驗(yàn)都表明在5%顯著水平下存在兩個(gè)協(xié)整向量。

表2　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.VAR模型設(shè)立

在明確變量非平穩(wěn)，但變量之間存在協(xié)整之后，可以建立VAR模型來(lái)研究貨幣政策作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的信心渠道。由于VAR模型變量順序會(huì)改變模型本身的計(jì)量結(jié)果，因此，變量順序的設(shè)定非常重要。本文的變量順序按照貨幣政策工具變量、信心變量、貨幣政策目標(biāo)變量展開(kāi)。信心變量則按照消費(fèi)者信心指數(shù)排在企業(yè)家信心指數(shù)之前的順序，貨幣政策目標(biāo)變量按照實(shí)際GDP、實(shí)際消費(fèi)、實(shí)際投資的順序。這種順序安排與經(jīng)濟(jì)學(xué)框架和邏輯一致。于是，可以建立如下VAR模型：

其中，Yt=［LNM2t，CON_Ct，CON_I，LNYt，LNCt，LNIt］′，Ct為6×1維常數(shù)向量，p為滯后階數(shù)，Aj為6×6維自回歸系數(shù)矩陣，εt為6×1維白噪聲干擾項(xiàng)。該模型均等對(duì)待每一個(gè)變量，模型本身體現(xiàn)貨幣供給量、消費(fèi)者和投資者信心、產(chǎn)出之間的交互影響。同時(shí)滿(mǎn)足如下關(guān)系：

（三）模型檢驗(yàn)與識(shí)別

建立VAR初步模型VAR（2）之后，對(duì)模型季度數(shù)據(jù)進(jìn)行4期滯后階數(shù)檢驗(yàn)，表3為滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果，F(xiàn)PE、SC、HQ準(zhǔn)則顯示模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。根據(jù)最優(yōu)滯后階數(shù)建立VAR（1）模型，對(duì)該模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4，表4說(shuō)明該模型對(duì)應(yīng)的特征方程的特征根的絕對(duì)值小于1，即所建立的VAR模型滿(mǎn)足穩(wěn)定性條件。

表3　滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表4　VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）計(jì)量結(jié)果及分析

1.脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了VAR模型中各內(nèi)生變量對(duì)其他變量沖擊的響應(yīng)程度。本文建立六變量的VAR（1）模型，下面分別給出六變量VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。在下列各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（季度），縱軸表示各變量的響應(yīng)，實(shí)線(xiàn)表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表各變量對(duì)某個(gè)變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊后的變化，虛線(xiàn)表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。具體而言，圖2是消費(fèi)者信心指數(shù)和投資者信心指數(shù)對(duì)貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)圖，從圖2可以看出，在本期給貨幣供應(yīng)量一個(gè)正沖擊之后，無(wú)論是消費(fèi)者信心還是投資者信心都經(jīng)歷了一個(gè)逐漸加強(qiáng)的過(guò)程，但相比而言，投資者信心響應(yīng)明顯比消費(fèi)者信心快，且幅度要明顯高于消費(fèi)者信心。擴(kuò)張性的貨幣政策，能增強(qiáng)消費(fèi)者和投資者信心，但投資者信心顯著比消費(fèi)者信心恢復(fù)程度更快且幅度更大。

圖2　信心指數(shù)對(duì)貨幣供應(yīng)量沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖3 產(chǎn)出變量對(duì)貨幣供應(yīng)量沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖3是貨幣政策目標(biāo)變量，即實(shí)際GDP、實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資對(duì)貨幣政策工具變量（貨幣供應(yīng)量）沖擊的響應(yīng)圖。圖3表明，當(dāng)在本期給貨幣供應(yīng)量M2一個(gè)正沖擊后，實(shí)際GDP、實(shí)際消費(fèi)、實(shí)際投資迅速作出響應(yīng)。在貨幣供應(yīng)量一個(gè)正沖擊下，GDP穩(wěn)定增長(zhǎng)，說(shuō)明貨幣政策正沖擊對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加具有顯著的促進(jìn)作用和較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。同樣，該沖擊給消費(fèi)和投資帶來(lái)同向的沖擊，實(shí)際消費(fèi)在第5期達(dá)到峰值，實(shí)際消費(fèi)對(duì)貨幣供應(yīng)量正沖擊的響應(yīng)程度明顯快于實(shí)際GDP。相比實(shí)際GDP和實(shí)際消費(fèi)而言，貨幣供應(yīng)量對(duì)實(shí)際投資的沖擊幅度最大，實(shí)際投資在第三期達(dá)到最高點(diǎn)，說(shuō)明在實(shí)際GDP、實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資三者之間，實(shí)際投資對(duì)貨幣供應(yīng)量沖擊的響應(yīng)最快。同時(shí)，從圖3可以看出，貨幣供應(yīng)量增加的擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出有顯著的促進(jìn)作用，該脈沖響應(yīng)函數(shù)圖與經(jīng)濟(jì)理論相吻合。

圖4和圖5分別表示貨幣政策目標(biāo)變量，即實(shí)際GDP、實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資對(duì)消費(fèi)者信心和投資者信心沖擊的響應(yīng)圖。對(duì)比圖4和圖5可以發(fā)現(xiàn)，貨幣政策目標(biāo)變量對(duì)兩類(lèi)經(jīng)濟(jì)主體信心沖擊的響應(yīng)結(jié)果有顯著的差別，其中給消費(fèi)者信心一個(gè)正沖擊對(duì)實(shí)際GDP的影響不大，雖然是正影響，但該正影響幅度較小且逐漸趨于零；而給投資者信心一個(gè)正沖擊卻能對(duì)實(shí)際GDP波動(dòng)帶來(lái)正影響，其影響幅度顯著高于消費(fèi)者信心沖擊幅度，其持續(xù)效應(yīng)也比較明顯。兩類(lèi)信心沖擊對(duì)實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資的影響差異也非常明顯，給消費(fèi)者信心一個(gè)正沖擊，雖然同時(shí)給實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資帶來(lái)正面影響，但兩者的反應(yīng)幅度仍有所不同，實(shí)際消費(fèi)在1期最高，之后影響減弱，而實(shí)際投資對(duì)消費(fèi)者信心正沖擊的反應(yīng)更為迅速，在2期達(dá)到峰值，之后影響減弱。同樣，實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際投資對(duì)投資者信心正沖擊做出的響應(yīng)大體一致，但實(shí)際投資是實(shí)際消費(fèi)的響應(yīng)幅度的兩倍。圖4和圖5說(shuō)明，經(jīng)濟(jì)主體信心能顯著正向影響產(chǎn)出變量，這與本文的第二部分信心投資模型的結(jié)論一致，但相比而言，投資者信心給產(chǎn)出帶來(lái)的影響要高于消費(fèi)者信心。

圖4　產(chǎn)出變量對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖5　產(chǎn)出變量對(duì)投資者信心指數(shù)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

2.方差分解

上文脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了貨幣供給量、經(jīng)濟(jì)主體信心、產(chǎn)出變量的相互影響，下面將用方差分解通過(guò)分析變量結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，來(lái)評(píng)價(jià)變量結(jié)構(gòu)的重要性。分別制作消費(fèi)者信心指數(shù)、投資者信心指數(shù)、實(shí)際GDP方差分解表，表中數(shù)據(jù)分別表示各變量對(duì)各方差分解變量變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度。消費(fèi)者信心指數(shù)方差分解結(jié)果表明：不考慮消費(fèi)者信心指數(shù)自身的貢獻(xiàn)率，貨幣供應(yīng)量M2對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大，平均在25%左右。投資者信心指數(shù)方差分解結(jié)果表明：不考慮投資者信心指數(shù)自身的貢獻(xiàn)率，貨幣供應(yīng)量M2和消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)投資者信心變動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大，且表現(xiàn)出貨幣供應(yīng)量M2變動(dòng)逐期增加并逐漸穩(wěn)定，而消費(fèi)者信心指數(shù)貢獻(xiàn)逐期增加并逐漸穩(wěn)定。消費(fèi)者信心指數(shù)方差分解結(jié)果和投資者信心方差分解結(jié)果共同表明：經(jīng)濟(jì)主體信心變動(dòng)受貨幣政策沖擊的影響。這進(jìn)一步驗(yàn)證了貨幣政策傳導(dǎo)過(guò)程中會(huì)通過(guò)信心渠道來(lái)影響產(chǎn)出。實(shí)際GDP方差分解結(jié)果表明：排除實(shí)際GDP自身的貢獻(xiàn)率，投資者信心對(duì)實(shí)際GDP變動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大，基本在36%以上，投資者信心和消費(fèi)者信心共同解釋了實(shí)際GDP變動(dòng)的40%左右，這說(shuō)明信心沖擊能解釋1/3以上的實(shí)際GDP波動(dòng)。②

四、結(jié)論與政策建議

貨幣政策被各國(guó)作為2008年世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)后恢復(fù)經(jīng)濟(jì)的重要手段。當(dāng)經(jīng)濟(jì)受到重創(chuàng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)主體信心是否會(huì)影響貨幣政策傳導(dǎo)的有效性？在我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”背景下，央行推出的一輪又一輪的貨幣政策是否會(huì)作用于消費(fèi)者和投資者信心，從而改變他們的消費(fèi)和投資行為？基于這些問(wèn)題，本文從理論和實(shí)證兩個(gè)不同維度給出了答案。從投資者角度出發(fā)的理論模型演繹的結(jié)論是社會(huì)投資者總體對(duì)未來(lái)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的信心不足時(shí)，會(huì)產(chǎn)生決策延遲效應(yīng)，從而使投資減少。VAR模型實(shí)證分析得出的主要結(jié)論如下：一是消費(fèi)者信心和投資者信心能顯著對(duì)貨幣政策沖擊做出持續(xù)響應(yīng)，從而能同向影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，帶動(dòng)消費(fèi)和投資；二是投資者信心響應(yīng)幅度比消費(fèi)者信心反映幅度更大，投資者信心對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出波動(dòng)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于消費(fèi)者信心，這說(shuō)明投資者信心渠道對(duì)貨幣政策有效性的影響程度遠(yuǎn)高于消費(fèi)者信心渠道。

當(dāng)前，在“新常態(tài)”背景下，若宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)基本面發(fā)生較大改變，消費(fèi)者和投資者信心勢(shì)必受到影響，當(dāng)消費(fèi)者和投資者對(duì)未來(lái)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)信心不足時(shí)，會(huì)發(fā)生“等著瞧”效應(yīng)，消費(fèi)者很可能會(huì)減少消費(fèi)，而投資者則會(huì)延遲投資決策，這會(huì)進(jìn)一步使經(jīng)濟(jì)疲軟。政策制定者若只關(guān)注經(jīng)濟(jì)基本面，忽視經(jīng)濟(jì)主體心理因素的影響，則會(huì)加速經(jīng)濟(jì)下行。此時(shí)，貨幣政策制定者可通過(guò)擴(kuò)張的貨幣政策影響經(jīng)濟(jì)主體信心的形成機(jī)制，使投資者和消費(fèi)者受政府為未來(lái)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的支持所鼓舞，提升消費(fèi)者和投資者信心。具體而言，一方面，政策制定者在制定政策過(guò)程中結(jié)合考慮經(jīng)濟(jì)基本面和經(jīng)濟(jì)主體信心的影響，應(yīng)關(guān)注如何恢復(fù)、增強(qiáng)和調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)主體信心，以形成貨幣政策有效性，增強(qiáng)政策傳導(dǎo)效果；另一方面，經(jīng)濟(jì)主體對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的判斷依賴(lài)于其對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的主動(dòng)認(rèn)知，貨幣政策的透明度、央行的聲譽(yù)、政策制定者與經(jīng)濟(jì)主體的溝通等因素能引導(dǎo)對(duì)貨幣政策變化的預(yù)期，穩(wěn)定其對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的信心。因此，貨幣政策制定者應(yīng)進(jìn)一步增加貨幣政策的透明度、注重與經(jīng)濟(jì)主體的交流溝通，并加強(qiáng)自身聲譽(yù)建設(shè)，使得經(jīng)濟(jì)主體和政策制定者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的認(rèn)識(shí)趨于一致，有利于形成更加暢通的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制。

注 釋

①E（Y）=q*Yh+（1-q）*Yl?E（Y）=q*d+Yl，所以

②鑒于論文篇幅，消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)、投資者信心指數(shù)、實(shí)際GDP方差分解表此處省略，如有需要，請(qǐng)和作者聯(lián)系。

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責(zé)任編輯：蔡 強(qiáng)

作者簡(jiǎn)介：陳紅（1970-），女，浙江湖州人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，主要從事公司金融、投資者保護(hù)等研究；郭丹（1981-），女，湖北武漢人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院博士研究生，主要從事貨幣理論與政策研究；張佳睿（1981-），女，吉林長(zhǎng)春人，吉林省社會(huì)科學(xué)院助理研究員，主要從事世界經(jīng)濟(jì)研究。

基金項(xiàng)目：教育部新世紀(jì)人才支持項(xiàng)目（NCET-12-0984）；“中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)研究生創(chuàng)新教育計(jì)劃”資助項(xiàng)目（2015B0507）

收稿日期：2015-10-18

中圖分類(lèi)號(hào)：F820.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-2674（2015）12-067-09