我國(guó)貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究

張馨予 朱家明

摘 要：基于VAR模型、格蘭杰檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析，通過(guò)2013年至2017年的季度數(shù)據(jù)分析，對(duì)我國(guó)貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制有效指標(biāo)進(jìn)行了篩選，并驗(yàn)證出傳導(dǎo)機(jī)制有效性。實(shí)證分析結(jié)果表明：（1）我國(guó)貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制整體是有效的。（2）貨幣供應(yīng)量M2并不能對(duì)利率指標(biāo)做出較好的解釋和預(yù)測(cè)。（3）貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制存在著滯后效應(yīng)。（4）市場(chǎng)調(diào)節(jié)利率對(duì)進(jìn)出口額的解釋能力較強(qiáng)。（5）利率指標(biāo)對(duì)固定資產(chǎn)投資總額等投資指標(biāo)作用效果不明顯。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；利率傳導(dǎo)機(jī)制；VAR模型；格蘭杰檢驗(yàn)；脈沖響應(yīng)分析

中圖分類號(hào)：F23 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.24.045

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指央行通過(guò)使用貨幣政策工具作用于各個(gè)中介指標(biāo)，并通過(guò)中介指標(biāo)引起宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化的作用機(jī)理。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中最經(jīng)典的凱恩斯主義認(rèn)為，貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制是央行增加相對(duì)貨幣供給量，人們手中持有的閑余貨幣量增加，對(duì)投資性貨幣需求上升，債券價(jià)格上升，從而使利率下降，刺激投資的增加，最終通過(guò)乘數(shù)效應(yīng)提升了總產(chǎn)出。不同于典型的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家，我國(guó)貨幣市場(chǎng)存在著央行管制下的存貸利率和市場(chǎng)調(diào)控下的同業(yè)拆借利率并存的“價(jià)格雙軌制”，使得利率調(diào)控的有效性和敏感性較低。而我國(guó)利率市場(chǎng)化的步伐從未減慢，貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制有效性研究對(duì)于我國(guó)的貨幣政策操作等宏觀調(diào)控一直是具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制有效性進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，方先明、孫鏇等（2005）認(rèn)為我國(guó)利率傳導(dǎo)機(jī)制阻塞作用較強(qiáng)，對(duì)貨幣政策總體績(jī)效貢獻(xiàn)度較小，也存在著滯后效應(yīng)；何穎（2011）認(rèn)為我國(guó)貨幣政策機(jī)制利率傳導(dǎo)渠道存在梗阻和時(shí)滯，市場(chǎng)利率和管制利率并存會(huì)降低利率傳導(dǎo)渠道的效率；黃正新、舒芳（2012）認(rèn)為我國(guó)貨幣政策利率中介傳導(dǎo)作用不顯著且存在滯后期，貨幣市場(chǎng)上真正適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的利率傳導(dǎo)機(jī)制還未完全形成；高惺惟、谷牧青（2016）認(rèn)為“利率走廊”對(duì)貨幣政策操作目標(biāo)存在調(diào)控作用，并提出應(yīng)當(dāng)把Shibor作為貨幣政策目標(biāo)。劉堯成、莊雅淳（2017）通過(guò)應(yīng)用異方差時(shí)變參數(shù)模型認(rèn)為利率對(duì)貨幣供應(yīng)量比貨幣供應(yīng)量對(duì)利率的影響更加顯著。

根據(jù)已有的研究表明，在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中，利率作為中介目標(biāo)的作用已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了從無(wú)到有的進(jìn)步性轉(zhuǎn)變，而這些分析仍存在著一些不足：首先，利率市場(chǎng)化完成之后的分析較少，不能夠驗(yàn)證及衡量利率市場(chǎng)化之后貨幣政策利率傳導(dǎo)價(jià)值的有效性；其次，衡量指標(biāo)較為單一，并不能全面的說(shuō)明有效性的來(lái)源及各自指標(biāo)的作用大小。因此將通過(guò)新穎的數(shù)據(jù)，重點(diǎn)探討在2015年我國(guó)利率市場(chǎng)化完成前后，我國(guó)貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制有效性指標(biāo)的篩選以及有效性是否提升。

2 理論分析與數(shù)據(jù)選取

2.1 貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的理論分析

凱恩斯主義認(rèn)為，貨幣政策是中央銀行通過(guò)控制貨幣供應(yīng)量以及通過(guò)貨幣供應(yīng)量來(lái)調(diào)節(jié)利率進(jìn)而影響投資和整個(gè)經(jīng)濟(jì)已達(dá)到一定的目標(biāo)的行為。貨幣政策可以調(diào)節(jié)國(guó)民收入，從而穩(wěn)定物價(jià)，使充分就業(yè)，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)內(nèi)收支平衡。貨幣政策通常不能直接對(duì)總需求產(chǎn)生影響，而是需要借助利率這樣的中間指標(biāo)對(duì)其發(fā)揮作用，因此，根據(jù)凱恩斯主義，貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制如圖1所示。

在典型的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家，中央銀行通過(guò)三大貨幣政策工具來(lái)調(diào)控貨幣供應(yīng)量，并通過(guò)影響利率來(lái)實(shí)現(xiàn)調(diào)節(jié)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、物價(jià)水平、國(guó)內(nèi)收支等最終目標(biāo)。以增加貨幣供應(yīng)量為例，央行降低法定存款準(zhǔn)備金率，擴(kuò)大了貨幣乘數(shù)，是貨幣供應(yīng)量相對(duì)增加，在貨幣流通速度不變的前提下，利率會(huì)上升，從而使國(guó)內(nèi)總需求增加，實(shí)現(xiàn)增加就業(yè)，進(jìn)口額相對(duì)上升，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值上升的最終目標(biāo)。而隨著我國(guó)利率市場(chǎng)化完成，數(shù)量型貨幣政策目標(biāo)效用逐漸減小，而價(jià)格型貨幣政策目標(biāo)效用逐漸增加，所以處在新舊交替的節(jié)點(diǎn)；其次，我國(guó)存在著“利率雙軌制”一方面央行對(duì)存貸款利率進(jìn)行管制，另一方面由市場(chǎng)調(diào)控的同業(yè)拆借利率等，二者共同對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行發(fā)揮作用。

2.2 樣本與變量選取

基于上述對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的理論分析，選取的變量指標(biāo)有三大類：貨幣供應(yīng)量指標(biāo)，利率指標(biāo)以及宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。具體選擇如下：

（1）貨幣供應(yīng)量指標(biāo)。我國(guó)現(xiàn)行的貨幣統(tǒng)計(jì)制度把貨幣供應(yīng)量的劃分為流通中現(xiàn)金M0、狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2三個(gè)層次，貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)選取參考了張輝（2009）格蘭杰因果檢驗(yàn)廣義貨幣供應(yīng)量M2的預(yù)測(cè)能力優(yōu)于M0和M1，而在因此選擇廣義貨幣供應(yīng)量（M2）和國(guó)家財(cái)政預(yù)算支出（NFE）為貨幣供應(yīng)量指標(biāo)。

（2）利率指標(biāo)。根據(jù)“價(jià)格雙軌制”，選擇銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率（REPO）、銀行間7天同業(yè)拆借利率（MR）和一年期的定期存款實(shí)際利率（FDR）。

（3）宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)有固定資產(chǎn)投資總額（GFAF）、房地產(chǎn)開發(fā)固定資產(chǎn)投資總額（REI）、全社會(huì)銷售品零售總額（RS）、進(jìn)口總值（IV）、出口總值（OV）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，在宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的選取上參考了張輝（2009）和黃正新（2012）等人。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與模型分析

3.1 數(shù)據(jù)處理與檢驗(yàn)

通過(guò)采用季度數(shù)據(jù)探究貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制及其有效性，選取了從2003年第一季度到2017年第四季度的季度數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)均來(lái)源于中宏統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

首先，對(duì)各變量剔除物價(jià)因素得到實(shí)際值。其次，通過(guò)制圖分析發(fā)現(xiàn)，國(guó)家財(cái)政預(yù)算支出（NFE）、房地產(chǎn)開發(fā)固定資產(chǎn)投資總額（REI）、全社會(huì)銷售品零售總額（RS）、進(jìn)口總值（OV）、出口總值（IV）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP均為非零值且存在上升趨勢(shì)和季節(jié)性波動(dòng)，于是對(duì)其進(jìn)行X-12季節(jié)調(diào)整。

3.2 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于VAR模型要求數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的，因此在建立模型之前使用Eviews6.0對(duì)上述已經(jīng)調(diào)整過(guò)的數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出變量，11個(gè)時(shí)間序列都存在著單位根，說(shuō)明均為非平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此進(jìn)行一階差分后再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF統(tǒng)計(jì)量小于10%臨界值，不存在單位根，得到了一階單整的平穩(wěn)序列，所有一階查分之后的變量都均為平穩(wěn)。因此，使用一階差分后的平穩(wěn)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)并構(gòu)造VAR模型。

3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

在向量自回歸模型下，使用Granger因果檢驗(yàn)法通過(guò)各個(gè)滯后階數(shù)（包括2、3、4、5、6）的p值比較貨幣供應(yīng)量指標(biāo)對(duì)各利率指標(biāo)的預(yù)測(cè)能力和解釋能力。當(dāng)滯后階數(shù)為2、4、6時(shí)，比較具有代表性，因此只列舉這三個(gè)的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果。

由表2格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量對(duì)一年期存款利率、7天同業(yè)拆借利率和7天債券逆回購(gòu)利率幾乎沒(méi)有解釋能力和預(yù)測(cè)能力，而財(cái)政支出則對(duì)一年期存款利率和銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率存在著較強(qiáng)的解釋能力，說(shuō)明一年期存款利率和銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率是對(duì)財(cái)政支出比較敏感的利率指標(biāo)。因此，篩選得到利率傳導(dǎo)機(jī)制的前導(dǎo)階段的有效指標(biāo)為財(cái)政支出、一年期存款利率和銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率。

對(duì)利率傳導(dǎo)機(jī)制的后半階段的指標(biāo)進(jìn)行篩選，再次使用Granger因果檢驗(yàn)法通過(guò)各個(gè)滯后階數(shù)的p值比較利率指標(biāo)對(duì)各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的預(yù)測(cè)能力和解釋能力。

由表3的檢驗(yàn)結(jié)果分析，除了進(jìn)口總額以外，銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率均不是其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量的格蘭杰原因，一年期的存款利率卻對(duì)進(jìn)口總值和出口總值有較強(qiáng)的解釋能力，說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看，不論是市場(chǎng)利率還是管制利率，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)測(cè)能力還是很弱。所以在利率傳導(dǎo)機(jī)制的后半階段，篩選出來(lái)的有效指標(biāo)為進(jìn)口總額和出口總額。

3.4 建立VAR模型

將通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)法篩選出來(lái)的六個(gè)指標(biāo)變量分別根據(jù)利率傳導(dǎo)機(jī)制作用關(guān)系建立VAR模型，使用Eviews軟件通過(guò)AIC、HQ準(zhǔn)則進(jìn)行判斷滯后2階最優(yōu)，而此時(shí)被估計(jì)的VAR模型的所有特征根位于單位圓內(nèi)，表明VAR（1）具有穩(wěn)定結(jié)構(gòu)，由Eviews6.0建立模型如下：

DFDR=0.4554×DFDR-1+0.0195×DFDR-2+0.0001×DNEF-1+0.0001DNEF-2-0.0184

DREPO=-0.0538×DREPO-1-0.0036×DREPO-2-0.0002×DNEF-1-0.0003×DNEF-2+0.1041

DOV=-0.0661×DOV-1-0.1986×DOV-2+1.2106*DREPO-1-15.0619×DREPO-2+94.8895×DFDR-1-12.7004×DFDR-2+20.9564

DIV=-0.1191×DIV-1+0.099959×DIV-2-2.1802×DREPO-1-18.0287×DREPO-2+97.2517×DFDR-1-51.7297×DFDR-2+13.2563

VAR模型檢驗(yàn)結(jié)果分別表明，四個(gè)方程的擬合優(yōu)度較高，殘差平方和分別為0.030049，0.01686，0.055118，0.103108，除了一年期的存款利率和7天逆回購(gòu)債券利率對(duì)進(jìn)口總額的方程的殘差平方和稍大一些之外，財(cái)政支出對(duì)一年期存款利率的方程、財(cái)政支出對(duì)7天債券回購(gòu)利率的方程以及一年期的存款利率和7天逆回購(gòu)債券利率對(duì)進(jìn)口總額的方程的殘差、AIC、SC值均較小，模型估計(jì)結(jié)果比較理想。

一年期定期存款利率的一階滯后與其本身的二階滯后、三階滯后、國(guó)家財(cái)政預(yù)算支出的二階滯后、三階滯后均成正比；銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率的一階滯后與其本身的二階滯后、三階滯后、國(guó)家財(cái)政預(yù)算支出的二階滯后、三階滯后均成反比；出口總值的一階滯后與其本身的二階滯后、三階滯后、銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率的二階滯后、一年期定期存款利率的三階滯后成反比，與銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率的二階滯后、一年期定期存款利率的二階滯后成正比；進(jìn)口總值的一階滯后與其本身的二階滯后、銀行間市場(chǎng)7天債券回購(gòu)利率的二階滯后、三階滯后、一年期定期存款利率的三階滯后成反比，與其本身的三階滯后、一年期定期存款利率的二階滯后成正比。

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

在VAR模型的基礎(chǔ)上，使用Eviews6.0，分別給一年期貸款利率和7天債券回購(gòu)利率一個(gè)財(cái)政支出的沖擊，分別給進(jìn)口總額和出口總額一個(gè)一年期貸款利率和7天債券回購(gòu)利率的沖擊，脈沖響應(yīng)軌跡結(jié)果如圖2至圖6所示。

從圖2可以看出，一個(gè)正向的財(cái)政支出的沖擊后，一年期的貸款利率的脈沖響應(yīng)值一直為正，前三個(gè)季度會(huì)有明顯的漲幅，說(shuō)明財(cái)政支出對(duì)存款利率具有正向的影響；從圖3可得，一個(gè)正向的財(cái)政支出的沖擊后，在前四個(gè)季度一年期的貸款利率的脈沖響應(yīng)值為負(fù)，后期恢復(fù)正值后會(huì)出現(xiàn)波動(dòng)，說(shuō)明財(cái)政支付的增長(zhǎng)會(huì)引起7天債券回購(gòu)利率的下降，具有負(fù)向影響；在圖4和圖5中，經(jīng)過(guò)債券回購(gòu)利率的正向沖擊后，出口總額和進(jìn)口總額均有漲幅，說(shuō)明債券回購(gòu)利率對(duì)出口總額和進(jìn)口總額有正向影響；在圖6和圖7中，經(jīng)過(guò)存款利率的正向沖擊后，出口總額和進(jìn)口總額均有明顯的漲幅，但不同的是出口總額恢復(fù)平穩(wěn)的時(shí)間長(zhǎng)與進(jìn)口總額，說(shuō)明存款利率對(duì)出口總額和進(jìn)口總額有正向影響，但是對(duì)出口總額影響較大。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

從上述對(duì)我國(guó)20年第一季度到2017年第四季度的實(shí)際變量數(shù)據(jù)的實(shí)證分析來(lái)看，可以得到下列結(jié)論：

（1）我國(guó)利率傳導(dǎo)機(jī)制整體上是有效的，央行管制的一年期存款利率和由市場(chǎng)調(diào)控的7天債券回購(gòu)利率均對(duì)財(cái)政支出有所反應(yīng)，而作為宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的進(jìn)出口額也對(duì)上述的利率指標(biāo)產(chǎn)生反應(yīng)，說(shuō)明貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制整體是有效的。

（2）在通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)篩選指標(biāo)時(shí)候發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量M2并不能對(duì)利率指標(biāo)做出較好的解釋和預(yù)測(cè)，說(shuō)明在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中，貨幣供應(yīng)量的作用漸漸減小，可以適當(dāng)減輕將其作為中介目標(biāo)的作用，在未來(lái)，貨幣供應(yīng)量將不再適合作為利率傳導(dǎo)機(jī)制的中介指標(biāo)。

（3）貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制存在著滯后效應(yīng)，無(wú)論是從財(cái)政支出作用于利率指標(biāo)還是利率指標(biāo)作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量都存在著滯后效應(yīng)，這也與現(xiàn)實(shí)相符合。

（4）從脈沖響應(yīng)分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)中都能夠看出在貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制中，相比于央行管制的存款利率，7天債券回購(gòu)利率對(duì)進(jìn)出口額的作用較大，說(shuō)明我國(guó)利率傳導(dǎo)機(jī)制的渠道已經(jīng)從以管制利率為主逐步轉(zhuǎn)變?yōu)楣苤评逝c市場(chǎng)調(diào)節(jié)利率同行。

（5）通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)利率指標(biāo)對(duì)固定資產(chǎn)投資總額、房地產(chǎn)開發(fā)固定資產(chǎn)投資總額、全社會(huì)銷售品零售總額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP等作用效果不明顯，說(shuō)明無(wú)論是管制利率還是市場(chǎng)調(diào)節(jié)利率都應(yīng)進(jìn)一步放開，促進(jìn)貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制通暢。

4.2 政策建議

結(jié)合上述研究和我國(guó)目前的實(shí)際情況，提出以下的政策建議：

（1）在我國(guó)利率市場(chǎng)化完成之后，通過(guò)推進(jìn)金融立法和體制改革，使利率市場(chǎng)化水平提高，逐步放開央行管制利率，以提升利率傳導(dǎo)機(jī)制有效性。

（2）貨幣供應(yīng)量M2的作用逐步減小，在衡量利率傳導(dǎo)機(jī)制有效性以及作用效果時(shí)，應(yīng)當(dāng)減小其權(quán)重，對(duì)于財(cái)政支出等指標(biāo)則應(yīng)當(dāng)格外注意。

（3）大力發(fā)展金融市場(chǎng)，只有金融市場(chǎng)充分發(fā)達(dá)并能夠進(jìn)行較好地自我調(diào)控時(shí)，貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的作用效果會(huì)更加良好。

（4）由于房地產(chǎn)開發(fā)固定資產(chǎn)投資總額對(duì)利率指標(biāo)變化反應(yīng)不明顯，金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)對(duì)于像房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)泡沫現(xiàn)象這樣的存在應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)管制調(diào)控，從而提升貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性。

（5）相較于之前對(duì)貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性研究，將嘗試實(shí)證研究的結(jié)果表明我國(guó)利率市場(chǎng)化的水平正在穩(wěn)步提升，各利率指標(biāo)的作用效果也明顯上升，因此，應(yīng)逐步注重貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的作用效果。

隨著我國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展和管制利率與市場(chǎng)調(diào)節(jié)利率的逐步放開，貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性會(huì)進(jìn)一步提升，連貫整個(gè)金融市場(chǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制，這將有助于金融市場(chǎng)與商品市場(chǎng)交融發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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