萬(wàn)光彩 陳鑫鑫

內(nèi)容提要：基于當(dāng)前我國(guó)居民部門杠桿率快速上漲的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，本文運(yùn)用拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法實(shí)證研究貨幣政策對(duì)居民杠桿率的傳遞效應(yīng)。該方法能識(shí)別和處理變量之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)性突變，且滾動(dòng)窗口技術(shù)能為貨幣政策和居民杠桿率的動(dòng)態(tài)關(guān)系提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。實(shí)證結(jié)果表明：我國(guó)的貨幣政策調(diào)控與居民杠桿率攀升密切相關(guān)，且在較長(zhǎng)時(shí)間序列中二者的關(guān)系存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)。一方面，貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，居民杠桿率對(duì)貨幣供應(yīng)量有正向影響;另一方面，利率對(duì)居民杠桿率的調(diào)控存在時(shí)變特征，居民杠桿率對(duì)利率有負(fù)效應(yīng)。基于貨幣政策調(diào)控和居民杠桿率的相互關(guān)系，貨幣政策無(wú)法精確調(diào)控居民部門的杠桿率水平，應(yīng)搭配宏觀審慎政策彌補(bǔ)貨幣政策的不足，提高政策效率。

關(guān)鍵詞：貨幣政策;貨幣供應(yīng)量;長(zhǎng)期貸款利率;居民杠桿率;拔靴滾動(dòng)窗口

中圖分類號(hào)：F8210文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2022）03-0089-10

收稿日期：2021-10-13

作者簡(jiǎn)介：萬(wàn)光彩（1972-），男，安徽霍山人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：貨幣理論、財(cái)政政策;陳鑫鑫（1994-），女，山東濰坊人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院碩士研究生，研究方向：貨幣理論、財(cái)政政策。

基金項(xiàng)目：安徽高校自然科學(xué)基金重大項(xiàng)目“房地產(chǎn)價(jià)格與城市全要素生產(chǎn)率：機(jī)制闡釋與政策效應(yīng)”，項(xiàng)目編號(hào)：KJ2021ZD0054。

杠桿率是研究中國(guó)居民部門經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的重要切入點(diǎn)。當(dāng)前我國(guó)居民杠桿率有兩大特征，一是增速快，水平高，一直以來(lái)是總杠桿率攀升的主要驅(qū)動(dòng)力，在世界主要經(jīng)濟(jì)體中我國(guó)居民杠桿率增速一直位于前列;二是結(jié)構(gòu)性問(wèn)題突出，居民杠桿率的上升與住房類貸款增多密切相關(guān)。房?jī)r(jià)上漲提高了居民購(gòu)房貸款需求，導(dǎo)致居民債務(wù)不斷增加，而居民舉債購(gòu)房又帶來(lái)新一波的房?jī)r(jià)上漲，二者相互促進(jìn)，形成了螺旋上升的態(tài)勢(shì)。宏觀金融系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)主要就體現(xiàn)在資產(chǎn)價(jià)格泡沫和主要社會(huì)主體負(fù)債過(guò)重導(dǎo)致違約爆發(fā)，其中資產(chǎn)價(jià)格主要指房?jī)r(jià)。當(dāng)前我國(guó)這種不合理的高杠桿現(xiàn)象一方面導(dǎo)致房?jī)r(jià)居高不下資產(chǎn)價(jià)格泡沫日趨嚴(yán)重，另一方面加劇了我國(guó)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)。因此，2018年銀監(jiān)會(huì)提出“當(dāng)前重中之重是居民去杠桿”;2020年央行再次提出“今年的金融政策重點(diǎn)是抑制居民杠桿率過(guò)快增長(zhǎng)?！?/p>

造成我國(guó)居民杠桿率嚴(yán)重失衡的原因很復(fù)雜，既與長(zhǎng)久以來(lái)為支持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而采取的寬松貨幣政策有關(guān)，也與居民非理性炒房行為導(dǎo)致的房?jī)r(jià)快速上漲有關(guān)，而房?jī)r(jià)的上漲也是對(duì)寬松的貨幣政策的另一種反應(yīng)。這意味著寬松的貨幣政策是導(dǎo)致居民杠桿率不斷上漲的根本原因，即貨幣政策應(yīng)該是穩(wěn)控居民杠桿率的有效手段。為此，央行采取多種貨幣政策共同實(shí)施來(lái)維護(hù)房?jī)r(jià)和杠桿率穩(wěn)定，但是在此過(guò)程中，以貨幣供給流動(dòng)性為主的數(shù)量型貨幣政策和以利率為代表的價(jià)格型貨幣政策能在多大程度上穩(wěn)控居民杠桿率水平，當(dāng)前學(xué)界并未達(dá)成共識(shí)。

一、文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，眾多學(xué)者針對(duì)貨幣政策對(duì)杠桿率的傳遞效應(yīng)做了大量研究。一類是研究貨幣政策與宏觀杠桿率，楊源源（2017）指出總體來(lái)看價(jià)格型貨幣政策工具比數(shù)量型貨幣政策工具更能調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，但是在某些局部的情形中數(shù)量型貨幣政策工具優(yōu)于價(jià)格型貨幣政策工具[1];但是Krainer（2014）發(fā)現(xiàn)價(jià)格型貨幣政策對(duì)宏觀杠桿率的影響相對(duì)有限，這主要是因?yàn)樨泿耪邿o(wú)法通過(guò)利率渠道影響銀行貸款效果[2]。陳創(chuàng)練（2018）同樣認(rèn)為數(shù)量型貨幣政策對(duì)控制杠桿率方面更加有效，價(jià)格型貨幣政策短期內(nèi)可以發(fā)揮輔助作用，但是缺乏長(zhǎng)期持久性[3]。從數(shù)量型貨幣政策的調(diào)控效果來(lái)看，劉曉光（2016）指出采取緊縮的貨幣政策降低貨幣供應(yīng)量會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)和投資增長(zhǎng)的下滑，進(jìn)而導(dǎo)致產(chǎn)出下降，反而提高了杠桿率;從模型結(jié)果來(lái)看，貨幣供應(yīng)量增速每下降008個(gè)百分點(diǎn)，宏觀杠桿率提高009個(gè)百分點(diǎn)，因此簡(jiǎn)單地采取緊縮型貨幣政策可能會(huì)適得其反[4]。

另一類則是研究貨幣政策對(duì)企業(yè)杠桿率的調(diào)控效應(yīng)，劉莉亞（2019）指出非國(guó)有企業(yè)有兩次大幅度的降杠桿時(shí)期，該時(shí)期與貨幣政策轉(zhuǎn)向緊縮時(shí)期重疊，并且價(jià)格型貨幣政策工具-利率是影響企業(yè)貸款的主要因素[5]。針對(duì)不同政策工具對(duì)企業(yè)杠桿率的影響，殷興山（2020）指出傳統(tǒng)的總量型貨幣政策工具可以有效應(yīng)對(duì)技術(shù)沖擊導(dǎo)致的企業(yè)結(jié)構(gòu)性杠桿問(wèn)題，但是難以有效應(yīng)對(duì)成本推動(dòng)沖擊下帶來(lái)的企業(yè)高杠桿問(wèn)題，此時(shí)結(jié)構(gòu)型貨幣政策更有效，當(dāng)面臨經(jīng)濟(jì)下行企業(yè)高杠桿并行的問(wèn)題時(shí)，需要二者同時(shí)操作共同穩(wěn)控企業(yè)杠桿水平[6]。舒長(zhǎng)江（2020）專門研究了貨幣供應(yīng)量對(duì)企業(yè)杠桿率的微觀效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)緊縮型的貨幣政策短期內(nèi)可以帶來(lái)企業(yè)杠桿率顯著下降，但是長(zhǎng)期影響效果較弱;擴(kuò)張型貨幣政策的長(zhǎng)期效果強(qiáng)于短期效果，帶來(lái)的企業(yè)杠桿率的增加幅度更高[7]。

第三類是研究貨幣政策與銀行杠桿率的關(guān)系，蔣海（2019）認(rèn)為貨幣政策對(duì)銀行的杠桿率有顯著影響，寬松的貨幣政策會(huì)導(dǎo)致銀行杠桿率的提高，進(jìn)而加劇銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，并且價(jià)格型貨幣政策工具的影響效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量型貨幣政策工具[8]。張慶君（2020）通過(guò)2010-2018年中國(guó)上市商業(yè)銀行的相關(guān)數(shù)據(jù)得到了相同的結(jié)論，寬松的貨幣政策會(huì)增加銀行杠桿率水平，隨著杠桿率的不斷增加，貨幣政策對(duì)銀行系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的影響效果是不斷增大的[9]。因此，采取緊縮性貨幣政策降低銀行杠桿化程度，預(yù)防銀行系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)是必要的[10]。

從居民杠桿率的相關(guān)研究來(lái)看主要圍繞貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控效應(yīng)以及資產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民杠桿率的傳遞效應(yīng)。貨幣政策對(duì)房?jī)r(jià)有顯著的正向作用，貨幣供應(yīng)量增加房?jī)r(jià)上漲[11]，而房?jī)r(jià)上漲會(huì)導(dǎo)致居民杠桿率的提升，且存在一定量的數(shù)量關(guān)系，房?jī)r(jià)每提高1%，該省居民杠桿率相應(yīng)增加014-017個(gè)百分點(diǎn)，正向相關(guān)性非常顯著[12]。另一方面，寬松的貨幣政策-利率下降會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)上升[13]，而房?jī)r(jià)的變動(dòng)會(huì)通過(guò)影響銀行貸款額影響居民杠桿率[14]。

根據(jù)已有文獻(xiàn)我們可以看到當(dāng)前研究對(duì)于貨幣政策和杠桿率的關(guān)系有一定的共識(shí)，貨幣政策在一定程度上可以調(diào)控宏觀、企業(yè)杠桿率和銀行杠桿，但是在數(shù)量型與價(jià)格型貨幣政策對(duì)杠桿率的影響效應(yīng)程度方面尚未達(dá)成一致。部分學(xué)者認(rèn)為數(shù)量型貨幣政策短期更有效，但長(zhǎng)期來(lái)看貢獻(xiàn)不足，部分學(xué)者認(rèn)為價(jià)格型貨幣政策更有效但不適用于所有情形。另外我們也可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前研究貨幣政策與企業(yè)杠桿、銀行杠桿的文獻(xiàn)居多，但是研究貨幣政策與居民杠桿率相關(guān)文獻(xiàn)比較少，為數(shù)不多的居民杠桿率的研究也是針對(duì)貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控和資產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民杠桿的傳遞效應(yīng)，從根本上直接研究貨幣政策對(duì)居民杠桿率的調(diào)控效應(yīng)的文獻(xiàn)仍顯不足。基于此，本文從居民杠桿率角度出發(fā)采用拔靴滾動(dòng)窗口因果檢驗(yàn)的方法研究貨幣政策與居民杠桿率之間的相關(guān)性，由于長(zhǎng)時(shí)間序列過(guò)程中兩個(gè)變量之間的相關(guān)性并不一定是穩(wěn)定的，采用一般的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方式不能識(shí)別二者之間關(guān)系存在的時(shí)變效應(yīng)，而通過(guò)拔靴滾動(dòng)窗口的分樣本技術(shù)處理全樣本檢驗(yàn)可以很好的識(shí)別長(zhǎng)時(shí)間序列過(guò)程中兩個(gè)變量關(guān)系發(fā)生的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，從而能更好地刻畫貨幣政策和居民杠桿率動(dòng)態(tài)的、雙向的因果關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

1居民杠桿率與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系

影響居民杠桿率的決定性因素是居民部門的債務(wù)和名義GDP，因此貨幣供應(yīng)量對(duì)居民部門杠桿率的影響也體現(xiàn)在這兩個(gè)方面。一方面是居民部門的債務(wù)水平，從居民部門債務(wù)角度來(lái)看，貨幣供應(yīng)量主要通過(guò)信用渠道和資產(chǎn)價(jià)格渠道影響居民部門債務(wù)。流動(dòng)性約束理論認(rèn)為居民部門從金融機(jī)構(gòu)獲取貸款會(huì)受到一定的限制，這在很大程度上抑制了居民部門債務(wù)擴(kuò)張，而貨幣供應(yīng)量的增發(fā)會(huì)帶來(lái)一定的財(cái)富效應(yīng)，居民部門收入普遍增加，居民部門財(cái)富和收入的增加可以提高其貸款能力;在危機(jī)時(shí)期貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率的相關(guān)性會(huì)減弱，這主要是因?yàn)殂y行的順周期行為，危機(jī)時(shí)期，雖然會(huì)加大力度增發(fā)貨幣緩解經(jīng)濟(jì)萎靡，但是銀行為降低風(fēng)險(xiǎn)在該時(shí)期會(huì)惜貸[15]。這意味著此時(shí)貨幣供應(yīng)量的增加并不一定會(huì)反映在居民杠桿上。此外，如果增發(fā)的貨幣流向房地產(chǎn)市場(chǎng)，那貨幣供應(yīng)量會(huì)通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格渠道顯著影響居民債務(wù)。大量的貨幣流向房地產(chǎn)市場(chǎng)會(huì)帶來(lái)房?jī)r(jià)的上漲，而房?jī)r(jià)上漲又會(huì)通過(guò)財(cái)富效應(yīng)和抵押品效應(yīng)顯著影響居民部門債務(wù)。綜上所述，從居民部門債務(wù)角度來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)導(dǎo)致居民信貸擴(kuò)張，居民部門債務(wù)提升，提高居民部門杠桿率水平。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率在一定時(shí)間段存在正向效應(yīng)。

另一方面是名義GDP，從名義GDP角度來(lái)看，根據(jù)現(xiàn)代版貨幣數(shù)量論和貨幣需求函數(shù)理論，短期內(nèi)貨幣呈現(xiàn)非中性特征，貨幣供應(yīng)量可以影響產(chǎn)出，且在金融加速器的機(jī)制下貨幣供應(yīng)量增加所帶來(lái)的產(chǎn)出增加程度遠(yuǎn)大于貨幣供應(yīng)量的增加程度，即從名義GDP角度來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增加可以加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增加名義GDP，進(jìn)而降低居民部門杠桿率水平，這與袁志輝和劉志龍（2020）提出的較高的潛在經(jīng)濟(jì)增速可以緩解我國(guó)居民部門的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的理論基本一致[16]。根據(jù)以上的傳導(dǎo)機(jī)制，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率在一定時(shí)間段內(nèi)存在負(fù)向效應(yīng)。

反過(guò)來(lái)，居民杠桿率對(duì)貨幣供應(yīng)量也有一定的影響，根據(jù)貨幣需求組合理論，收入、財(cái)富、其他資產(chǎn)的流動(dòng)性都會(huì)影響貨幣需求，而根據(jù)后凱恩斯學(xué)派貨幣內(nèi)生性理論，當(dāng)人類進(jìn)入信用貨幣階段，貨幣的供給會(huì)受到商業(yè)銀行貸款的影響，即銀行的貸款創(chuàng)造銀行的存款，貨幣的需求會(huì)影響貨幣的供給。央行對(duì)基礎(chǔ)貨幣的投放受制于居民、銀行的經(jīng)濟(jì)行為，另外貨幣創(chuàng)造乘數(shù)也是由市場(chǎng)交易過(guò)程中貨幣需求決定的。貨幣存在內(nèi)生性，即貨幣供給受貨幣需求的影響，當(dāng)經(jīng)濟(jì)周期發(fā)生波動(dòng)時(shí)，公眾的預(yù)期和經(jīng)濟(jì)行為都會(huì)發(fā)生變動(dòng)，從而導(dǎo)致對(duì)貨幣的預(yù)防性需求、交易需求以及投資需求發(fā)生變動(dòng)，影響貨幣總需求，進(jìn)而影響基礎(chǔ)貨幣量。另外，居民不同的貨幣需求在發(fā)生轉(zhuǎn)換時(shí)會(huì)影響居民部門的現(xiàn)金漏出率，從而影響貨幣乘數(shù)，當(dāng)貨幣乘數(shù)發(fā)生變動(dòng)時(shí)，即使基礎(chǔ)貨幣量穩(wěn)定，貨幣市場(chǎng)上的有效貨幣供應(yīng)量也會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變動(dòng)。隨著貨幣均衡的主導(dǎo)力量逐步由供給轉(zhuǎn)向需求，我國(guó)貨幣供給受需求影響越來(lái)越大[17]，在這種情況下銀行信貸規(guī)模、居民貨幣需求對(duì)貨幣供應(yīng)量的作用越來(lái)越明顯，即居民杠桿率的增加會(huì)帶來(lái)信貸擴(kuò)張，在一定程度上會(huì)促進(jìn)貨幣供應(yīng)量增加[18]?；谝陨侠碚摚疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)3：居民部門的杠桿率提升會(huì)通過(guò)復(fù)雜的傳導(dǎo)機(jī)制促進(jìn)貨幣供應(yīng)量的供給;即居民杠桿率對(duì)貨幣供應(yīng)量在一定時(shí)間段內(nèi)存在正向效應(yīng)。

2居民杠桿率與利率的關(guān)系

利率對(duì)居民杠桿率的影響首先體現(xiàn)在對(duì)居民信貸水平的作用，包括替代效應(yīng)和收入效應(yīng)。替代效應(yīng)主要表現(xiàn)為，利率增加，借貸成本提高，居民會(huì)通過(guò)存款來(lái)替代借貸，居民部門的信貸需求下降;收入效應(yīng)體現(xiàn)為，當(dāng)利率上升時(shí)，居民部門的實(shí)際收入增加，從而提升了居民部門的借貸能力，尤其是中低收入家庭的借貸能力。居民杠桿率對(duì)利率的反應(yīng)取決于兩種效應(yīng)影響程度，當(dāng)收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)時(shí)，居民部門信貸需求增加，居民部門杠桿率與利率水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)時(shí)，居民部門信貸需求降低，居民部門杠桿率與利率水平呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。在影響居民杠桿率的過(guò)程中，兩種效應(yīng)會(huì)隨著利率的變化出現(xiàn)主導(dǎo)地位的更替。另外利率對(duì)居民杠桿率的影響效應(yīng)還體現(xiàn)在對(duì)名義GDP的作用上，凱恩斯主義認(rèn)為，利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是反向變動(dòng)的關(guān)系。這主要是因?yàn)橘Y本邊際效率遞減的性質(zhì)決定了只有利率水平下調(diào)才能保證實(shí)物投資的收益，否則會(huì)因?yàn)橥顿Y需求不足而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)衰退。由于“資本邊際效應(yīng)遞減”和“流動(dòng)性偏好”的存在，采取降低利率的擴(kuò)張性貨幣政策可以擴(kuò)大內(nèi)需促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)、通貨膨脹相對(duì)穩(wěn)定的情況下，名義GDP會(huì)相應(yīng)增加，從而居民杠桿率會(huì)降低，即利率與居民杠桿率是同向變動(dòng)的關(guān)系。

綜上所述，利率對(duì)居民部門杠桿率水平的影響存在復(fù)雜多變的特點(diǎn)，基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：在長(zhǎng)時(shí)間序列中，利率對(duì)居民杠桿率可能在不同階段存在不同的正向、負(fù)向效應(yīng)。

反過(guò)來(lái)，居民杠桿率也會(huì)對(duì)利率產(chǎn)生一定的作用，這種傳導(dǎo)效應(yīng)主要通過(guò)影響貨幣供求來(lái)影響利率。凱恩斯學(xué)派認(rèn)為利率取決于貨幣市場(chǎng)上的需求和供給，居民部門的借貸行為會(huì)影響貨幣需求，如果貨幣是外生的，則居民杠桿率對(duì)利率有正向的作用，貨幣需求提升帶動(dòng)利率不斷上升。但是根據(jù)后凱恩斯貨幣內(nèi)生性理論，而貨幣需求又作用于貨幣供給，當(dāng)貨幣需求增加時(shí)，基礎(chǔ)貨幣量和貨幣乘數(shù)的變化會(huì)導(dǎo)致貨幣供給也相應(yīng)增加。居民杠桿率水平增加也可以通過(guò)影響房?jī)r(jià)來(lái)緩解流動(dòng)性約束。國(guó)內(nèi)居民杠桿率攀升的核心是信貸水平快速增加，其中住房貸款是主要驅(qū)動(dòng)力，這就導(dǎo)致居民杠桿率的攀升促進(jìn)了購(gòu)房需求，產(chǎn)生一系列不合理炒房行為，導(dǎo)致房?jī)r(jià)出現(xiàn)暴漲[19]。根據(jù)流動(dòng)性供給效應(yīng)理論[20]，房地產(chǎn)等資產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)體持有的財(cái)富增加時(shí)，會(huì)增加市場(chǎng)的流動(dòng)性，而房地產(chǎn)等資產(chǎn)價(jià)格下跌時(shí)，劣質(zhì)的資產(chǎn)難以出售，會(huì)降低市場(chǎng)流動(dòng)性。根據(jù)貨幣內(nèi)生性理論和流動(dòng)性傳導(dǎo)機(jī)制，居民杠桿率上升房地產(chǎn)價(jià)格上漲促使利率下降，即居民杠桿率下降利率則上升。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：居民杠桿率對(duì)利率存在一定的負(fù)向效應(yīng)。

（二）研究方法

本文研究的是貨幣政策與居民杠桿率之間的相關(guān)關(guān)系，在傳統(tǒng)的實(shí)證檢驗(yàn)中多采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)建立VAR模型，但這意味著默認(rèn)貨幣政策和居民杠桿率之間的因果關(guān)系是存在的，并且進(jìn)行傳統(tǒng)的格蘭杰檢驗(yàn)的前提是選取的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，當(dāng)被檢驗(yàn)的VAR模型內(nèi)時(shí)間序列不平穩(wěn)時(shí)，傳統(tǒng)的VAR模型估計(jì)出現(xiàn)偏誤，另外傳統(tǒng)的格蘭杰檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜔o(wú)法檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間因果關(guān)系的正負(fù)性?；诟裉m杰檢驗(yàn)的拔靴因果關(guān)系檢驗(yàn)，一方面解決了當(dāng)時(shí)間序列不平穩(wěn)模型估計(jì)會(huì)出現(xiàn)偏誤的問(wèn)題，提高了檢驗(yàn)的精度，另一方面規(guī)避了傳統(tǒng)檢驗(yàn)無(wú)法顯示正負(fù)性的問(wèn)題，并且通過(guò)滾動(dòng)窗口的形式分別對(duì)全樣本和分樣本進(jìn)行獨(dú)立檢驗(yàn)。全樣本是對(duì)整個(gè)長(zhǎng)時(shí)間序列內(nèi)變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，分樣本則是對(duì)不同時(shí)段的變量關(guān)系分別進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，滾動(dòng)窗口的技術(shù)可以識(shí)別樣本時(shí)間序列中發(fā)生的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，能夠更清晰地刻畫變量之間的關(guān)系。故本文采用基于殘差拔靴（RB）修正的LR統(tǒng)計(jì)量來(lái)研究貨幣政策與居民杠桿之間的關(guān)系。

1全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)

為研究貨幣政策對(duì)居民杠桿率的影響，現(xiàn)建立以下二元VAR（p）模型：

yt=Φ0+Φ1yt-1+…+Φpyt-p+εt，t=1，2，…，T（1）

基于本文的研究，將yt分解為兩個(gè)分向量，分別代表貨幣政策變量和居民杠桿率變量：

yt=（y1t，y2t）（2）

故（1）變?yōu)椋?/p>

y1ty2t=φ10φ20+φ11（L）φ12（L）φ21（L）φ22（L）y1ty2t+ε1tε2t（3）

其中當(dāng)貨幣政策工具為數(shù)量型工具時(shí)，y1t代表貨幣供應(yīng)量MS，當(dāng)貨幣政策工具為價(jià)格型工具時(shí)，y1t代表利率RATE，y2t代表居民杠桿率HLt，此外：

φijL=∑p+1k=1φij，kLk，i，j=1，2，k=1，2，…，p（4）

Lkxt=xt-k（5）

在已建立的模型中，式（3）的原假設(shè)為居民杠桿率不是貨幣政策的因果關(guān)系，增加約束條件φ12，k=0（k=1，2，…，p）可檢驗(yàn)原假設(shè)，如果原假設(shè)被拒絕，則說(shuō)明居民杠桿率是貨幣政策的因果關(guān)系，也就是說(shuō)明貨幣政策對(duì)居民杠桿率的變動(dòng)趨勢(shì)有預(yù)測(cè)作用，利用相同的原理增加約束條件φ21，k=0（k=1，2，…，p）來(lái)檢驗(yàn)貨幣政策是不是居民杠桿率的因果關(guān)系，如果原假設(shè)被拒絕，則證明貨幣政策對(duì)居民杠桿率有顯著的傳導(dǎo)效應(yīng)。

2分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列可能存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)而產(chǎn)生先驗(yàn)偏差，在研究的過(guò)程中需要考慮在參數(shù)不穩(wěn)定的情況下提高實(shí)證檢驗(yàn)的精度，傳統(tǒng)的解決方法有樣本分割和虛擬變量代入法，但是這不能解決前測(cè)偏差問(wèn)題?；诖吮疚囊虢?jīng)過(guò)修正的拔靴估計(jì)，采用拔靴分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)法。所謂分樣本即將全樣本按照一定的跨度劃分為固定窗寬的多個(gè)分樣本，比如原時(shí)間序列長(zhǎng)度為T，現(xiàn)將分樣本的固定窗寬設(shè)置為1個(gè)觀測(cè)值，那原來(lái)長(zhǎng)度為T的全樣本就被劃分為T-1個(gè)窗寬為1的分樣本，分樣本的末端分別為τ=l，l+1，…，T，在此設(shè)置的基礎(chǔ)上再進(jìn)行拔靴檢驗(yàn)時(shí)就不再是面向全樣本，而是針對(duì)每個(gè)獨(dú)立的分樣本單獨(dú)進(jìn)行檢驗(yàn)。所謂的滾動(dòng)窗口，指的是在檢驗(yàn)過(guò)程中固定窗寬的窗口從全樣本時(shí)間序列的首端依次滾動(dòng)到末端，每一個(gè)分樣本在整個(gè)時(shí)間序列中被依次檢驗(yàn)，得到相關(guān)的概率值和LR統(tǒng)計(jì)量，將所有觀測(cè)的結(jié)果按時(shí)間序列排序匯總，就可以得到分樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。

通過(guò)以上方法對(duì)貨幣政策和居民杠桿率進(jìn)行分樣本拔靴滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)：

l1=N-1b∑pk-1*21，k（6）

上述方程描述了貨幣政策對(duì)杠桿率的影響，Nb代表拔靴檢驗(yàn)重復(fù)的次數(shù)，*21，k則代表通過(guò)拔靴檢驗(yàn)得到的統(tǒng)計(jì)量。

l2=N-1b∑pk-1*12，k（7）

同理，通過(guò)公式（7）可以推導(dǎo)出居民杠桿率對(duì)貨幣政策的影響。

實(shí)證過(guò)程中，對(duì)于貨幣政策和杠桿率的研究本文選擇90%的置信區(qū)間，最低限制為*12，k和*21，k的第5位，最高限制為*12，k和*21，k的第95位。除此之外，分樣本固定窗寬決定了每個(gè)分樣本觀測(cè)值的數(shù)量，也直接決定了滾動(dòng)檢驗(yàn)的精度。但對(duì)于固定窗口的選擇存在一定的矛盾，較大的窗寬可以提高檢驗(yàn)精度，但是會(huì)降低統(tǒng)計(jì)量的代表性，較小的窗寬雖然可以提高統(tǒng)計(jì)量的代表性但是降低了檢驗(yàn)的精度。

3數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

根據(jù)理論模型需要和相關(guān)數(shù)據(jù)可得性本文采用2001年第4季度到2020年第3季度的季度數(shù)據(jù)。以往相關(guān)居民杠桿率的實(shí)證研究多采用月度數(shù)據(jù)，但居民杠桿率數(shù)據(jù)的計(jì)算由于涉及名義GDP，采用季度數(shù)據(jù)更為準(zhǔn)確?；谝陨峡紤]本文直接采用國(guó)家資產(chǎn)負(fù)債表研究中心公布的居民部門杠桿率季度數(shù)據(jù)，能更為準(zhǔn)確的反映中國(guó)居民杠桿率的真實(shí)情況。數(shù)量型貨幣政策工具采用廣義貨幣供應(yīng)量M2，價(jià)格型貨幣政策工具采用5年以上長(zhǎng)期貸款利率。主要是因?yàn)榫用窀軛U率中住房貸款是主要推動(dòng)力，而住房貸款受5年以上長(zhǎng)期貸款利率影響最為顯著。變量詳細(xì)描述見表1。

三、實(shí)證分析

結(jié)合本文研究所需樣本數(shù)據(jù)的特征和對(duì)檢驗(yàn)精度的要求，本文選取24個(gè)單位的較小窗口尺寸。因?yàn)榇嬖跍笃冢@個(gè)窗寬的尺寸代表的就是VAR模型中觀測(cè)值的數(shù)量，不會(huì)對(duì)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果時(shí)間區(qū)間的選取造成影響。

（一）貨幣政策與居民杠桿率全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)

首先對(duì)貨幣供應(yīng)量、利率和居民杠桿率的原值序列運(yùn)用ADF和PP兩種檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷時(shí)間序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，MS、RATE和HL原序列存在單位根，而其一階差分都在1%置信水平下拒絕原假設(shè)，三個(gè)變量均為一階單整。

在全部變量一階單整的基礎(chǔ)上，分別對(duì)MS和HL、RATE和HL之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，表3報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量得到了一致的結(jié)果，MS和HL之間存在協(xié)整關(guān)系，RATE與HL之間不存在協(xié)整關(guān)系，基于協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果可以得到以下結(jié)論，貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，長(zhǎng)期貸款利率與居民杠桿率之間不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

在貨幣政策與居民杠桿率原序列一階單整的基礎(chǔ)上，建立格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)雙變量VAR模型。根據(jù)施瓦茨信息準(zhǔn)則（SIC）選定最佳滯后期p為2，基于修正的LR進(jìn)行拔靴因果關(guān)系檢驗(yàn)，貨幣供應(yīng)量、長(zhǎng)期貸款利率與居民杠桿率因果關(guān)系的全樣本拔靴檢驗(yàn)結(jié)果見表4。通過(guò)表4可以發(fā)現(xiàn)，在貨幣供應(yīng)量和居民杠桿率的因果關(guān)系檢驗(yàn)中，LR統(tǒng)計(jì)量和P值明顯在5%置信水平下拒絕MS不是HL的格蘭杰原因，在1%置信水平下拒絕HL不是MS的格蘭杰原因的原假設(shè)。這也就是說(shuō)明基于參數(shù)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率存在顯著的雙向因果關(guān)系，貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)會(huì)引起居民杠桿率變動(dòng)。在長(zhǎng)期貸款利率和居民杠桿率的因果關(guān)系檢驗(yàn)中，LR統(tǒng)計(jì)量和P值沒有拒絕RATE不是HL的格蘭杰原因，也沒有拒絕HL不是RATE的格蘭杰原因的原假設(shè)。這也就是說(shuō)明基于參數(shù)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上長(zhǎng)期貸款利率與居民杠桿率不存在顯著的雙向因果關(guān)系。然而實(shí)際上，時(shí)間序列數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)性變動(dòng)是普遍存在的，參數(shù)不穩(wěn)定性使得全樣本檢驗(yàn)結(jié)果可能存在較大的誤差，因此下面對(duì)全樣本參數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文采用前文提到的Sup-F，Mean-F和Exp-F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)來(lái)對(duì)上述VAR模型進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，其中Sup-F統(tǒng)計(jì)量用來(lái)判斷時(shí)間序列是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，Mean-F和Exp-F統(tǒng)計(jì)量用來(lái)檢驗(yàn)參數(shù)是否符合一定的變化規(guī)律而不是隨時(shí)間變化而變動(dòng)，其中的Lc統(tǒng)計(jì)量用來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼w的穩(wěn)定性，它的原假設(shè)為VAR模型中的參數(shù)是常數(shù)。表5表6分別報(bào)告了MS和HL短期和長(zhǎng)期的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果，通過(guò)表5檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，MS方程所有參數(shù)以及HL的Sup-F，Mean-F參數(shù)在1%水平上拒絕了參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，兩個(gè)方程綜合形成的整體VAR方程Exp-F參數(shù)在5%水平上拒絕了原假設(shè)，Lc統(tǒng)計(jì)量表示VAR模型中參數(shù)隨機(jī)游走的過(guò)程，檢驗(yàn)結(jié)果顯示短期參數(shù)符合隨機(jī)游走假設(shè)，存在隨時(shí)間的漸變，即模型參數(shù)不穩(wěn)定。表6檢驗(yàn)了長(zhǎng)期參數(shù)穩(wěn)定性，Sup-F，Lc統(tǒng)計(jì)量在1%水平上拒絕了長(zhǎng)期參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，另外Lc統(tǒng)計(jì)量還表示貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率的協(xié)整關(guān)系，這里得到了與前面協(xié)整檢驗(yàn)不同的結(jié)果，即二者不存在協(xié)整關(guān)系。

（三）分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)及分析

上文進(jìn)行的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)表明之前做的貨幣供應(yīng)量、長(zhǎng)期貸款利率與居民杠桿率之間的全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)確實(shí)可能由于結(jié)構(gòu)性變動(dòng)而得到不可靠的結(jié)論，基于此，現(xiàn)采用分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)方法進(jìn)一步檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量、長(zhǎng)期貸款利率與居民杠桿率在2001年第4季度到2020年第3季度的因果關(guān)系、正負(fù)相關(guān)性以及傳導(dǎo)效應(yīng)幅度，由于整個(gè)模型將處于24個(gè)單位固定窗口寬度下隨時(shí)間變化滾動(dòng)檢驗(yàn)，可以更全面、準(zhǔn)確的獲得子樣本的變動(dòng)特征。

1貨幣供應(yīng)量和杠桿率分樣本結(jié)果

MS和HL分樣本滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示，其中（a1）中的陰影部分表示拔靴值P小于01的部分，這段區(qū)間內(nèi)檢驗(yàn)結(jié)果拒絕MS不是HL因果關(guān)系的原假設(shè)，即二者存在單向因果關(guān)系，貨幣供應(yīng)量是居民杠桿率的格蘭杰原因;其中（a2）表示的是通過(guò)拔靴滾動(dòng)窗口的估計(jì)方法得到的MS對(duì)HL的影響系數(shù)的上下限及均值三條曲線，若影響系數(shù)的均值大于0，則MS對(duì)HL有正向的作用，若影響系數(shù)均值小于0，則有負(fù)向作用，且影響系數(shù)最小值大于0（三條曲線均在0線上方）及最大值小于0（三條曲線均在0線下方）分別表示樣本存在強(qiáng)烈的正向或負(fù)向影響。由于因果關(guān)系方向判定的前提是因果關(guān)系的判斷，因此我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時(shí)間區(qū)間對(duì)照，結(jié)合圖中（a1）（a2）來(lái)看，可以發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率在多個(gè)時(shí)間段存在負(fù)向的作用包括2008Q1-Q2、2009Q1-2012Q1、2016Q3-2017Q2。至此可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)前時(shí)間周期內(nèi)并不能驗(yàn)證假設(shè)1;但實(shí)證結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率的影響是不斷波動(dòng)的，不是一成不變的，故假設(shè)2成立。但是在2007年第一季度到2020年第一季度這一時(shí)期中，貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率的影響一直是負(fù)向的，且2009年多個(gè)季度二者的相關(guān)關(guān)系表現(xiàn)出強(qiáng)負(fù)相關(guān)的特征，這可能是因?yàn)?008年9月國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)，我國(guó)為消除金融危機(jī)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，在2008年11月推出了進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)的十大舉措，該舉措計(jì)劃到2010年底投資約4萬(wàn)億，也稱“四萬(wàn)億計(jì)劃”。此后，央行在同年11月、12月多次下調(diào)對(duì)金融機(jī)構(gòu)的再貼現(xiàn)利率，截止到2008年底，人民銀行對(duì)金融機(jī)構(gòu)的再貼現(xiàn)率由432%下降到297%，這大大增加了基礎(chǔ)貨幣的投放;另外11月中旬央行也下調(diào)了金融機(jī)構(gòu)的法定準(zhǔn)備金率和超額準(zhǔn)備金率，導(dǎo)致貨幣創(chuàng)造乘數(shù)提高，這些舉措都增加了貨幣供應(yīng)量。在寬松的貨幣政策的帶動(dòng)、央行積極投資的引導(dǎo)作用下，國(guó)民經(jīng)濟(jì)逐漸復(fù)蘇，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)步提升，名義GDP由2008年的32萬(wàn)億元人民幣增加為2012年的54萬(wàn)億人民幣，并且雖然國(guó)內(nèi)居民的信貸水平也隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢(shì)不斷上漲，但是中國(guó)居民長(zhǎng)期以來(lái)的消費(fèi)觀念決定了中國(guó)居民部門信貸杠桿在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)的增長(zhǎng)是緩慢的，是小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的，這種背景下居民部門的杠桿率水平是呈現(xiàn)與貨幣供應(yīng)量反向影響的。另外相對(duì)比2008Q1-Q2、2009Q1-2012Q1，2016Q3-2017Q2期間貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率的負(fù)向影響明顯降低，這可能是因?yàn)?012年證監(jiān)會(huì)提出積極引導(dǎo)民間資本進(jìn)入金融業(yè)，2013-2015年央行實(shí)行穩(wěn)健的貨幣政策，大力推動(dòng)金融改革、創(chuàng)新，引導(dǎo)貨幣信貸合理增長(zhǎng)，在此積極引導(dǎo)、帶動(dòng)作用下我國(guó)的金融業(yè)務(wù)獲得了長(zhǎng)足進(jìn)步，金融機(jī)構(gòu)信貸產(chǎn)品逐漸多元化，為居民貸款方式提供了更加多樣化的途徑;并且隨著中國(guó)居民生活水平的不斷提升，金融產(chǎn)品多元化發(fā)展，居民的消費(fèi)觀念也不斷發(fā)生變化，居民部門貸款意愿不斷提升;此外大量的貨幣流向房地產(chǎn)市場(chǎng)則直接導(dǎo)致居民債務(wù)特別是房產(chǎn)相關(guān)債務(wù)快速增長(zhǎng)，以上因素都使得居民部門的信貸水平不斷提升。另外不可忽視的是這個(gè)階段我國(guó)的GDP增速已經(jīng)處于下降通道，貨幣化收益呈現(xiàn)出不斷降低的態(tài)勢(shì)，在居民信貸水平不斷快速提升，而名義GDP增速緩慢的情況下，居民杠桿率水平受貨幣供應(yīng)量的負(fù)向作用逐漸減弱。

圖1MS和HL分樣本檢驗(yàn)結(jié)果

圖（b1）的陰影部分給出了HL是MS格蘭杰原因的區(qū)間，（b2）則報(bào)告了HL對(duì)MS的影響系數(shù)，同樣我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時(shí)間區(qū)間對(duì)照，結(jié)果表明居民杠桿率對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響在整個(gè)長(zhǎng)時(shí)間序列中是波動(dòng)的，但不同時(shí)間階段的影響系數(shù)都為正，該時(shí)間段包括2009Q2-Q4、2020Q1-Q3，該階段對(duì)應(yīng)居民杠桿率水平是增加的，也就是說(shuō)在這期間居民杠桿率的提升推動(dòng)了貨幣供應(yīng)量的增加，此結(jié)論表明假設(shè)3成立。2009年，為緩解國(guó)際金融危機(jī)對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響，我國(guó)采取了四萬(wàn)億的刺激計(jì)劃，該經(jīng)濟(jì)計(jì)劃和地方性建設(shè)聯(lián)動(dòng)，大大促進(jìn)了各部門的資金需求，包括居民部門的投資需求。據(jù)統(tǒng)計(jì)在中央財(cái)政刺激計(jì)劃的帶動(dòng)下，2009年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資達(dá)2248億元，同比增長(zhǎng)3010%，增速同比增長(zhǎng)46個(gè)百分點(diǎn)。國(guó)家的政策引導(dǎo)形成了公眾積極的預(yù)期，降低了公眾對(duì)不確定性的預(yù)期，進(jìn)而導(dǎo)致貨幣的預(yù)防性需求減少，投機(jī)性需求增加，居民的借貸能力和意愿增加，居民杠桿率水平提升，在很大程度上減少了居民部門的現(xiàn)金持有水平，基于寬松的貨幣政策銀行也不再惜貸，導(dǎo)致現(xiàn)金漏損率降低，貨幣創(chuàng)造乘數(shù)增加，從而導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的增加。而2020年，面對(duì)突如其來(lái)的新冠疫情，我國(guó)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)受到?jīng)_擊，第一季度我國(guó)GDP增速降為-68%，二三季度逐步恢復(fù)，分別為32%和49%，這意味著該階段我國(guó)居民杠桿率可能是由于經(jīng)濟(jì)下滑而攀升，即此時(shí)居民杠桿率攀升的內(nèi)涵不再是居民信貸水平的快速上升，而是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的減慢。為防止出現(xiàn)流動(dòng)性危機(jī)，恢復(fù)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)，央行采取了價(jià)降量寬、放松監(jiān)管的政策組合。2020年第一季度，針對(duì)新冠疫情防控，央行1月向部分銀行提供3000億低成本專項(xiàng)再貸款資金，2月再次增加再貸款再貼現(xiàn)專用額度5000億元，并且下調(diào)部分用途的再貸款利率;同年第三季度，央行從7月1日起下調(diào)再貸款、再貼現(xiàn)利率，其中再貼現(xiàn)利率下降025個(gè)百分點(diǎn)，金融穩(wěn)定再貸款利率下降05個(gè)百分點(diǎn)。在這個(gè)階段，居民杠桿率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反映促使央行加大了基礎(chǔ)貨幣的投放，并且提高了貨幣創(chuàng)造乘數(shù)，增加了有效貨幣供應(yīng)量。

2利率和居民杠桿率分樣本結(jié)果

RATE和HL分樣本滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)結(jié)果如圖所示，其中（c1）中的陰影部分表示拔靴值P小于01的部分，這段區(qū)間內(nèi)檢驗(yàn)結(jié)果拒絕RATE不是HL因果關(guān)系的原假設(shè)，即二者存在單向因果關(guān)系，長(zhǎng)期貸款利率是居民杠桿率的格蘭杰原因;其中（c2）表示的是通過(guò)拔靴滾動(dòng)窗口的估計(jì)方法得到的RATE對(duì)HL的影響系數(shù)的上下限及均值三條曲線，若影響系數(shù)的均值大于0，則RATE對(duì)HL有正向的作用，若影響系數(shù)均值小于0，則有負(fù)向作用，且影響系數(shù)最小值大于0（三條曲線均在0線上方）及最大值小于0（三條曲線均在0線下方）分別表示樣本存在強(qiáng)烈的正向或負(fù)向影響。由于因果關(guān)系方向判定的前提是因果關(guān)系的判斷，因此我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時(shí)間區(qū)間對(duì)照。結(jié)合圖中（c1）、（c2）來(lái)看，可以發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期貸款利率對(duì)居民杠桿率在2007Q2-Q3、2012Q4-2013Q2、2014Q2-2015Q1多個(gè)時(shí)間段存在顯著的影響，且不同時(shí)間段內(nèi)影響系數(shù)發(fā)生較大變化，至此表明長(zhǎng)期貸款利率對(duì)居民杠桿率的影響在該時(shí)間序列階段存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，假設(shè)4成立。圖中表明2007年第2、3季度長(zhǎng)期貸款利率對(duì)居民杠桿率的影響效應(yīng)為正，這可能是因?yàn)樵谶@個(gè)階段央行為防止國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)過(guò)熱采取了緊縮性財(cái)政政策，從2007年1月15日起，央行先后十次上調(diào)人民幣存款準(zhǔn)備金率，先后6次提高金融機(jī)構(gòu)貸款基準(zhǔn)利率，隨之長(zhǎng)期貸款利率相繼提高，在這種大背景下居民對(duì)長(zhǎng)期貸款利率形成了不斷提升的預(yù)期。同時(shí)由于20世紀(jì)80年代出現(xiàn)改革開放后的人口高峰，在包括該區(qū)間的很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)產(chǎn)生了大規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)的剛性需求，隨著利率的不斷升高，居民形成了長(zhǎng)期貸款利率會(huì)繼續(xù)升高的預(yù)期，長(zhǎng)期貸款利率提高意味著購(gòu)房成本增加，為減少購(gòu)房成本居民通過(guò)信貸擴(kuò)張，增加長(zhǎng)期貸款規(guī)模的方式購(gòu)房的需求反而不斷增強(qiáng)，長(zhǎng)期貸款利率對(duì)居民杠桿率水平呈現(xiàn)出正向效應(yīng)。2012Q4-2013Q2、2014Q2-2015Q1這兩個(gè)區(qū)間內(nèi)，長(zhǎng)期貸款利率對(duì)居民杠桿率的影響效果為負(fù)向，這可能是因?yàn)殡S著居民擁有房產(chǎn)的數(shù)量增加，居民部門對(duì)房地產(chǎn)的剛性需求逐步降低，并且伴隨著利率、房?jī)r(jià)不斷上漲，居民對(duì)房地產(chǎn)投資邊際收益減少，投資風(fēng)險(xiǎn)增加，故而投資需求也不斷降低。在此背景下，長(zhǎng)期貸款利率提高意味著成本的增加，長(zhǎng)期貸款利率提高會(huì)導(dǎo)致居民信貸需求降低，進(jìn)而導(dǎo)致居民部門杠桿率水平下降。

圖（d1）的陰影部分給出了HL是RATE格蘭杰原因的區(qū)間，（d2）則報(bào)告了HL對(duì)RATE的影響系數(shù)，同樣我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時(shí)間區(qū)間對(duì)照，結(jié)果表明居民杠桿率對(duì)長(zhǎng)期貸款利率的影響在整個(gè)長(zhǎng)時(shí)間序列中是波動(dòng)的，但不同時(shí)間段的影響系數(shù)都為負(fù)，該時(shí)間段包括2011Q4-2014Q1、2017Q4-2019Q4，即這兩個(gè)時(shí)間區(qū)間內(nèi)居民杠桿率對(duì)長(zhǎng)期貸款利率有負(fù)向作用，表現(xiàn)出強(qiáng)負(fù)相關(guān)的特征，此結(jié)論表明假設(shè)5成立。導(dǎo)致這種結(jié)果的原因可能是這兩個(gè)區(qū)間都位于國(guó)務(wù)院嚴(yán)格調(diào)控房?jī)r(jià)的區(qū)間，也是房?jī)r(jià)急劇攀升的兩個(gè)區(qū)間。為避免房?jī)r(jià)過(guò)快增長(zhǎng)，保證房地產(chǎn)市場(chǎng)穩(wěn)定，國(guó)務(wù)院于2010年1月出臺(tái)“國(guó)十一條”、同年4月出臺(tái)“國(guó)十條“，2011年1月出臺(tái)“新國(guó)八條”，2013年再次出臺(tái)“國(guó)五條”，這些舉措主要以限購(gòu)限貸為核心，逐步收緊購(gòu)房貸款，但對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的政策調(diào)控并未立刻實(shí)現(xiàn)房?jī)r(jià)的穩(wěn)控，反而讓居民部門形成未來(lái)購(gòu)房門檻提高的預(yù)期，導(dǎo)致房?jī)r(jià)不降反升，尤其是2013年“國(guó)五條”推出后，房?jī)r(jià)和交易量暴漲，其中北京、上海、深圳二手房?jī)r(jià)同比上漲36%、27%和21%，交易量上漲260%、183%和184%，居民部門不斷增加杠桿，購(gòu)買房產(chǎn)，杠桿率水平不斷提升的同時(shí)推動(dòng)著房?jī)r(jià)進(jìn)一步上漲，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)了居民部門的財(cái)富效應(yīng)，導(dǎo)致社會(huì)財(cái)富增加，緩解了流動(dòng)性約束，降低了利率，這與TIORL的結(jié)論殊途同歸[20]。另外，2010年后我國(guó)GDP增速已經(jīng)進(jìn)入下降通道，這意味著央行為維持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)無(wú)法采取提高利率水平的貨幣政策，因?yàn)檫@會(huì)導(dǎo)致投資需求下降，反而需要降低利率來(lái)擴(kuò)大內(nèi)需，GDP增速越慢，居民信貸規(guī)模越大，居民部門杠桿率水平越高，央行越需要寬松的貨幣政策來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)。截止到2014年下半年，多項(xiàng)樓市調(diào)控政策逐漸落實(shí)，房地產(chǎn)市場(chǎng)需求方面的投資水分逐漸被擠干，局部泡沫破裂，房?jī)r(jià)劇烈波動(dòng)，居民杠桿率水平對(duì)利率的負(fù)向作用不再明顯。與前一區(qū)間類似，2017年到2019年這個(gè)階段也是房地產(chǎn)調(diào)控政策出臺(tái)非常密集的階段，各地樓市出臺(tái)政策嚴(yán)格狙擊房地產(chǎn)投資投機(jī)需求，減緩房地產(chǎn)市場(chǎng)不斷升溫的勢(shì)頭。雖然政策調(diào)整下部分地區(qū)房?jī)r(jià)增幅逐漸下降但是整體的房?jī)r(jià)還是呈上漲趨勢(shì)，這意味著居民杠桿率通過(guò)流動(dòng)性影響利率的傳導(dǎo)機(jī)制依然存在，這也反映了，央行在長(zhǎng)期貸款利率的設(shè)定方面并沒有關(guān)注居民杠桿率水平，并沒有把控制長(zhǎng)期貸款利率作為穩(wěn)控居民杠桿率手段。

四、結(jié)論與啟示

本文通過(guò)拔靴滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)法對(duì)貨幣供應(yīng)量、長(zhǎng)期貸款利率對(duì)居民杠桿率的傳遞效應(yīng)進(jìn)行了研究，并識(shí)別了相關(guān)關(guān)系的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，基于實(shí)證結(jié)果得到以下結(jié)論：（1）綜合來(lái)看，當(dāng)前的貨幣政策不能實(shí)現(xiàn)對(duì)居民杠桿率水平的有效調(diào)控，不管是以貨幣供應(yīng)量作為中介指標(biāo)的數(shù)量型貨幣政策還是以利率作為中介指標(biāo)的價(jià)格型貨幣政策在穩(wěn)控居民杠桿率水平方面都存在不足。（2）貨幣供應(yīng)量對(duì)居民杠桿率存在負(fù)向的影響效應(yīng)，這表明，貨幣供應(yīng)量的超發(fā)并不是導(dǎo)致近些年居民杠桿率不斷攀升的原因，控制貨幣供應(yīng)量不能夠穩(wěn)控居民部門杠桿率水平，反而會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變緩，名義GDP增速降低，居民杠桿率水平進(jìn)一步提升。這也在一定程度上表明當(dāng)前貨幣政策下單純的控制貨幣供應(yīng)量不能充分實(shí)現(xiàn)對(duì)居民杠桿率水平的穩(wěn)控。另外居民杠桿率對(duì)貨幣供應(yīng)量也存在分階段的、波動(dòng)的正向作用，表明居民部門信貸水平的提高在一定程度上會(huì)增加貨幣供應(yīng)量，也是我國(guó)貨幣供求均衡逐步轉(zhuǎn)向需求主導(dǎo)的一種反映。（3）長(zhǎng)期貸款利率對(duì)居民杠桿率的傳遞效應(yīng)存在時(shí)變性，在不同時(shí)間段存在差異，表明央行通過(guò)利率手段調(diào)控居民杠桿率的效果呈現(xiàn)復(fù)雜性和不確定性;同時(shí)居民杠桿率對(duì)長(zhǎng)期貸款利率存在顯著的負(fù)向作用，居民杠桿率水平的提高緩解了流動(dòng)性約束導(dǎo)致長(zhǎng)期貸款利率水平降低。

根據(jù)以上結(jié)論，獲得如下政策啟示：（1）堅(jiān)持平穩(wěn)的貨幣政策，保障貨幣供應(yīng)量平穩(wěn)增長(zhǎng)。實(shí)證結(jié)果表明，不管是貨幣供應(yīng)量還是長(zhǎng)期貸款利率都對(duì)居民杠桿率有顯著影響，穩(wěn)定居民部門杠桿率水平，把控居民部門風(fēng)險(xiǎn)平穩(wěn)的貨幣政策必不可少[21]。（2）積極有序推進(jìn)利率市場(chǎng)化，利率對(duì)居民杠桿率的影響存在時(shí)變效應(yīng)，一定程度上增加了利率對(duì)居民杠桿率的調(diào)控難度。我國(guó)的利率市場(chǎng)化進(jìn)程尚未完成，存貸款利率無(wú)法對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行靈敏反應(yīng)，穩(wěn)步有序地推進(jìn)利率市場(chǎng)化能夠促進(jìn)統(tǒng)一開放、競(jìng)爭(zhēng)有序的多層級(jí)金融體系的建立，能更好地發(fā)揮利率對(duì)居民杠桿率水平的調(diào)節(jié)作用。（3）要加強(qiáng)貨幣政策與宏觀審慎政策協(xié)調(diào)配合，提高政策調(diào)控效率。本文研究發(fā)現(xiàn)由于貨幣政策調(diào)控目標(biāo)與居民杠桿率之間的關(guān)系存在時(shí)變效應(yīng)，所以單純的貨幣政策不能實(shí)現(xiàn)對(duì)居民部門杠桿率水平的穩(wěn)控，貨幣內(nèi)生性更增加了貨幣政策調(diào)控的難度。要想實(shí)現(xiàn)準(zhǔn)確調(diào)控，就要把握不同階段不同傳導(dǎo)效應(yīng)產(chǎn)生的不同因果，制定有針對(duì)性的政策，而不是一概而論。宏觀審慎政策對(duì)貨幣政策有一定的互補(bǔ)性和替代性，而且相比于貨幣政策大方向上的把控，宏觀審慎政策更靈活，調(diào)控力度也更精準(zhǔn)，合理搭配使用宏觀審慎政策可以提高貨幣政策的傳導(dǎo)效率。未來(lái)應(yīng)該健全協(xié)調(diào)配合的“雙支柱”調(diào)控架構(gòu)，靈活采取貨幣政策和宏觀審慎政策協(xié)調(diào)配合，發(fā)揮宏觀審慎政策的優(yōu)勢(shì)，彌補(bǔ)貨幣政策調(diào)控居民杠桿率水平的不足，提高政策的調(diào)控效率。

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China′sMonetaryPolicyRegulationandtheRisingLeverageRatioofResidents

WANGuang-cai，CHENXin-xin

（SchoolofFinance，AnhuiUniversityofFinanceandEconomics，Bengbu233030，China）

Abstract：BasedonthecurrenteconomicsituationoftherapidriseofleverageratioinChina′sresidentialsector，thispaperempiricallystudiesthetransmissioneffectofmonetarypolicyontheleverageratioofresidentsbyusingthemethodofrollingwindowcausalitytest.Thismethodcanidentifyanddealwiththestructuralmutationoftherelationshipbetweenvariables，andtherollingwindowtechnologycanprovidenewempiricalevidenceforthedynamicrelationshipbetweenmonetarypolicyandhouseholdleverage.Theempiricalresultsshowthat：China′smonetarypolicyregulationiscloselyrelatedtotherisingleverageratioofresidents，andtherearestructuralchangesintherelationshipbetweenthetwoinalongtimeseries.Ontheonehand，themoneysupplyhasanegativeeffectontheresidents′leverageratio，andtheresidents′leverageratiohasapositiveeffectonthemoneysupply;ontheotherhand，theregulationofinterestrateontheresidents′leverageratiohasatime-varyingfeature，andtheresidents′leverageratiohasanegativeeffectontheinterestrate.Basedontherelationshipbetweenmonetarypolicyregulationandresidents′leverageratio，thispaperarguesthatmonetarypolicycannotaccuratelyregulatetheleverageratioofresidents′departments，andshouldbecombinedwithmacroPrudentialpolicytomakeupforthelackofmonetarypolicyandimprovetheefficiencyofpolicy.

Keywords：monetarypolicy;moneysupply;longtermloaninterestrate;residentleverageratio;rollingwindow

（責(zé)任編輯：周正）