摘 要：近年來，我國為促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展，國務(wù)院多次強(qiáng)調(diào)實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策。穩(wěn)健的貨幣政策實(shí)施效果依賴于貨幣政策的有效性，為深入研究當(dāng)前我國貨幣政策的有效性，文章基于利率傳導(dǎo)機(jī)制和匯率傳導(dǎo)機(jī)制，采用2006年1月至2022年4月貨幣供應(yīng)量、利率、匯率等數(shù)據(jù)建立VAR模型，對(duì)我國貨幣政策有效性進(jìn)行了實(shí)證分析。本文通過對(duì)傳遞中介和最終效果的回歸，得出以下結(jié)論：我國貨幣供應(yīng)量與利率關(guān)系不顯著、貨幣供應(yīng)量對(duì)資本市場(chǎng)影響不顯著、貨幣供應(yīng)量與匯率及制造業(yè)和凈出口關(guān)系較為密切，因此我國應(yīng)接近于浮動(dòng)匯率制下資本自由流動(dòng)的小國開放經(jīng)濟(jì)模型。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；利率傳導(dǎo)；匯率傳導(dǎo)；三元悖論；資本市場(chǎng)

本文索引：張政.<變量 2>[J].中國商論，2023（06）：-110.

中圖分類號(hào)：F822.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2023）03（b）--03

黨的十九大以來，國務(wù)院曾多次強(qiáng)調(diào)實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，以貨幣政策促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定健康發(fā)展。2021年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議曾指出，2022年經(jīng)濟(jì)要穩(wěn)字當(dāng)頭、穩(wěn)中求進(jìn)，穩(wěn)健的貨幣政策要靈活適度。2022年，為穩(wěn)定全國經(jīng)濟(jì)大盤，李克強(qiáng)總理在5月25日召開全國穩(wěn)住經(jīng)濟(jì)大盤電視電話會(huì)議。會(huì)議強(qiáng)調(diào)：疫情爆發(fā)以來，我國堅(jiān)持正常貨幣政策，既避免了嚴(yán)重通貨膨脹干擾經(jīng)濟(jì)增長，又可在經(jīng)濟(jì)遇到下行壓力時(shí)有條件、有空間采取適當(dāng)措施積極應(yīng)對(duì)。相比歐美國家，中國的政策空間足，回旋余地大。面對(duì)當(dāng)前多種不確定性因素，要深入研判流動(dòng)性供求趨勢(shì)，綜合運(yùn)用多種貨幣政策工具，保持流動(dòng)性合理充裕，進(jìn)一步提高操作的前瞻性、靈活性和有效性，穩(wěn)定好市場(chǎng)預(yù)期。

穩(wěn)健的貨幣政策實(shí)施效果要依賴于當(dāng)前我國貨幣政策的有效性。有關(guān)貨幣政策有效性的研究，大都基于凱恩斯學(xué)派的IS-LM模型以及開放經(jīng)濟(jì)下的蒙代爾－弗萊明模型，其中最具有代表性的就是三元悖論（The Impossible Trinity）。在三元悖論框架下，國外學(xué)者做了大量的實(shí)證研究。Forssbaeck＆Lars（2006）對(duì)開放經(jīng)濟(jì)下歐洲一些小國的貨幣政策獨(dú)立性進(jìn)行了研究，其研究結(jié)果與三元悖論表現(xiàn)一致。Glick＆Hutchison（2009）通過建立VEC模型對(duì)中國目前面臨的三元悖論進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，2006年以后由于外匯儲(chǔ)備規(guī)模的下降，外匯儲(chǔ)備繼續(xù)增長，導(dǎo)致中國面臨更大的通脹壓力。國內(nèi)有關(guān)貨幣政策有效性也大都基于三元悖論展開，鄧樂平等（2002）研究認(rèn)為我國貨幣政策存在一定的替代效應(yīng)，因此即使在浮動(dòng)匯率制下貨幣政策的獨(dú)立性也難以保證。胡再勇（2010）發(fā)現(xiàn)放寬匯率浮動(dòng)限制并不能提升貨幣政策的有效性，只能提升利率政策的自主性。

為深入研究我國貨幣政策的有效性，本文通過建立VAR模型對(duì)我國貨幣供應(yīng)量與傳遞中介利率和匯率的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，并對(duì)貨幣政策最終效果資本市場(chǎng)發(fā)展、制造業(yè)發(fā)展和凈出口變化進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，當(dāng)前我國更傾向于浮動(dòng)匯率制下資本自由流動(dòng)的小國開放經(jīng)濟(jì)模型，此時(shí)的貨幣政策通過匯率傳導(dǎo)機(jī)制能夠?qū)ξ覈闹圃鞓I(yè)和凈出口產(chǎn)生一定的影響。

1 研究數(shù)據(jù)與處理

1.1 研究數(shù)據(jù)

本文采用貨幣和準(zhǔn)貨幣（M2）作為人民幣貨幣供應(yīng)量指標(biāo)，反映了貨幣的存量情況，進(jìn)而量化了貨幣政策這一變量；采用人民幣實(shí)際有效匯率（EX）作為匯率變動(dòng)指標(biāo)，考慮了美元外其他貨幣對(duì)我國匯率的變動(dòng)產(chǎn)生的影響；采用上海銀行同業(yè)間7天拆借利率（Shibor）作為人民幣利率變動(dòng)指標(biāo)，充分反映了貨幣市場(chǎng)變動(dòng)情況；采用上證綜合指數(shù)（SSE）作為資本市場(chǎng)發(fā)展情況指標(biāo)，反映了資本市場(chǎng)的變動(dòng)情況；采用制造業(yè)采購經(jīng)理指數(shù)（PMI）作為制造業(yè)發(fā)展情況指標(biāo)，反映了國內(nèi)生產(chǎn)的變化；采用進(jìn)出口差額（NX）作為凈出口情況指標(biāo)，考量了國際貿(mào)易的變動(dòng)情況。本文數(shù)據(jù)研究區(qū)間為2006年1月至2022年4月，所用月度數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

1.2 描述性統(tǒng)計(jì)

為了克服時(shí)間序列數(shù)據(jù)中的波動(dòng)與異方差，對(duì)變量M2、EX、Shibor、SSE、PMI進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。本文用lnM2、lnEX、lnShibor、lnSSE、lnPMI分別來表示經(jīng)過處理后的人民幣貨幣供應(yīng)量指標(biāo)、人民幣匯率變動(dòng)指標(biāo)、人民幣利率變動(dòng)指標(biāo)、資本市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo)、制造業(yè)發(fā)展指標(biāo)。

1.3 單位根檢驗(yàn)與差分處理

為了確保模型操作的可靠性，在建立向量自回歸模型之前，必須對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。若時(shí)序數(shù)據(jù)為平穩(wěn)的，可將其帶入VAR模型計(jì)算。而對(duì)于不平穩(wěn)的時(shí)序數(shù)據(jù)，則要將其進(jìn)行差分，以求出平穩(wěn)的數(shù)據(jù)列，然后再進(jìn)行操作。首先，本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法，在10%的顯著水平下對(duì)變量lnM2、lnEX、lnShibor、lnSSE、lnPMI、NX進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明：變量lnEX和NX均為一階單整序列，其一階差分均呈現(xiàn)平穩(wěn)性，變量lnM2、lnShibor、lnSSE、lnPMI為零階單整型平穩(wěn)序列。通過一階差分的處理，變量lnEX和NX變成了dlnEX和dNX，從而使序列平穩(wěn)。綜合來看，本文數(shù)據(jù)滿足了相關(guān)檢驗(yàn)的前提條件。

2 傳遞中介回歸

根據(jù)傳統(tǒng)貨幣政策有效性理論，貨幣政策在封閉經(jīng)濟(jì)下將通過利率傳導(dǎo)至產(chǎn)品市場(chǎng)，在開放經(jīng)濟(jì)下將通過匯率傳導(dǎo)至產(chǎn)品市場(chǎng)，因此利率和匯率是貨幣政策有效性的中介指標(biāo)。本文在進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)首先建立lnM2、dlnEX、lnShibor的VAR模型1，研究貨幣政策對(duì)中介指標(biāo)的有效性。通過Eviews軟件，本文確定VAR模型1的滯后階數(shù)為6，并通過了AR根檢驗(yàn)。

2.1 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

向量自回歸模型只能反映三個(gè)變量之間的數(shù)量關(guān)系，但是并不能反映出它們之間的因果關(guān)系，因此本文進(jìn)一步進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明：人民幣匯率和利率能夠影響貨幣供應(yīng)量，貨幣供應(yīng)量能夠影響人民幣匯率，人民幣匯率能夠影響利率，即人民幣匯率和貨幣供應(yīng)量呈雙向因果關(guān)系。

2.2 脈沖響應(yīng)

本文對(duì)貨幣供應(yīng)量、人民幣匯率和利率進(jìn)行了脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖1和圖2所示。

由圖1可知：給外匯市場(chǎng)一個(gè)正向沖擊，對(duì)貨幣供應(yīng)量的正向影響會(huì)在第4期開始顯現(xiàn)，并逐漸擴(kuò)大，即人民幣的升值在后期會(huì)推動(dòng)貨幣供應(yīng)量的增加；給利率一個(gè)正向沖擊，對(duì)貨幣供應(yīng)量的負(fù)向影響會(huì)在第1期開始顯現(xiàn)，并逐漸擴(kuò)大，即利率的上升會(huì)推動(dòng)貨幣供應(yīng)量的減少，并在隨后通過貨幣乘數(shù)逐漸放大。

由圖2可知：給貨幣供應(yīng)量一個(gè)正向沖擊，對(duì)人民幣匯率的影響短期內(nèi)為正，第2期后則會(huì)負(fù)，即貨幣供應(yīng)量的增加在短期會(huì)推動(dòng)人民幣的升值，但在長期會(huì)使人民幣貶值，且長期的貶值影響明顯大于短期的升值影響；給貨幣供應(yīng)量一個(gè)正向沖擊，對(duì)人民幣利率產(chǎn)生負(fù)向影響，并在第4期結(jié)束，即貨幣供應(yīng)量的增加在短期會(huì)推動(dòng)利率的下降。

3 最終效果回歸

通過對(duì)傳遞中介的回歸，可知貨幣供應(yīng)量與人民幣匯率的因果關(guān)系更為顯著，利率與貨幣供應(yīng)量間只存在單向的因果關(guān)系。為了深入研究貨幣政策的有效性，本文對(duì)貨幣供應(yīng)量、資本市場(chǎng)指標(biāo)、制造業(yè)指標(biāo)、凈出口指標(biāo)進(jìn)行了實(shí)證研究。通過建立變量lnM2、lnSSE、lnPMI、dNX的VAR模型2，研究貨幣政策的最終效果。通過Eviews軟件，本文確定VAR模型2的滯后階數(shù)為6，并通過了AR根檢驗(yàn)。

3.1 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文對(duì)貨幣供應(yīng)量、凈出口和制造業(yè)進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明：貨幣供應(yīng)量能夠影響凈出口與制造業(yè)，凈出口與制造業(yè)也能夠影響貨幣供應(yīng)量，即貨幣供應(yīng)量分別與凈出口和制造業(yè)呈雙向因果關(guān)系，與資本市場(chǎng)無顯著關(guān)系。

3.2 脈沖響應(yīng)

本文對(duì)貨幣供應(yīng)量、凈出口和制造業(yè)進(jìn)行了脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖3和圖4所示。

由圖3可知：給貨幣供應(yīng)量一個(gè)正向沖擊，對(duì)凈出口的影響在短期為負(fù)，長期為正，即貨幣供應(yīng)量的增加在短期會(huì)導(dǎo)致凈出口的減少，長期會(huì)帶來凈出口的增加；給貨幣供應(yīng)量一個(gè)正向沖擊，對(duì)制造業(yè)的影響只有在第2期為負(fù)，其余皆為正，即貨幣供應(yīng)量的增加一般會(huì)推動(dòng)制造業(yè)的發(fā)展。

由圖4可知：給凈出口一個(gè)正向沖擊，會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量負(fù)向影響，即凈出口的增加會(huì)使貨幣供應(yīng)量減少；給制造業(yè)一個(gè)正向沖擊，對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生負(fù)向影響，即制造業(yè)的發(fā)展會(huì)使貨幣供應(yīng)量減少。

4 結(jié)語

綜上所述，我國的貨幣供應(yīng)量與利率關(guān)系并不顯著，進(jìn)而對(duì)資本市場(chǎng)不會(huì)產(chǎn)生較大影響，但匯率變動(dòng)則與貨幣供應(yīng)量關(guān)系較為顯著，并對(duì)我國制造業(yè)和凈出口產(chǎn)生一定的影響。具體來看，主要有以下幾點(diǎn)：

4.1 貨幣供應(yīng)量與利率不存在顯著性關(guān)系

根據(jù)傳統(tǒng)的IS-LM模型，在封閉經(jīng)濟(jì)下或大型開放經(jīng)濟(jì)體下，貨幣供給的增加會(huì)降低利率，進(jìn)而刺激投資，從而擴(kuò)大對(duì)商品和服務(wù)的需求，即貨幣的利率傳導(dǎo)機(jī)制。然而本文實(shí)證結(jié)果表明，我國的貨幣供應(yīng)量與利率之間不存在明顯的因果關(guān)系，結(jié)合我國實(shí)際情況分析其主要原因有：（1）我國是一個(gè)開放的經(jīng)濟(jì)體；（2）我國在國際資本市場(chǎng)影響力較弱；（3）政府對(duì)利率市場(chǎng)的管控。

4.2 貨幣供應(yīng)量對(duì)資本市場(chǎng)影響不顯著

根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，我國貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對(duì)資本市場(chǎng)產(chǎn)生的影響并不顯著，即當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，上證綜合指數(shù)并不會(huì)出現(xiàn)明顯的上漲?？紤]到本文在傳遞中介回歸中，貨幣供應(yīng)量與利率間的關(guān)系并不顯著，因此在最終效果回歸中，貨幣供應(yīng)量對(duì)資本市場(chǎng)影響也不顯著符合經(jīng)濟(jì)邏輯，從而反向證明了貨幣的利率傳導(dǎo)機(jī)制的存在。

4.3 貨幣供應(yīng)量與匯率及凈出口和制造業(yè)關(guān)系密切

根據(jù)開放經(jīng)濟(jì)下的蒙代爾-弗萊明模型，浮動(dòng)匯率制下，資本自由流動(dòng)的小國開放經(jīng)濟(jì)貨幣政策是有效的。擴(kuò)張的貨幣政策會(huì)給國內(nèi)利率向下的壓力，促使資本的外流，在資本外流的情況下本幣貶值，進(jìn)而促進(jìn)該國凈出口的增加，從而增加總收入。在對(duì)傳遞中介的回歸研究中，貨幣供應(yīng)量與匯率間關(guān)系較為密切。在對(duì)最終效果的回歸研究中，貨幣供應(yīng)量會(huì)對(duì)凈出口和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一定影響。因此，我國應(yīng)接近于浮動(dòng)匯率制下資本自由流動(dòng)的小國開放經(jīng)濟(jì)模型。

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