我國貨幣政策傳導機制有效性的實證研究

摘要：本文應用當代主流的計量經濟學的研究方法，通過對2002年以來相關的經濟金融月度數據的實證分析，探究了我國貨幣政策傳導渠道之匯率傳導渠道的運作機制以及傳導效果，提出了完善我國貨幣政策傳導的微觀金融環境、推動我國金融市場建設和金融體制改革的建議。

關鍵詞：貨幣政策傳導機制；匯率傳導渠道；有效性；協整檢驗；VAR模型

中圖分類號：F822文獻標識碼：Ａ文章編號:１００３－９０３１(２０11)05－００18－０5DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.05.05

一、引言

2008年下半年開始，一場由美國次貸危機引發的金融危機在全球蔓延開來。本輪全球金融危機極大地打擊了金融業和金融市場的信心，貨幣市場和信貸市場一度出現流動性短缺的情況。為了抗擊金融海嘯的巨大破壞性，西方主要經濟國家陸續采取了量化寬松的貨幣政策，通過各種金融創新工具向金融市場注入了大量的流動性。我國中央銀行也果斷地采取了降低法定存款準備金率、降低存貸款基準利率等適度寬松的貨幣政策，明顯提高了商業銀行的信貸規模，有效遏制了宏觀經濟下行的趨勢。在這個過程中，貨幣政策傳導機制作為聯系貨幣因素和實體經濟的重要紐帶發揮了至關重要的作用。

貨幣政策作為調節經濟的兩大支柱之一，在宏觀經濟調控過程中發揮著舉足輕重的作用，而貨幣政策傳導機制作為貨幣政策的核心內容，是連接貨幣因素與實體經濟活動的中介，直接關系到貨幣政策對實體經濟的作用效果。

當前技術進步、金融創新、全球化浪潮的層出不窮以及人們日益增長的金融服務需要都給傳統的貨幣政策傳導機制帶來了空前的挑戰，從而決定了貨幣政策傳導機制將是一個常研常新的課題。近年來，西方一些經濟學者開始重新界定貨幣與實體經濟變量之間的函數關系，其中許多問題都涉及到貨幣政策傳導機制。因此，作為一個研究課題，貨幣政策傳導機制表現出較強的生命力和前沿性。

二、文獻綜述

從實證研究方面來看，計量經濟學的不斷發展推動了計量經濟方法在貨幣政策應用領域里的深入研究。1980年西姆斯（C. A. Sims）將向量自回歸（VAR）模型引入到計量經濟學中，推動了經濟系統動態性分析的廣泛應用[1]。此后，VAR模型便被廣泛地運用于貨幣政策的研究之中。Bernanke（1986）運用VAR模型對美國的經濟數據進行研究，認為美國銀行貸款的沖擊對總需求具有相當程度的影響效果，因而信貸渠道在美聯儲的政策傳導中起著重要作用[2]。Dhakal Kandil（1993）運用VAR模型考察了美國股票價格和貨幣供給之間的關系，結果表明貨幣供應量的變動通過資產替代效應對股票價格有顯著的沖擊[3]。Kamin Rogers（2002）建立包括實際匯率、產出、通貨膨脹3個變量的VAR模型對墨西哥的經濟數據進行研究，發現產出的改變主要是由自身沖擊得以解釋，但永久性匯率貶值對產出的不利影響具有持久性[4]。從我國對貨幣政策傳導機制的研究來看，總體上定性分析多于定量分析。僅從定量分析方法來看，20世紀90年代的基本研究方法還是采用簡單回歸分析，2000年以來運用現代計量經濟學的研究成果開始出現，近年來大量的實證研究基本上都采用了高等計量模型。盛朝暉（2006）研究了我國1994—2004年貨幣政策主要傳導渠道效應，認為信貸渠道在貨幣政策傳導渠道中發揮主要作用，利率傳導渠道的作用得到發揮，資本市場傳導渠道效應開始顯現[5]。楚爾鳴（2007）對2000—2005年我國貨幣政策利率傳導有效性進行了實證分析，結果表明貨幣供應量很難引起利率的變動，而且利率也不是引起投資和消費變動的主要原因，從而說明我國貨幣政策的利率傳導渠道存在梗阻[6]。孫敬祥（2008）實證檢驗了1996—2007年我國貨幣政策利率傳導機制的有效性，得出了這段時間內我國的利率傳導機制有效性相對較弱的結論。研究表明，利率對各經濟變量產生了一定的影響，但對宏觀經濟變量的解釋能力偏弱，而貨幣供給可以跨過利率直接影響消費、投資和產出水平[7]。江群、曾令華、黃澤先（2008）對1993—2007年我國貨幣政策信貸傳導渠道進行了動態分析，結果表明我國貨幣政策信貸傳導渠道有不斷弱化的趨勢。研究認為，我國貨幣政策信貸傳導渠道的變遷有其特定的微觀基礎和制度環境，是適應我國經濟金融體制改革的必然結果[8]。柳明花、李虹墨（2008）對我國1998年第一季度至2007年第三季度的季度數據進行實證檢驗，結果表明，雖然貨幣政策傳導機制的貨幣渠道與信貸渠道都作用于經濟，但信貸渠道效果更加顯著[9]。董亮、胡海鷗（2008）對我國貨幣政策資產價格傳導渠道進行了實證研究，結果表明，雖然資產價格可以影響投資和消費，但是投資的托賓q效應和消費的財富效應都很不明顯，以致資產價格傳導渠道在我國不夠通暢[10]。蔣科（2009）選取1998年1月至2008年12月我國的貸款總額增長率、貨幣供應量增長率、實際產出增長率以及通貨膨脹率等月度數據，研究我國貨幣政策傳導渠道，發現在我國貨幣政策能夠同時通過貨幣渠道和信貸渠道影響通貨膨脹率，但只能通過貨幣渠道影響經濟增長率[11]。王振杰、陶士貴（2009）比較分析了1994—2008年我國貨幣政策主要傳導渠道效應，認為信貸渠道和貨幣渠道共同發揮作用，但信貸渠道起主要作用，而貨幣渠道只是作為輔助機制而存在[12]。

可見，我國學者在貨幣政策傳導機制的研究方面已經做了許多工作，積累了豐富的經驗，也產生了不少前沿成果。但遺憾的是這些研究往往只是對貨幣政策傳導機制中的利率渠道和信貸渠道或某個問題進行考察和研究，而缺乏對資產價格渠道和匯率渠道的研究。本文認為隨著我國資本市場制度建設的逐步完善、外匯管制的逐漸放松以及匯率形成機制改革的漸進實施，資產價格和匯率兩方面在貨幣政策傳導過程中開始逐漸發揮作用，因此非常有必要在研究我國貨幣政策傳導機制有效性問題時加入對資產價格渠道和匯率渠道的研究，從而使研究更加系統和全面。

三、分析框架與變量選取

貨幣政策匯率渠道的傳導過程是中央銀行通過實施貨幣政策工具影響貨幣供應量，通過貨幣供應量的改變影響匯率，再通過匯率的變化影響凈出口最終影響到產出水平，具體分析框架：貨幣供應量→匯率→凈出口→產出。故在分析匯率傳導渠道時需要選取的變量指標有貨幣供應量、匯率、凈出口、產出。

在匯率指標的選取方面，本文選擇人民幣實際有效匯率作為衡量匯率水平的指標。有效匯率是以貿易比重為權數的加權平均匯率指數，用于反映一國貨幣匯率在國際貿易中的總體競爭力和總體波動幅度。一般來說，一國的產品出口到不同的國家可能會使用不同的匯率，并且一國貨幣在對某種貨幣升值的同時也可能在對另一種貨幣貶值，即使該種貨幣同時對其他貨幣升值（或貶值），其幅度也不是完全一致的。因此，從20世紀70年代末起國際上開始使用有效匯率來觀察某種貨幣的總體波動幅度及其在國際貿易和金融領域中的總體地位。在具體的實證過程中，通常將有效匯率區分為名義有效匯率和實際有效匯率。一國的名義有效匯率等于其貨幣與所有貿易伙伴國貨幣雙邊名義匯率的加權平均數，如果剔除通貨膨脹對各國貨幣購買力的影響，就可以得到實際有效匯率。實際有效匯率不僅考慮了所有雙邊名義匯率的相對變動情況，而且還剔除了通貨膨脹對貨幣本身價值變動的影響，能夠綜合反映本國貨幣的對外價值和相對購買力。實際有效匯率的樣本區間選擇2002年1月至2010年12月，數據來源于國際清算銀行（BIS）（http://www.bis.org）網站的匯率報表。凈出口采用月度貿易差額t來度量，樣本期間同樣選擇2002年1月至2010年12月，數據來源于國家商務部網站（http://www.mofcom.gov.cn/）的月度貿易差額情況表。貨幣供應量仍采用M2度量，產出水平也繼續采用工業增加值q度量，數據與前面的分析相同。

四、數據處理與檢驗

從圖1、圖2中可以看出，貿易差額t不僅具有非零均值和上升趨勢的特征，而且有明顯的季節波動性，故先對其采用Census X12方法進行季節調整，經調整后的序列記為tx，實際有效匯率f則沒有明顯的季節性波動，從而不需要進行季節性調整。同時為了消除數據序列中可能存在的異方差，再對f、tx取對數，分別記為Lf、Ltx。

（一）單位根檢驗

建立VAR模型的前提要求是變量是平穩時間序列或者變量之間存在協整關系，因此，首先需要對模型中的變量進行平穩性檢驗。如果模型中的變量都是平穩時間序列，則可直接建立VAR模型。如果模型中的變量是非平穩時間序列，則需要對變量進行協整檢驗以判斷變量之間是否存在協整關系。對于存在協整關系的變量也可以建立附加協整約束的VAR模型。

平穩性檢驗有多種方法，其中ADF單位根檢驗是最常用的一種檢驗方法。本文利用EViews6.0軟件分別對各變量的水平值、一階差分序列進行ADF單位根檢驗，以確定各序列的單整階數。由于后續實證研究中所用到的Johansen協整檢驗和Granger因果關系檢驗對模型中變量所取的滯后期長度非常敏感，因此本文滯后階數的選擇原則應使回歸式的殘差符合白噪聲狀態①。具體檢驗結果見表1。

檢驗結果表明，變量Lf、Ltx的水平值在10%的顯著性水平上都接受原假設，而其一階差分值在1%的顯著性水平上都拒絕原假設，所以變量Lf、Ltx都是一階單整序列。

（二）約翰遜協整檢驗

由于所分析的經濟數據是非平穩時間序列，不能直接建立VAR模型估計參數。但是具有相同單整階數的非平穩時間序列之間的某種線性組合可能是平穩的，即各數據序列之間可能具有協整關系，從而滿足建立VAR模型的條件。由于是多變量數據序列的協整檢驗，故在此采用Johansen協整檢驗法來對其進行檢驗③。具體檢驗結果見表2。

由檢驗結果可以看出，對于不存在協整關系的原假設，跡統計量和最大特征值統計量都大于各自的臨界值，即拒絕原假設，說明變量之間存在協整關系；對于至多存在一個協整關系的原假設，跡統計量和最大特征值統計量都小于各自的臨界值，即接受原假設，說明變量之間存在一個唯一的協整關系。所以變量LM2x、Lf、Ltx、Lqx之間可以建立VAR模型。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

由于協整檢驗僅僅是一種數量關系的分析，并不能完全說明在長期中各變量之間的因果關系。如貨幣供應量與實際有效匯率之間的協整關系，既有可能是貨幣供應量的變動引起了實際有效匯率的變動，也有可能是實際有效匯率的變動引起了貨幣供應量的變動。為了確定貨幣供應量與模型中各變量之間的因果關系，就必須進行格蘭杰因果關系檢驗。具體檢驗結果見表3。

從檢驗結果來看，我國貨幣供應量的變動是實際有效匯率變動的格蘭杰原因，但實際有效匯率的變動不是引起貿易差額和產出水平變動的格蘭杰原因。以上分析表明，我國通過貨幣供應量的變動能在一定程度上引起實際有效匯率的變動，但實際有效匯率的變動對凈出口和產出水平的傳導有效性較低。

五、模型建立與分析

（一）VAR模型的建立

建立VAR模型的關鍵在于確定模型的滯后期，滯后期不能太大也不能太小。若太小則誤差項的自相關性可能會比較嚴重，從而導致模型參數估計的誤差過大；若過大則會使模型的自由度減小，直接影響參數估計量的有效性。利用AIC準則和SC準則確定VAR模型的滯后期①，經過計算滯后2期的AIC值和SC值最小，故模型選擇滯后2期是合理的。利用EViews6.0軟件建立匯率傳導渠道的VAR模型，其向量表示形式為：

LM2xtLftLtxtLqxt=0.8041-0.00630.0005-0.00380.5605 0.8165 0.0005-0.0708-8.1572 1.2776 -0.0466 -1.88920.7728 -0.2478 -0.0106 0.6448LM2xt-1Lft-1Ltxt-1Lqxt-1+0.2095-0.00490.0006-0.0096-0.3340 -0.0323 0.0013-0.08041.4873 4.98870.08428.8457-0.66980.14360.00380.2797LM2xt-2Lft-2Ltxt-2Lqxt-2+0.0067-0.5487-1.0551-0.1166

（二）脈沖響應函數

在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對變量作任何先驗性的約束，因此在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，這種分析方法稱為脈沖響應函數方法。脈沖響應函數描述了來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響情況，它能夠形象地刻畫出變量之間動態作用的路徑變化。因此，為了更具體地展現貨幣政策匯率渠道的傳導過程，以及更為形象地說明貨幣供應量、匯率、凈出口和產出之間的短期動態關系，本文將利用匯率傳導渠道VAR模型的脈沖響應函數來分析它們的短期動態特征。用EViews6.0軟件生成的脈沖響應過程如圖3所示，圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期數，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，實線為脈沖響應函數的計算值，兩側的虛線為脈沖響應函數值兩倍標準差的偏離帶。

從脈沖響應函數圖來看，對于來自貨幣供應量的一個標準差沖擊，實際有效匯率在第1期基本沒有響應，第2期的脈沖響應值也只有0.003，隨后一直保持穩定，這說明我國貨幣供應量的增加短期內對實際有效匯率的影響很小。貿易差額對于來自實際有效匯率的一個標準差沖擊在第1期的脈沖響應值為0.08，第2期降為0.03，第3期又增至0.09，隨后呈現下降趨勢，這說明我國實際有效匯率的上升即人民幣升值，短期內會導致凈出口的小幅增加。工業增加值對于來自貿易差額的一個標準差沖擊在第1期的脈沖響應值為0.012，第2期降為0，第3期又增至0.007，隨后基本保持穩定，這說明我國凈出口的變動短期內對產出水平產生了一定的正向影響。

（三）方差分解

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解能夠給出對VAR模型中的變量產生影響的各個隨機擾動的相對重要性的信息?；趨R率傳導渠道的VAR模型進行方差分解，結果見圖4。圖中橫軸表示沖擊的滯后期數，縱軸表示每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度。

從方差分解結果圖來看，實際有效匯率的預測誤差波動主要來自于自身的影響，第12期時為74.5%，而來自貨幣供應量的信息對預測誤差的貢獻度在第12期時僅為6.0%，這說明我國貨幣供應量的變動在短期對實際有效匯率的傳導效果較差。貿易差額的預測誤差波動同樣主要來自于自身的影響，在第12期時達87.8%，而來自實際有效匯率的信息對預測誤差的貢獻度僅為2.7%，這說明我國實際有效匯率的變動在短期對凈出口的傳導有效性非常低。對于產出水平來說，其預測誤差波動受自身影響的貢獻度在第12期時為55.4%，而來自實際有效匯率的信息對預測誤差的貢獻度達到34.4%，這說明我國實際有效匯率的變動在短期對產出水平能夠起到一定影響。

六、結論與政策建議

本文通過對我國貨幣政策匯率傳導渠道所作的實證分析，得出如下結論：中央銀行通過貨幣政策操作引起貨幣供應量的變動，但貨幣供應量的改變很難引起實際有效匯率的變動，這降低了貨幣政策操作對實際有效匯率傳導的有效性。雖然實際有效匯率在短期內對產出水平能夠起到一定程度的影響，但從長期來看，實際有效匯率的變動并不是引起凈出口和產出水平變動的主要原因，而是導致中央銀行通過匯率的變動來影響凈出口，進而影響產出水平的有效性不足，這表明我國貨幣政策的匯率傳導渠道的有效性程度同樣較低。

結合我國的具體情況和國外匯率制度的實踐經驗來看，有管理的浮動匯率制是我國匯率制度改革的長期目標。實行浮動匯率制有利于貨幣政策的獨立性和有效性，也有利于推進我國資本項目開放的進程。2005年7月，中國人民銀行宣布實施以市場供求為基礎，參考一籃子貨幣進行調節，有管理的浮動匯率制，這是人民幣匯率形成機制的一次重大改革，標志著人民幣匯率制度已開始向有管理的浮動匯率制邁進。

人民幣匯率制度改革以來，關于匯率調整路徑的選擇問題成為了討論的熱點。從現行可供選擇的方案來看，主要有長期固定、階段調整、即時調整這3條路徑。如果選擇長期固定，就意味著保持人民幣現有匯率水平長期不變，這種調整路徑實質上又恢復到匯改之前的匯率制度，對貨幣政策的傳導形成比較嚴重的約束。如果選擇即時調整，就是人民幣匯率根據外匯市場供求狀況即時變動或頻繁變動。從目前來看，這既不符合我國經濟發展對人民幣匯率保持基本穩定的要求，也不符合實行有管理的浮動匯率制的本意。所謂階段調整，就是根據國內外經濟形勢的變化對人民幣匯率實行階段性調整，在階段內保持基本穩定。人民銀行可以考慮在國內經濟趨熱時適度使人民幣升值，而在國內經濟趨冷時適度使人民幣貶值。這種匯率調整路徑比較符合我國的實際情況，對宏觀經濟的影響比較溫和。

我國匯率制度的改革要堅持漸進性、可控性和自主性的原則，充分認識到當前人民幣匯率大幅波動對國內經濟可能帶來的風險。從近期來看，就是要適當擴大人民幣匯率的浮動區間，減少人民銀行在外匯市場上的被動操作，增強人民銀行在基礎貨幣投放上的主動性。當然，從國際匯率制度選擇的實踐經驗來看，一國的匯率制度需要根據一國的實際情況來具體確定，總的趨勢是更加靈活。今后可根據國際匯率制度選擇的趨勢并結合我國經濟發展的實際情況，進一步完善人民幣匯率形成機制，健全市場匯率形成的環境，逐步實施真正的可上下浮動的、有目標區間的匯率制度，從而構建起貨幣政策與匯率政策之間的協調機制。

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