貨幣政策傳導機制有效性的實證研究——基于我國利率傳導渠道的VAR模型分析＊

高 山，黃 楊，王 超

(1.北京工商大學經濟學院，北京 100048;2.上海財經大學金融學院，上海 200433;3.上海財經大學應用數學系，上海 200433)

一、緒 論

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。從理論上講，貨幣政策傳導機制是指導央行選擇貨幣政策的理論基礎。從實踐上看，貨幣政策傳導機制是金融調控中最復雜的問題，涉及到宏觀經濟政策和微觀經濟主體，決定著貨幣政策的有效性。因此，加強對我國貨幣政策傳導機制的研究，不僅可以為央行完善宏觀調控提供比較清晰的理論依據，而且有助于加深對我國宏觀經濟運行中的許多現實問題的認識，從而為進一步深化經濟金融體制改革奠定堅實的基礎。

對貨幣政策傳導機制的研究，由于各國經濟背景、金融環境和研究側重點的不同，產生了多種貨幣政策傳導機制理論。西方貨幣金融學中關于貨幣政策傳導機制的諸多理論對研究我國貨幣政策傳導機制問題都有著一定的借鑒作用。但是，目前我國金融體制改革在不斷深化，貨幣政策的宏觀環境和微觀基礎正處于不斷變革之中，金融環境和金融結構具有很大的不確定性，政府、金融機構、企業和居民的行為方式也在不斷發生改變。西方貨幣金融理論中的任何理論都與我國的實際情況存在著一定的差距。因此，結合我國自身經濟體制和金融環境的特點，分析研究我國當前的貨幣政策傳導機制有效性問題，探究影響和制約貨幣政策傳導機制有效性的因素，發掘提高貨幣政策傳導機制有效性的途徑，對最終建立起與貨幣政策間接調控相適應的多渠道、多層次的傳導體系，對提高貨幣政策調控宏觀經濟的有效性具有深刻現實意義。

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。

本文在實證分析過程中，以利率傳導渠道為視角，在實證研究方法上采用主流的分析金融時間序列的計量經濟方法 (主要包括CensusX12季節調整、ADF單位根檢驗、約翰遜協整檢驗、和格蘭杰因果關系檢驗等)，從長期的角度對貨幣政策傳導機制的有效性進行分析，在此基礎上建立當代研究貨幣政策傳導機制問題時廣泛采用的向量自回歸 (VAR)模型，而且還利用脈沖響應函數和方差分解對貨幣政策的具體傳導過程進行短期動態分析，使得在實證研究的方法上更加科學和嚴謹。

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分析的廣泛應用。此后，VAR模型便被廣泛地運用于貨幣政策的研究之中。Dhakal等［1］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。Kamin和Rogers［2］建立包括實際匯率、產出和通貨膨脹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。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，最近幾年大量的實證研究基本上都采用了高等計量模型。盛朝暉［3］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。楚爾鳴［4］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。孫敬祥［5］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。江群等［6］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，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。柳明花和李虹墨［7］對我國1998年第1季度至2007年第3季度的季度數據進行實證檢驗，結果表明貨幣政策傳導機制的貨幣渠道與信貸渠道雖然都作用于經濟，但信貸渠道效果更加顯著。董亮和胡海鷗［8］對我國貨幣政策資產價格傳導渠道進行了實證研究，結果表明資產價格雖然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。蔣科［9］選取1998年1月—2008年12月我國貸款總額增長率、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。王振杰和陶士貴［10］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。

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并沒有選取具有真正市場含義的經濟變量來測度我國貨幣政策傳導機制的有效性。本文在研究利率傳導渠道時，沒有選用銀行存貸款利率這個指標，主要是因為銀行存貸款利率還受到較多管制，不能準確及時地反映貨幣市場的變化。因此，本文選取銀行隔夜拆借利率作為利率水平的度量指標，使得在實證研究的指標選取方面更加合理和新穎。本文從長期靜態分析和短期動態分析兩個方面對貨幣政策傳導機制的有效性進行研究。在實證分析過程中，不僅利用約翰遜協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗等方法從長期的角度對貨幣政策傳導機制的有效性進行分析，而且還利用脈沖響應函數和方差分解對貨幣政策的具體傳導過程進行短期動態分析，使得在實證研究的方法上更加科學和嚴謹。

三、變量選擇

央行貨幣政策利用利率的杠桿作用，通過貨幣政策影響貨幣供應量，貨幣供應量的變化使得利率發生變化，進一步影響消費和投資的變化，并最終作用于生產環節，使產出水平發生變化。主要思路可以概括為：貨幣供應量→利率→投資和消費→產出。鑒于此，在分析利率傳導機制時一般需要研究的變量應包括貨幣供應量、利率、消費、投資和產出。

貨幣供應量可供選取的指標有M0、M1和M2，一般來說，我國央行在實施貨幣政策時是以廣義貨幣供應量M2作為中介指標的，因此本文選擇M2代表貨幣供應量的變化。相對于貨幣供應量來說，可以代表利率變化的變量很多，主要有商業銀行存貸款利率、銀行間同業拆借利率、銀行間債券回購利率和央行票據利率等。從市場化角度考慮，我國商業銀行存貸款利率尚未完全市場化，而銀行間同業拆借市場較早地實現了利率市場化，因此，選擇商業銀行存貸款利率衡量利率變化無法反映真實情況，同業拆借利率卻可以較準確地代表利率變化，并且其中的隔夜拆借是交易量最大的品種，因此本文選擇銀行間隔夜拆借利率r作為市場利率的度量指標。另外，考慮到統計數據的可獲得性，本文選用城鎮固定資產投資額k作為衡量投資的指標，用社會消費品零售總額h作為衡量消費的指標。而對于產出而言，一般可以用GDP來衡量，但是鑒于我國目前統計機構只公布GDP的季度數據，而加工之后所獲得的月度數據將影響數據的客觀性和準確性，因此本文借鑒了大多數學者所選用的方法，即選用工業增加值q來替代GDP作為產出的度量指標。從數據來源來看，貨幣供應量M2和銀行間隔夜拆借利率r的數據來源于中國人民銀行網站，城鎮固定資產投資額k、社會消費品零售總額h和工業增加值q的數據來源于國家統計局網站。所有數據都為2002年1月—2010年12月的月度數據。

四、數據處理與檢驗

我們將貨幣供應量、隔夜拆借利率、固定資產投資額、社會消費品零售總額和工業增加值(分別用M2、r、k、h和q表示)的數據繪制在曲線圖上 (如圖1、圖2和圖3所示)，便可以清晰地看出，貨幣供應量M2、固定資產投資額k、社會消費品零售總額h和工業增加值q具有非零均值和上升趨勢的特征，同時表現出明顯的季節波動性。鑒于此，本文對這4個時間序列變量進行季節性調整，所選用的方法是CensusX12，將調整后的序列分別記為M2x、kx、hx和qx。從圖1、圖2和圖3可以看出，隔夜拆借利率r不具有以上4個變量的特征，因此不需要進行季節性調整。同時我們知道，以上數據并不是完全線性變化，那么，異方差必須在序列中得到消除，方法是對M2x、r、kx、hx和qx取對數，分別記為 LM2x、Lr、Lkx、Lhx 和 Lqx［3］。

圖1 廣義貨幣供應量的變動情況

圖3 固定資產投資、消費品零售總額和工業增加值的變動情況

(一)單位根檢驗

VAR模型要求變量之間具有協整關系或是平穩時間序列，所以，在建立VAR模型之前，對模型中的變量進行平穩性檢驗必不可少。對于平穩時間序列的變量，可以直接運用VAR模型進行檢驗;否則，必須進行協整檢驗，判斷變量是否具有協整關系。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。

在眾多平穩性檢驗的方法中，ADF單位根檢驗是最常用的一種檢驗方法。本文選用的軟件是Eviews6.0，將各個變量的水平值和一階方差進行ADF單位根檢驗，從而確定各序列的單整階數。本文后續工作中將用到約翰遜協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，而這兩個檢驗對變量所取的滯后期長度異常敏感，所以本文在滯后階數的選擇上注意使回歸式的殘差符合白噪聲狀態。①滯后階數的選擇滿足使AIC取值最小，以保證殘差符合白噪聲狀態。具體檢驗結果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗結果 (利率渠道)

檢驗結果表明，變量LM2x、Lr、Lkx、Lhx和Lqx所計算出來的τ值在絕對值上甚至低于顯著性水平為10%的臨界τ值，因此這5個變量的時間序列是非平穩的。但進一步可以發現，在對它們進行一階差分后，5個變量的τ檢驗值在絕對值上均大于顯著性水平為1%的臨界τ值，它們的一階差分都是平穩的。由此可知LM2x、Lr、Lkx、Lhx和Lqx都是一階單整序列，這也符合大部分經濟時間序列通常都是一階單整序列這一情況。

(二)約翰遜協整檢驗

直接通過VAR模型進行參數估計，要求所分析的數據是平穩時間序列，而本文所分析經濟數據并非平穩時間序列，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，因此可知這些數據序列之間存在協整關系，從而滿足建立VAR模型的條件。我們知道，多變量的協整檢驗需要采用約翰遜協整檢驗法來檢驗。①協整檢驗主要有格蘭杰檢驗法和約翰遜檢驗法，格蘭杰檢驗法適用于雙變量數據序列的協整檢驗，約翰遜檢驗法適用于多變量數據序列的協整檢驗。通過表2可以看出檢驗結果。

表2 約翰遜協整檢驗結果 (利率渠道)

由檢驗結果可知，如果原假設不存在協整關系，則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;如果原假設至多存在1個協整關系，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1個唯一的協整關系。由此可知，變量LM2x、Lr、Lkx、Lhx和Lqx之間滿足建立VAR模型的條件。

(三)格蘭杰因果關系檢驗

如果變量之間存在協整關系，僅僅可以從長期看出這些變量的均衡關系，短期內即使受到隨機因素的干擾而有可能偏離均值，但是隨著時間推移也將逐漸回到均衡狀態;然而變量之間存在協整關系，無法說明他們存在因果關系，因此為了客觀準確地測評貨幣政策利率渠道的傳導效果，引入格蘭杰檢驗就變得十分必要。格蘭杰因果關系檢驗結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果 (利率渠道)

由表3可知，P值均大于0.10，因此接受原假設，Lr與LM2x、Lkx和Lhx之間均不存在因果關系，既無法看出貨幣供應量的變動是隔夜拆借利率變動的格蘭杰原因，也無法看出隔夜拆借利率的變動是固定資產投資和社會消費品零售總額變動的格蘭杰原因。由此可知，從我國來看，用貨幣供應量變化來控制隔夜拆借率變化，將不會取得較好效果，以此類推，通過控制隔夜拆借率變動來影響投資和消費的效率也不高。

五、建立模型與相關分析

(一)VAR模型

VAR模型建立的關鍵問題在于確定滯后期，滯后期不能太小也不能太大，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;若太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［4］。利用AIC準則和SC準則確定VAR模型的滯后期。②關于VAR模型滯后期的決定方法，一般是采用AIC準則和SC準則來確定，根據AIC和SC的最小值來選擇。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軟件建立利率傳導渠道的VAR模型，其向量表示形式為：

(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，它無需對變量做任何先驗性的約束，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，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利率渠道的傳導過程，以及更為形象地說明貨幣供應量、利率、投資、消費和產出之間的動態關系，下面將利用利率傳導渠道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4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。

圖4 脈沖響應過程 (利率渠道)

從脈沖響應函數圖來看，隔夜拆借利率對于貨幣供應量的1個標準差沖擊的脈沖響應值在第1期達到0.006，在第2期變為－0.004，而在第3期又恢復到0.002，之后基本保持穩定。這表明我國貨幣供應量的變化短期內對市場利率的影響效果比較微弱。對于隔夜拆借利率的1個標準差沖擊，投資在前3期基本沒有受到任何影響，從第4期開始才逐漸產生影響，但整個過程中的影響都非常有限，至第12期脈沖響應值僅為－0.008，而消費對隔夜拆借利率的脈沖響應值在第1期為0.004，到第4期降為0.000，之后呈現下降的趨勢，至第12期達到－0.005。這說明市場利率的降低在短期能夠導致投資和消費一定程度的增長，但這種影響程度總體來說比較小。最后對于隔夜拆借利率的1個標準差沖擊，工業增加值的脈沖響應值在第1期為－0.003，并始終為負值，至第12期達到－0.007。這說明隨著市場利率的降低短期內會導致產出水平的一定增長，但產出水平的增長幅度并不大。

(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。基于利率傳導渠道VAR模型的方差分解結果如圖5所示。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。

圖5 方差分解結果 (利率渠道)

從方差分解結果圖來看，隔夜拆借利率的預測誤差波動完全來自于自身的影響，在第12期時高達0.991，而來自貨幣供應量的信息對預測誤差的貢獻度一直很低，第12期時只有0.002，這說明我國貨幣政策操作短期內對市場利率的傳導有效性很低。自身的影響導致固定資產投資的預測誤差波動在第12期達到0.704，隔夜拆借利率對預測誤差的影響度僅為0.074，從傳導性來看，我國市場利率變化對固定資產投資變化影響很低［5］。對社會消費品零售總額來說，其預測誤差波動同樣主要來自于自身的影響，在第12期時達0.691，而隔夜拆借利率對預測誤差的影響度為0.129，可見市場利率雖然對社會消費品零售總額的影響度不大，只是在短期內具有一定的傳導效應。與固定資產投資一樣，工業增加值的預測誤差亦主要受自身信息因素影響，這一影響度在第12期時達到0.727［6］。

六、利率渠道有效性的影響因素分析

(一)存貸款利率未完全市場化

西方經濟理論中所研究的貨幣政策利率傳導渠道都是以利率市場化為前提的，盡管近年來我國的利率市場化改革已經取得了很大進展，包括同業拆借利率、債券回購利率和央行票據利率等都已完全市場化，但利率市場化主要在貨幣市場中展開，而在金融機構與企業和居民之間的信貸活動中，銀行存貸款利率仍然受到一定的管制，還沒有完全實現利率的市場化。貨幣市場利率是由市場供求決定的，而銀行存貸款利率是受央行控制，兩者具有不同的形成機制，這就直接導致貨幣市場利率與金融機構存貸款利率之間不能形成有效的聯動機制。由于利率對經濟的影響最終需要通過銀行存貸款利率進行傳導，這種脫節就必然降低了貨幣市場利率的導向作用，同時還削弱了銀行存貸款利率對社會資金供求狀況的反應。在整個社會資金運行中，央行通過貨幣市場利率引導銀行存貸款利率來調節社會資金運行的機制并未真正形成，央行通過市場化的利率傳導貨幣政策的渠道尚未打通。這就導致目前的利率形成機制不能完全反映真實的社會資金供求狀況，難以靈活有效地帶動經濟主體對其行為進行調整，從而大大降低了貨幣政策傳導的有效性。

(二)利率調節經濟的內在機制遭到破壞

央行對利率的調節只有服從于貨幣政策目標才有利于貨幣政策的傳導，但利率對宏觀經濟的調節作用是多方面的，并且直接涉及到各個經濟主體的經濟利益。在我國，央行往往不能簡單地從調節貨幣供求的角度出發來確定利率，其主要原因是受到諸多制度性因素的制約。一是我國央行獨立性不高，對利率的調整權利有限。這使央行在利率調整的決策過程中經常需要考慮多方面的因素，不可能只從貨幣政策的需要出發。二是我國貨幣市場不發達，貨幣市場利率與金融機構存貸款利率之間的聯動機制尚未形成，央行難以找到準確的利率參考指標，經常被動地調節利率以適應宏觀經濟運行中出現的各種變化。三是利率不僅可以影響貨幣和資金的供求關系，同時也影響到收入分配問題。利率水平涉及國家的財政收入、企業的經營成本以及居民的利息收支等方面。在我國目前國家財力不足、企業經營效益不高以及居民的資產負債結構不盡合理的情況下，利率的變動經常需要考慮到不同經濟主體的收入分配關系，從而在一定意義上偏離了貨幣政策目標的要求。這些因素都在很大程度上降低了利率在宏觀調控方面的作用效果，阻礙了對貨幣政策的有效傳導。

(三)利率機制缺乏發揮作用的微觀基礎

利率機制要能夠發揮作用不僅取決于央行調節利率的方法，而且取決于金融機構、企業和居民等微觀經濟主體對利率變化的反應。利率政策發揮作用的基礎是經濟主體對利率變化保持比較高的敏感度。只有經濟主體對利率調整保持足夠的敏感度，才能在央行調整利率后改變自己的經濟行為，并使利率政策的調整效果傳導到實體經濟中去。在我國，國有企業是主要的資金運用者，由于預算軟約束和企業治理結構等方面的問題，國有企業對利率調整的敏感性并不強，央行的利率政策很難對國有企業的經營行為產生影響。同時，我國企業的融資方式主要是間接融資，資產負債率普遍比較高，難以承受利率大幅度變動對企業經營造成的影響，從而限制了利率政策操作的空間。從居民的角度來看，資產結構不盡合理，主要表現為儲蓄多而負債少，這使得利率的變化不能有效調節居民收支。金融機構作為貨幣政策傳導的主體，由于其市場化程度不高，信貸行為在一定程度上受到國家政策的制約，信貸條件的限制使許多企業和居民被排除出貸款對象的范圍，特別是國有商業銀行把資金主要投向了國有企業，由于體制機制和經濟波動等因素的影響，最終形成不良資產，從而制約了利率調整的作用。同時由于傳統的存貸款業務仍然是商業銀行的主要利潤來源，導致在利率調整中存貸款利差的變動對商業銀行等金融機構的經營績效會產生很大影響，當央行調整貨幣政策導致利率變化時，金融機構從自身的利益出發，并不會完全按照貨幣政策的意圖調整其經濟行為，最終必然影響利率傳導貨幣政策的效果。

(四)利率機制不能有效協調國內經濟與國際經濟的關系

在開放經濟條件下，國內利率的調整需要考慮到國際利率的變化以及其他國際經濟因素的影響。目前我國經濟的對外依存度已經很高，人民幣實現了經常項目的自由兌換，并形成了以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制。因此，國內利率的調整必須從實現經濟內部平衡和外部平衡兩個方面進行權衡，盡可能地考慮到國際經濟因素變化對國內經濟產生的影響。但目前我國資本項目的自由流動并沒有完全放開，這在很大程度上切斷了國內利率水平與國際金融市場的聯系，也限制了利率對匯率的影響，從而制約了匯率變動在國際收支方面對貨幣政策的傳導。從制定政策方面來看，對國際經濟因素的忽視有時會導致調節利率的貨幣政策效果在對內和對外兩個方面不能協調統一。因此，利率機制不能有效協調國內經濟與國際經濟的關系，同樣不利于對貨幣政策的傳導。

七、主要結論及政策建議

通過本文的分析，我們可以得出以下主要結論：央行通過調整貨幣政策操作從而引起貨幣供應量的變動，但是這一變動很難促成市場利率的有效變動，這無疑降低了貨幣政策對市場利率的傳導效應。長期來看，固定資產投資和社會消費品零售總額的變動受市場利率變動的影響較小，而在短期內，投資和消費受市場利率的影響也較小，這使得央行無法通過利率調節有效控制投資和消費規模［7］。這足以說明我國貨幣政策的利率傳導渠道的有效性較低。

央行貨幣政策的有效性很大程度取決于貨幣政策利率傳導渠道是否暢通。從本文的分析來看，我國貨幣政策效應的不明顯很大程度上是因為貨幣政策傳導渠道的堵塞。本文提出如下改善貨幣政策傳導機制、提高傳導效率的政策建議。第一，從穩定宏觀經濟、培育金融市場和金融機構制度建設三個方面改革入手，創造進一步推動利率市場化的條件。從國際上已經實現利率市場化國家的經驗來看，如果一個國家經濟穩定增長、物價水平保持穩定、金融市場穩健運行、金融機構經營管理效率高，則利率市場化會明顯地促進金融市場的發展和國民經濟的增長;否則就會給宏觀經濟運行帶來較大的沖擊。第二，完善央行利率調控機制。經濟發展到新的階段，政策實施的效果將受到綜合因素的影響。央行對于利率的調控也不可循規蹈矩，必須完善利率調控體系。貨幣政策引起市場利率變化，市場利率變化最終引起金融機構存貸利率變化，央行的調控政策要遵循這一規律。在此基礎上逐步建立健全利用貨幣政策工具引導市場利率的制度體系。第三，完善金融機構定價機制。利率市場化的微觀基礎是金融機構完善的利率定價機制和風險管理機制，金融機構利率定價技術及風險管理能力的提高使金融機構的經營活動更加規范，有利于配合央行的貨幣政策的實施。第四，構建完整合理的收益率曲線。收益率曲線是商業銀行中長期固定利率貸款定價的重要參考。形成完整合理的收益率曲線，不僅需要優化國債期限結構，逐步完善國債的滾動發行和余額管理制度，而且要加快金融產品創新，推出更加豐富的金融產品，增強直接融資的發展力度，特別是要重點發展公司債券和證券投資基金，引導金融市場向縱深發展。第五，穩步推進存貸款利率市場化。實現存貸款利率市場化是利率市場化改革的重要環節，也是商業銀行等金融機構運用價格手段主動開展資產負債管理的前提條件［8］。為進一步推進存貸款利率市場化的進程，需要認真研究存貸款利率市場化的有效形式，按照先長期大額、后短期小額的原則，逐步放松對存款利率上限和貸款利率下限的管理，采取漸進方式實現存貸款利率的市場化。

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