我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)證分析

■ 樊 元 教授 段宇鵬（西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 蘭州 730070）

引言

近年來，整個經(jīng)濟(jì)學(xué)界對貨幣政策會對一國經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生重大影響已經(jīng)基本上達(dá)成共識，而貨幣政策也已成為各國政府用來調(diào)控經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的重要手段。由于貨幣政策的最終目標(biāo)牽扯到整個國民經(jīng)濟(jì)的健康穩(wěn)定發(fā)展，因此，對貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的研究具有重要意義。

我國真正意義上的貨幣政策是1984年央行體系建成以后出現(xiàn)的。在此之前，我國一直實(shí)行的是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)，由國家制定生產(chǎn)和投資計(jì)劃，國家財(cái)政按照計(jì)劃向企業(yè)注入資金，企業(yè)所有收入除去工資及其他必要的開支以外全部上繳財(cái)政。居民工資水平很低，幾乎沒什么儲蓄，于是資金完全由財(cái)政收集起來，再按照計(jì)劃分配下去，銀行只是起到出納的作用。資金完全隨著實(shí)物計(jì)劃走，不存在貨幣政策的問題。通過對這些中介目標(biāo)變量進(jìn)行操作，從而達(dá)到穩(wěn)定物價(jià)、充分就業(yè)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和平衡國際收支的最終目標(biāo)。

改革開放以來，隨著我國金融市場的不斷發(fā)展和完善，我國已初步建立了由貨幣政策－操作目標(biāo)－中介目標(biāo)－最終目標(biāo)的間接傳導(dǎo)機(jī)制，其中操作目標(biāo)是中央銀行為實(shí)現(xiàn)中介目標(biāo)調(diào)控的政策變量，中介目標(biāo)是指在實(shí)現(xiàn)最終目標(biāo)的過程中，中央銀行制定的一系列定期的、數(shù)量化的、較精確的貨幣經(jīng)濟(jì)變量。

目前來看，我國對于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的研究大多為定性的理論分析，真正的定量分析還比較少，且對于我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制主要是基于貨幣渠道還是貸款渠道存在一定分歧，加上當(dāng)今技術(shù)的進(jìn)步，金融不斷革新，人們對金融服務(wù)的要求也日益增長，這些因素決定了貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制將會是一個熱門課題。近年來，一些西方的經(jīng)濟(jì)學(xué)者也開始重新界定實(shí)體經(jīng)濟(jì)與貨幣之間的關(guān)系，因此，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制作為一個研究課題，具有一定的前沿性。

相關(guān)理論及國內(nèi)研究現(xiàn)狀

（一）早期理論研究

在魏克塞爾的貨幣均衡理論中，利率是貨幣政策傳導(dǎo)的核心，利率上下波動是引起生產(chǎn)、投資、消費(fèi)、儲蓄變化、物價(jià)水平波動、經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張或收縮的主要原因。

凱恩斯的貨幣政策傳導(dǎo)理論則是在吸收了魏克塞爾貨幣均衡理論中利率核心作用的觀點(diǎn)，并對20世紀(jì)30年代的美國經(jīng)濟(jì)進(jìn)行深入研究的基礎(chǔ)上逐步形成的。凱恩斯提出了貨幣政策經(jīng)由利率及有效需求影響經(jīng)濟(jì)活動的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論。其基本框架是：M↑→ir↓→I↑→Y↑ 。其中，M代表貨幣供應(yīng)量，ir代表實(shí)際利率，I代表實(shí)際投資，Y代表總產(chǎn)出。

凱恩斯的貨幣政策傳導(dǎo)理論主要有兩個特點(diǎn)：貨幣政策先改變貨幣市場的均衡，改變利率，通過利率變動從而改變實(shí)際投資，然后最終影響到產(chǎn)出，這種改變是間接而且迂回的；利率是整個貨幣政策傳遞機(jī)制的核心，貨幣政策效力的大小取決于貨幣供應(yīng)量的變動對利率的影響程度、利率的變動對投資的影響程度和投資乘數(shù)的大小。

貨幣傳導(dǎo)渠道的傳導(dǎo)過程。與凱恩斯理論有著很大不同，他們的觀點(diǎn)是：貨幣政策的傳導(dǎo)不是通過利率來迂回進(jìn)行，而是貨幣供應(yīng)量變動直接影響名義收入，進(jìn)而影響真實(shí)的貨幣需求，從而實(shí)現(xiàn)新的貨幣均衡。其基本框架為：M↑→i↓→I↑→C↑→Y↑。其中，M代表貨幣供應(yīng)量，i代表利率，I代表投資，C代表消費(fèi)，Y代表總產(chǎn)出。

國際商務(wù)專業(yè)人才培養(yǎng)目標(biāo)是為外貿(mào)相關(guān)行業(yè)和企業(yè)（如跨境電商企業(yè)、國際貨運(yùn)代理企業(yè)、國際保險(xiǎn)代理企業(yè)、國際物流企業(yè)、大型外向型生產(chǎn)制造企業(yè)等）培養(yǎng)具有互聯(lián)網(wǎng)思維、國際貿(mào)易知識及國際商務(wù)談判能力的綜合型外貿(mào)銷售和服務(wù)人員。而國際貿(mào)易實(shí)務(wù)課程主要面對的職業(yè)崗位為外貿(mào)業(yè)務(wù)員，因而確定課程定位需要準(zhǔn)確分析該崗位職能。中小型外貿(mào)企業(yè)由于組織機(jī)構(gòu)簡單，不管線上還是線下交易，大多數(shù)業(yè)務(wù)員是需要獨(dú)立完成全部貿(mào)易流程的，因此外貿(mào)業(yè)務(wù)員的崗位職能是能夠獨(dú)立完成線下和線上客戶開發(fā)、平臺運(yùn)營、談判議價(jià)、合同履約及跟單。

貨幣學(xué)派關(guān)于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的觀點(diǎn)可以概括為：貨幣供給傳導(dǎo)過程通過資產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整而達(dá)到，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整也會影響投資和消費(fèi)需求，進(jìn)而影響總支出，最終影響收入的變化。

信貸傳導(dǎo)渠道的傳導(dǎo)過程。信貸傳導(dǎo)機(jī)制理論指出由于信用市場的信息不對稱問題，有兩類途徑可以傳導(dǎo)貨幣政策，一類是通過影響銀行的借貸發(fā)揮作用，另一類則是通過影響企業(yè)和消費(fèi)者的資產(chǎn)負(fù)債發(fā)揮作用（米什金，1996）。

銀行貸款途徑：由于銀行具有解決信用市場信息不對稱問題的作用，所以，貨幣政策可以通過對銀行貸放資金的行為產(chǎn)生影響來發(fā)揮作用。擴(kuò)張性的貨幣政策會增加銀行的準(zhǔn)備金和存款，從而增加銀行可供借貸的資金。因?yàn)樵S多借款人的行為都依賴于銀行貸款，因此貸款的增加必然會導(dǎo)致更多數(shù)量的計(jì)劃投資（或消費(fèi)支出）。此過程大致可以表述為：

M↑→BD↑→BL↑→I↑→Y↑。其中，BD代表銀行存款；BL代表銀行貸款，I代表投資。

信用途徑的觀點(diǎn)揭示出貨幣政策對于規(guī)模較小的企業(yè)有著較大影響，因?yàn)檫@此企業(yè)相對于大企業(yè)更加依賴于銀行貸款，而那些大企業(yè)還可以通過發(fā)行股票和債券進(jìn)行籌資。

資產(chǎn)負(fù)債表途徑：和銀行貸款途徑一樣，資產(chǎn)負(fù)債表途徑也是由于信用市場的信息不對稱造成的。擴(kuò)張性的貨幣政策會導(dǎo)致權(quán)益價(jià)格的升高，進(jìn)而提高企業(yè)凈值，而企業(yè)凈值的升高會減少逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題，又會刺激企業(yè)計(jì)劃投資的增加，總需求水平隨之增加。大概可以表述為：M↑→Pe↑→as ↓、mh↓→L↑→I↑→Y↑ 。其中，Pe代表企業(yè)凈值，as代表逆向選擇；mh代表道德風(fēng)險(xiǎn)；L代表借款。

表1 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Ln（gdp）、Ln（loan）和Ln（m1）的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)值

表3 Ln（gdp）、Ln（loan）和Ln（m2）的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)值

（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀

目前，關(guān)于貨幣政策主要是通過貨幣渠道還是信貸渠道進(jìn)行傳導(dǎo)的，我國學(xué)者對此做了大量的研究和實(shí)證分析，但結(jié)果卻存在一定的分歧。王振山、王志強(qiáng)（2000）通過對我國1981-1998年之間的年度數(shù)據(jù)同1993-1998年之間的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出：無論是在1980年代還是在1990年代，信貸渠道是我國貨幣政策的主要傳導(dǎo)途徑，而貨幣渠道傳導(dǎo)作用則不明顯；王雪標(biāo)、王志強(qiáng)（2001）通過對我國1984-1995年貨幣政策的傳導(dǎo)途徑進(jìn)行實(shí)證分析得出，貨幣政策主要通過信貸渠道影響經(jīng)濟(jì)；李斌（2001）通過運(yùn)用1992-2000年之間的季度數(shù)據(jù)對貨幣政策的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明信貸總量、貨幣供應(yīng)量與政策目標(biāo)及最終目標(biāo)都存在高度相關(guān)關(guān)系，而信貸總量相關(guān)性更大；周英章、蔣振聲（2002）通過對我國1993-2001年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析的結(jié)果表明，貨幣政策是通過貨幣渠道和信貸渠道同時(shí)影響經(jīng)濟(jì)的，但信貸渠道更重要；蔣瑛琨、劉艷武、趙振全（2005）以1992年1季度至2004年2季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析表明，20世紀(jì)90年代以后，從對物價(jià)和產(chǎn)出最終目標(biāo)的影響顯著性來看，貸款的影響力最為顯著，其次才是M1、M2。而陳飛、趙昕東和高鐵梅（2002）則通過采用向量自回歸（VAR）模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)對1991-2000年的M1、LOAN和GDP的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為貨幣渠道相比信貸渠道對于GDP有更大作用。蔣科（2009）通過選取1998年1月-2008年12月貸款總額的增長率、貨幣供應(yīng)量的增長率、實(shí)際產(chǎn)出的增長率及通貨膨脹率等月度數(shù)據(jù)，分析我國的貨幣政策傳導(dǎo)渠道，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國貨幣政策能同時(shí)通過貨幣渠道和信貸渠道影響通貨膨脹率，但卻只能通過貨幣渠道影響經(jīng)濟(jì)增長率。本文通過建立向量自回歸（VAR）模型，結(jié)合Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析等方法進(jìn)行實(shí)證研究，確保了研究結(jié)果的科學(xué)性和嚴(yán)謹(jǐn)性。

變量選取

央行通過貨幣政策來影響貨幣供應(yīng)量和信貸總量，從而使利率發(fā)生變化，進(jìn)而影響投資和消費(fèi)，并最終作用于生產(chǎn)環(huán)節(jié)，使總產(chǎn)出發(fā)生變化。由于中國人民銀行一直將貨幣供應(yīng)量作為一個重要的中介目標(biāo)，因此本文選取貨幣供應(yīng)量M1和M2的季末累加值作為貨幣渠道的代表變量，同時(shí)本文采用國內(nèi)貸款總額LOAN的季末累加值作為信貸渠道的代表變量，以國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的季末值來作為檢驗(yàn)貨幣政策效用的代表變量。同時(shí)為了消除數(shù)據(jù)序列中可能存在的異方差，分別對GDP、M1、M2、LOAN取對數(shù)，記為Ln（gdp）、Ln（m1）、Ln（m2）、Ln（loan）。

本文所選變量的原始數(shù)據(jù)M1、M2、LOAN和GDP均來自于各期中國統(tǒng)計(jì)年鑒、中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及中國人民銀行網(wǎng)站。

數(shù)據(jù)處理與檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

結(jié)果表明，各變量的水平值在10%的顯著水平上均接受原假設(shè)，其中，Ln（gdp）的一階差分值在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，所以Ln（gdp）是一階單整序列，但變量Ln（m1）、Ln（m2）、Ln（loan）的一階差分值在1%的顯著水平上仍然接受原假設(shè)，不過它們的二階差分值在1%的顯著水平上均拒絕原假設(shè)，所以變量Ln（m1）、Ln（m2）、Ln（loan）都是二階單整序列。

（二）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步了解Ln（gdp）與Ln（m1）、Ln（m2）、Ln（loan）之間的因果關(guān)系，分別繼續(xù)對它們進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定滯后期選為3期，檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：

第一，在5%的顯著水平上，Ln（loan）、Ln（m1）都是Ln（gdp）的Granger原因，也就是說Ln（loan）、Ln（m1）都對Ln（gdp）有一定的影響而非相反。

第二，在1%的顯著水平上，Ln（loan）不是Ln（gdp）的Granger原因，而Ln（m2）是Ln（gdp）的Granger原因，所以可以得出，是廣義貨幣供應(yīng)量M2決定GDP而非信貸。

綜上所述，信貸總量、貨幣供應(yīng)量對GDP均有一定影響，但廣義貨幣供應(yīng)量M2對GDP的影響更大一些，所以，在我國的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中，貨幣渠道起著主要作用。

（三）VAR模型分析

為了更進(jìn)一步了解貨幣供應(yīng)量及信貸總量對我國GDP的影響，本文選取我國2001年1季度-2011年4季度的季度數(shù)據(jù)，利用向量自回歸（VAR）模型對各變量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。建立VAR模型的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，滯后期太大會導(dǎo)致模型的自度減小，影響參數(shù)估計(jì)的有效性；太小則會導(dǎo)致自相關(guān)，使參數(shù)估計(jì)的誤差過大。本文采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來確定滯后期的大小為5期。利用EViews6.0軟件建立VAR模型，所得方程的判決系統(tǒng)及修正后的判決系數(shù)均比較高，對于本文所選取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)都擬合得非常好。此方程不僅對未來的被解釋變量有較高的預(yù)測精度，同時(shí)也說明了各變量之間Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

在實(shí)際的應(yīng)用中，基于VAR模型是一種非理論性模型的考慮，它無需對各變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型的過程中，往往不去分析一個變量的變化對另一個的影響，而是分析當(dāng)其中一個誤差項(xiàng)變化時(shí)，或者說模型受到某種沖擊時(shí)對系統(tǒng)的動態(tài)影響，這種方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。為了更加具體地描述貨幣和信貸渠道對我國GDP短期的動態(tài)影響，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分別對其進(jìn)行分析，用EViews6.0生成的結(jié)果如圖1所示。圖中橫軸表示沖擊的滯后期，縱軸表示因變量對解釋變量的響應(yīng)程度，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)計(jì)算值，兩側(cè)虛線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。

從圖1a中可以看出，對于來自信貸總量的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，GDP在1期就有響應(yīng)且為負(fù)向，至第5期達(dá)到最大之后慢慢減弱，第5到第10期，響應(yīng)逐漸趨近于0，之后有小幅上升且為正向，至第18期之后趨于穩(wěn)定。這表明，從長期來看，增加信貸總量能夠?qū)Ρ緡?jīng)濟(jì)增長起到一定的正向刺激作用，但這種作用效果很有限，這或許跟中國的市場有效性不足、信貸機(jī)制不夠完善有關(guān)，從而導(dǎo)致所發(fā)放的信貸利用率低下，對經(jīng)濟(jì)增長的刺激時(shí)滯較長，作用有限。

從圖1b中可以看出，對于來自狹義貨幣供應(yīng)量M1的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，GDP在1期響應(yīng)為0，之后逐漸增加且為負(fù)向，在第5期響應(yīng)達(dá)到最大，第5期至第10期，響應(yīng)逐漸下降至0，之后響應(yīng)開始持續(xù)增加至第12期達(dá)到最大且為正向，然后又逐漸減小至第17期之后趨于穩(wěn)定。這表明，短期內(nèi)增加貨幣供應(yīng)量M1就能夠?qū)?jīng)濟(jì)產(chǎn)生較大影響，效果顯著。

從圖1c中可以看出，對于廣義貨幣供應(yīng)量M2的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，GDP在1期就有響應(yīng)且為負(fù)向，之后響應(yīng)有所下降，至第8期時(shí)響應(yīng)為0。然后這種響應(yīng)緩慢上升到第18期之后趨于穩(wěn)定。這表明，長期內(nèi)增加貨幣供應(yīng)量M2也能夠?qū)?jīng)濟(jì)產(chǎn)生較大影響，且效果顯著。

由圖1b和圖1c還可以得出：調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量M1和M2均能夠?qū)?jīng)濟(jì)產(chǎn)生較大影響，且效果顯著，這或許跟我國正處于轉(zhuǎn)軌時(shí)期有關(guān)。在傳統(tǒng)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展完全取決于國家的計(jì)劃安排及相應(yīng)的組織落實(shí)，國家對包括貨幣政策在內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控具有絕對控制力。改革開放以后，隨著金融市場化的不斷加深，市場融資發(fā)展迅速，從而削弱了政府力量在融資機(jī)制中的傳統(tǒng)主導(dǎo)地位。尤其是20世紀(jì)90年代以后，中央銀行就貨幣政策由直接調(diào)控轉(zhuǎn)為間接調(diào)控方式進(jìn)行了一系列革新，貨幣政策中介目標(biāo)由直接控制貸款規(guī)模轉(zhuǎn)向間接調(diào)控貨幣供應(yīng)量，調(diào)控貨幣供應(yīng)量的手段也由直接信用控制為主逐步轉(zhuǎn)變?yōu)橐匀筘泿耪吖ぞ邽橹鳎A(chǔ)貨幣投放由單純依賴再貸款轉(zhuǎn)變成以中央銀行依托于國債市場的發(fā)展，使用公開市場業(yè)務(wù)操作吞吐基礎(chǔ)貨幣為主。

我國貨幣政策調(diào)控方式的轉(zhuǎn)變對機(jī)制本身及傳導(dǎo)效率均產(chǎn)生巨大影響。在貨幣政策直接調(diào)控下，中央銀行對貨幣政策傳導(dǎo)效力具有絕對控制力；而在間接貨幣政策調(diào)控方式下，貨幣政策的傳導(dǎo)是通過央行使用間接貨幣政策工具，借助市場對政策信號的傳遞間接地調(diào)節(jié)金融機(jī)構(gòu)及其他經(jīng)濟(jì)主體的方式來完成的。因此，新的貨幣政策調(diào)控方式能夠?qū)κ袌鲎龀龈旆磻?yīng)，從而達(dá)到預(yù)期調(diào)控目標(biāo)。

結(jié)論及建議

從本文分析結(jié)果來看，我國自2001年以來貨幣渠道和信貸渠道對于貨幣政策的傳導(dǎo)都發(fā)揮了一定作用，而且，不同層次的貨幣供應(yīng)量對GDP的沖擊影響也有著較為明顯的差異。一是GDP對于廣義貨幣供應(yīng)量M2的振蕩期比M1要長，但同時(shí)GDP對M1的沖擊有較強(qiáng)的振蕩響應(yīng)。二是從沖擊作用的響應(yīng)值來看，在季度數(shù)據(jù)里，M1作用下的GDP的響應(yīng)值（最大值）要大于M2作用下的GDP響應(yīng)值，這表明在M1的沖擊作用下GDP響應(yīng)更敏感。相比之下，信貸總量的沖擊效應(yīng)也能夠發(fā)生作用但效果較為微弱。而且根據(jù)Granger檢驗(yàn)的結(jié)果來看，廣義貨幣供應(yīng)量M2對GDP的影響更為顯著，所以可以得出：在我國的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中，貨幣渠道發(fā)揮著主要作用而非信貸渠道。

從國際經(jīng)濟(jì)形勢的發(fā)展來看，隨著金融市場的不斷發(fā)展以及金融創(chuàng)新的不斷深化，央行對信貸的控制力將持續(xù)下降，貨幣政策的信貸渠道傳導(dǎo)也必將逐步減弱。基于此，貨幣當(dāng)局更應(yīng)該重視貨幣渠道在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中所起的作用，通過對貨幣供應(yīng)量M1、M2的靈活運(yùn)用，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定幣值，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的政策目標(biāo)。

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