對我國利率與貨幣供應(yīng)量相關(guān)關(guān)系的實證分析

薛冠甲

【摘要】利率和貨幣供應(yīng)量是最重要的兩個貨幣政策中介目標，本文對兩者之間的互動關(guān)系進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)我國貨幣供應(yīng)量的變動對市場利率影響較小，但市場利率的變動卻能夠影響貨幣供應(yīng)量。本文分析了這一現(xiàn)象的產(chǎn)生原因，并對我國貨幣政策中介目標的選擇提出了相關(guān)政策建議。

【關(guān)鍵詞】利率 貨幣供應(yīng)量 相關(guān)關(guān)系 實證

一、對貨幣供應(yīng)量外生性與內(nèi)生性的討論

利率和貨幣供應(yīng)量是宏觀經(jīng)濟中的兩個重要變量，也是貨幣政策兩個常用的中介目標。凱思斯提出，利率是由貨幣的供給量和對貨幣的需求量所決定的，貨幣的實際供給量一般由國家加以投制，是一個外生變量。也就是說，貨幣供應(yīng)量的變化會引起利率的變動，而利率的變動卻不會對貨幣供應(yīng)量造成影響。這種觀點也得到了部分國內(nèi)學者的支持。如如唐敏（2009）認為，我國的貨幣供應(yīng)量由中央銀行的貨幣政策決定，當采取擴張性的貨幣政策時，利率下降，反之利率則上升。吳丕（2006）的實證研究也發(fā)現(xiàn)，我國的利率和貨幣供應(yīng)量之間是正相關(guān)關(guān)系，一年前的貨幣供給量對當前利率對數(shù)增長率的影響是顯著的，前一期貨幣供給量的增長率每上升1%，當前利率對數(shù)增長0.5%。趙鈺婧（2013）則認為，貨幣發(fā)行量對短期利率產(chǎn)生正向影響，對中長期利率可能產(chǎn)生負向影響。

二、對我國貨幣供應(yīng)量與市場利率之間互動關(guān)系的檢驗

（一）貨幣供應(yīng)量與市場利率數(shù)據(jù)的選取及處理

本文將選擇月度數(shù)據(jù)進行分析，所選取的樣本區(qū)間為2004年6月到2014年7月。目前我國使用的貨幣供應(yīng)量口徑有M0、M1和M2，其中M2是我國貨幣政策調(diào)控的中長期目標變量，具有一定的代表性，也是本文的實證研究指標。此外，本文選擇7天銀行間同業(yè)拆借加權(quán)利率作為市場利率指標。由于貨幣供應(yīng)量與市場利率的變化在一年內(nèi)往往具有一定的周期性，本文首先對M2和7天銀行間同業(yè)拆借加權(quán)利率進行X-12季節(jié)調(diào)整以消除季節(jié)影響，然后再對其取自然對數(shù)并作一階差分以熨平數(shù)據(jù)波動的影響，處理后的數(shù)據(jù)分別用dlnM2和dlnRate表示。

本文采用擴展的ADF統(tǒng)計量檢驗dlnM2和dlnRate是否平穩(wěn)，結(jié)果如表1所示，所選擇的滯后期均為1期，含有截距項和趨勢，此處的最優(yōu)滯后期由AIC和SC信息準則確定。從表1中可以看出，根據(jù)單位根檢驗，dlnM2和dlnRate在1%、5%和10%的顯著性水平下均拒絕了該序列含有單位根的原假設(shè)，所以dlnM2和dlnRate均是平穩(wěn)序列。

表1 貨幣供應(yīng)量和市場利率序列的平穩(wěn)性檢驗

（二）對貨幣供應(yīng)量與市場利率的格蘭杰因果檢驗與VAR建模

由上面的分析可知，dlnM2和dlnRate均是平穩(wěn)序列，所以可以通過格蘭杰因果檢驗方法檢驗dlnM2和dlnRate是否可以納入到向量自回歸（VAR）模型中。對dlnM2和dlnRate的格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表2所示。對于dlnM2和dlnRate來說，在5%的顯著性水平下，dlnRate是dlnM2的格蘭杰原因，但dlnM2卻不是dlnRate的格蘭杰原因。也就是說，市場利率可以引起貨幣供應(yīng)量的波動，但貨幣供應(yīng)量卻不能引起市場利率的波動。這與凱恩斯的利率決定理論是不同的，但卻反映了我國的現(xiàn)實國情：貨幣市場和存貸款市場是分割的，貨幣供應(yīng)量具有一定的內(nèi)生性。

以dlnM2為因變量的VAR模型如下所示：

dlmM2t=c+α1dlnRatet-1+β1dlnM2t-1+...+αidlnRatet-i+ βidlnM2t-i+...+e

表2 對貨幣供應(yīng)量和市場利率的格蘭杰因果檢驗

其中，下標t表示時期t，下標t-i表示前i個時期，αi和βi為回歸系數(shù)，c和e分別為常數(shù)項和誤差項。根據(jù)AIC和SC信息準則，確定VAR模型的滯后期數(shù)為2期。方程的部分回歸結(jié)果如表3所示，dlnRate前對應(yīng)的系數(shù)均為負值，并且在5%的顯著性水平下都是顯著的。這意味著我國市場利率的上升會引起M2的下降，反之，我國市場利率的下降會引起M2的上升。

表3 以貨幣供應(yīng)量為因變量的VAR模型回歸結(jié)果

注：**代表顯著性水平小于5%，下同。

三、我國市場利率反作用于貨幣供應(yīng)量的原因及啟示

我國的利率市場化進程是逐步推進的，目前已實現(xiàn)了貨幣市場、債券市場和貸款利率的市場化，但人民幣存款利率尚未市場化，對存款利率采取的是“放開下限，管住上限”的政策。因此，我國的貨幣市場和存貸款市場利率其實是分割的，我國的利率市場化的不完全性，導(dǎo)致利率受貨幣供應(yīng)量的影響在統(tǒng)計上并不顯著。

目前，我國主要將貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標。本文的實證研究表明我國的貨幣供應(yīng)量具有一定的內(nèi)生性，有可能影響到貨幣政策的效力。近年來，部分學者也提出使用利率代替貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標。然而，目前我國利率的市場化改革尚未完成，貨幣市場與存貸款市場的割裂造成貨幣市場利率未必能夠真實地反映貨幣供求關(guān)系。因此，一方面需要繼續(xù)穩(wěn)步推進利率市場化改革，另一方面在短期內(nèi)可以仍然使用貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標?？梢赃M一步擴大M2指標的覆蓋范圍，將貨幣市場基金和其他新型理財產(chǎn)品納入其中。在銀行存貸款利率全部放開、市場利率形成機制完善以后，可以采用利率作為中介目標，實現(xiàn)貨幣政策中介目標的平穩(wěn)過渡。

參考文獻

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