貨幣政策傳導(dǎo)信心渠道研究

陳 紅，郭 丹，張佳睿

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，武漢430073；2.吉林省社會科學(xué)院《經(jīng)濟(jì)縱橫》編輯部，長春130022）

貨幣政策傳導(dǎo)信心渠道研究

陳 紅1，郭 丹1，張佳睿2

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，武漢430073；2.吉林省社會科學(xué)院《經(jīng)濟(jì)縱橫》編輯部，長春130022）

摘要：從投資者角度出發(fā)的信心與投資理論模型表明，投資者對未來經(jīng)濟(jì)信心不足會導(dǎo)致低投資。貨幣政策沖擊會顯著影響經(jīng)濟(jì)主體信心，經(jīng)濟(jì)主體信心與實際產(chǎn)出正相關(guān)。貨幣政策傳導(dǎo)的投資者信心渠道比消費者信心渠道更有效。政策制定者在制定政策過程中應(yīng)綜合考慮經(jīng)濟(jì)基本面和經(jīng)濟(jì)主體信心的影響，關(guān)注如何恢復(fù)、增強和調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)主體信心，以形成貨幣政策有效性，增強政策傳導(dǎo)效果；同時，經(jīng)濟(jì)主體對宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的判斷依賴于其對經(jīng)濟(jì)運行狀況的主動認(rèn)知，貨幣政策透明度、央行的聲譽、政策制定者與經(jīng)濟(jì)主體的溝通等因素能引導(dǎo)市場對貨幣政策變化的預(yù)期，穩(wěn)定其對宏觀經(jīng)濟(jì)的信心。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；傳導(dǎo)機制；信心；決策延遲效應(yīng)

一、引 言

當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體對未來宏觀經(jīng)濟(jì)信心下降時，貨幣政策有效性會降低嗎？無論是經(jīng)濟(jì)學(xué)家還是政策制定者，都普遍接受這樣的觀點，即信心在貨幣政策向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)過程中扮演著至關(guān)重要的角色。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿瑟·庇古（Arthur Pigou）強調(diào)預(yù)期變化是決定經(jīng)濟(jì)循環(huán)的重要因素，也就是說，當(dāng)人們對未來有信心時，他們會增加消費和投資。［1］凱恩斯（Keynes）指出信心在推動經(jīng)濟(jì)活動方面起到重要作用，信心使人更加積極的作為，從而改變未來結(jié)果。［2］伯南克（Bernanke）［3］、平狄克（Pindyck）［4］、布魯姆（Bloom）［5］等則認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)主體對未來經(jīng)濟(jì)的不確定性非常敏感，這種不確定性是形成經(jīng)濟(jì)危機深度和持久性的潛在因素之一，因此，貨幣政策對實體經(jīng)濟(jì)的提振作用往往還存在非貨幣渠道，若不能及時恢復(fù)經(jīng)濟(jì)主體信心，將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)恢復(fù)需要更長的時間。

自諾貝爾獎獲得者阿克洛夫（Akerlof）和希勒（Hiller）提出消費者和企業(yè)家信心對理解經(jīng)濟(jì)波動非常重要的觀點以來，學(xué)者和政策制定者們對“信心”給予了充分關(guān)注，他們紛紛提供信心在經(jīng)濟(jì)波動和經(jīng)濟(jì)循環(huán)中的作用方面的證據(jù)，認(rèn)為信心會影響經(jīng)濟(jì)主體的決策，信心疲軟會加速經(jīng)濟(jì)衰退的形成和持續(xù)，也使政策效果大打折扣。［6］費爾德斯坦（Feldstein）的研究表明，2008年的金融危機使美國消費者信心已跌至自1992年以來的最低點，財政政策和貨幣政策應(yīng)重塑消費者信心來阻止經(jīng)濟(jì)疲軟。［7］法默（Farmer）認(rèn)為，人們在此輪經(jīng)濟(jì)危機中對房地產(chǎn)和股票市場失去了信心，盡管美聯(lián)儲采取零利率刺激，但人們對未來經(jīng)濟(jì)的擔(dān)心使他們停止消費，從而使經(jīng)濟(jì)恢復(fù)緩慢。［8］貝克（Baker）和布魯姆（Bloom）［9］、巴赫曼（Bachmann）等［10］則認(rèn)為，消費者和生產(chǎn)者對未來不確定情緒的上升會推遲他們的決策行為，從而對政策改變響應(yīng)不足，即這種不確定存在“等著瞧”效應(yīng)，企業(yè)或個人會減少或停止投資，使經(jīng)濟(jì)更快步入衰退。斯托克（Stock）和沃森（Watson）考證了2007～2009年美國經(jīng)濟(jì)衰退事件和之后的經(jīng)濟(jì)恢復(fù)，認(rèn)為此次史無前例的經(jīng)濟(jì)危機與不確定性因素增加和對未來信心不足有很大的關(guān)聯(lián)。［11］巴斯克（Barsky）和西姆斯（Sims）從信息學(xué)的角度指出，消費者信心變化反映未來經(jīng)濟(jì)景氣程度信息，消費者信心不能使經(jīng)濟(jì)活動立刻發(fā)生改變，但會影響之后的消費和收入。［12］勒蒂克（Leduc）指出，信心改變是驅(qū)動經(jīng)濟(jì)循環(huán)的重要因素，若沒有提升消費者信心，則任何經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)都不可能復(fù)蘇，貨幣政策和財政政策可用來恢復(fù)消費者信心以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。［13］安吉拉特斯（Angeletos）等提供了信心在經(jīng)濟(jì)循環(huán)中的作用方面的證據(jù)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)衰退以“低信心”和“弱需求”為特征，經(jīng)濟(jì)主體對經(jīng)濟(jì)短期走勢的判斷能迅速形成樂觀或悲觀情緒，從而調(diào)整他們的經(jīng)濟(jì)行為。［14］

定稿日期：2015-11-10

綜上所述，已有的相關(guān)研究表明，消費者和企業(yè)信心對理解經(jīng)濟(jì)波動和經(jīng)濟(jì)循環(huán)非常重要，但目前該觀點仍缺乏被廣為接受的理論的支撐，實證進(jìn)展也相對有限。而且，文獻(xiàn)研究集中于政策對實體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)，或信心對經(jīng)濟(jì)總體波動、經(jīng)濟(jì)循環(huán)的影響，而很少有學(xué)者將政策改變、實體經(jīng)濟(jì)波動、信心三者聯(lián)系起來。總的來說，目前從信心角度來研究貨幣政策有效性的文獻(xiàn)相對偏少。巴赫曼（Bachmann）和西姆斯（Sims）構(gòu)建了SVAR模型來探討信心在財政政策，尤其是政府購買支出對經(jīng)濟(jì)活動的有效性，結(jié)論是在經(jīng)濟(jì)蕭條時期和財政乘數(shù)大于1時，增加政府購買能顯著提升信心，并以此刺激經(jīng)濟(jì)增長。［15］加布雅各布（Gabe Jacob）則采用歐盟地區(qū)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)研究貨幣政策的信心渠道，實證結(jié)果顯示資金借入方和資金借出方的信心狀況是貨幣政策傳導(dǎo)至實體經(jīng)濟(jì)活動中的一個非常關(guān)鍵的因素。［16］同樣，我國從經(jīng)濟(jì)主體心理和行為角度來研究貨幣政策傳導(dǎo)機制的文獻(xiàn)也不多，最具有代表性的是蘇飛用SFAVAR模型探討了情緒因子（Sentiment Factor）在我國貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，結(jié)果顯示情緒因子對貨幣政策傳導(dǎo)效果有一定影響，預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)途徑中扮演者“催化劑”的作用。［17］

近年來，融合人類心理、行為等因素來分析宏觀金融問題的研究已有很多，受此啟發(fā)，本文嘗試將信心渠道納入貨幣政策傳導(dǎo)機制分析框架。［18］基本邏輯為：央行提出的政策本身暗含央行對貨幣總體穩(wěn)定的承諾，因此可以提升信心，刺激需求，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長。為驗證該邏輯，本文采用先理論模型演繹，后借助VAR模型進(jìn)行實證的方式來研究在貨幣政策沖擊下，信心對經(jīng)濟(jì)增長的作用。

二、貨幣政策傳導(dǎo)信心渠道機理分析

目前尚未有被普遍認(rèn)可的信心模型，受狄克西（Dixit）、平狄克（Pindyck）和布魯姆（Bloom）等的研究思路啟發(fā)，本文用一個簡化的信心與投資理論模型，從投資者的視角來分析信心是否會給投資造成影響，從而可以檢驗信心對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。［19］

（一）信心與投資理論模型假設(shè)

1.假設(shè)社會有m個投資者，每個投資者都面臨投資項目的機會，則第i個投資者承擔(dān)項目投資的成本為Ci，則離散型隨機變量Ci服從均勻分布，概率為1/m。

2.假設(shè)投資期共有三期，分別為0、1、2期。在0期，投資者面臨做出是否投資的決策。如果投資，則投資項目回報Y在1期和2期實現(xiàn)，但Y的大小是不確定的，換句話說Y是一個隨機變量。不妨假設(shè)Y存在兩種可能性，即或者上行或者下行，并且上行的幅度和下行的幅度并不確定，這樣我們就可以分析信心程度如何影響關(guān)鍵變量Y的大小。假設(shè)Y=Yh的概率為q，Y=Yl的概率為1-q。令d=Yh-Yl為經(jīng)濟(jì)上行幅度和經(jīng)濟(jì)下行幅度之差。

3.假設(shè)投資不可撤回。投資者在0期和1期分別可以做出投資決策，當(dāng)投資者在0期做出投資決策，則投資者無法撤回投資決定，只能等待投資結(jié)果；若投資者在0期選擇觀望，由于投資者在1期就可觀察到Y(jié)的結(jié)果，所以投資者在1期依然可以做出是否投資的決定。

4.假設(shè)資本再出售價格小于Y，該假設(shè)條件使得投資不會在1期終止。

5.在假設(shè)2的基礎(chǔ)上，我們做出投資收益假設(shè)。由于Y是隨機變量，投資Y可能虧損也可能獲利。不妨假設(shè)當(dāng)投資回報最低時，投資者虧損，用公式表達(dá)為：

（1）式說明投資的最低回報的凈現(xiàn)值為負(fù)值，Rf為無風(fēng)險利率，即若不投資該項目至少可以獲得Rf的收益率。同理，也可以假設(shè)當(dāng)投資獲得的最高回報為正，并且該結(jié)果應(yīng)該在1期就會實現(xiàn)，以便投資者在1期做出投資決策，用公式（2）表達(dá)為：

（二）信心與投資理論模型分析

投資者i在0期可根據(jù)自己對未來宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的信心程度來做出投資或不投資的決策，可以依據(jù)假設(shè)計算在0期投資或不投資時的凈現(xiàn)值，分別記作由于假設(shè)投資是不可撤回的，所以一旦0期做出投資決策，則凈現(xiàn)值應(yīng)該等于投資預(yù)期收益的貼現(xiàn)值，見公式（3）；一旦投資者在0期選擇觀望，則該投資者在1期可根據(jù)投資回報結(jié)果繼續(xù)做出1期是否投資的決策，若1期觀測結(jié)果為Y=Yh，則投資者選擇1期投資，由于投資者在0期未投資，所以Ci有了增值Rf*Ci；若1期觀測結(jié)果為Y=Yl，投資者仍然會選擇1期不投資，此時0期的投資成本Ci的折現(xiàn)值是（1-q）*Ci，現(xiàn)值由兩部分構(gòu)成，即1期投資折到0期的凈現(xiàn)值和1期不投資折到0期的凈現(xiàn)值之和，見公式（4）。

社會總投資是眾多單個投資者投資的總和。根據(jù)假設(shè)1，Ci服從離散型均勻分布，令I(lǐng)0為0期社會總投資規(guī)模，則I0應(yīng)等于社會總m個投資者中投資成本小于固定成本的所有投資者的投資之和，見公式（8）。由假設(shè)2可知，d=Yh-Yl，將式（8）對d求偏導(dǎo)，可得式（9），即信心與投資模型總公式①。

信心與投資模型總公式表明，社會總的投資者對未來宏觀經(jīng)濟(jì)的信心改變程度與投資負(fù)相關(guān)，對未來經(jīng)濟(jì)的不確定性導(dǎo)致低投資。信心與投資模型總公式傳達(dá)的含義是信心不足時會帶來決策延遲效應(yīng)，該延遲效應(yīng)也可以從公式（7）看出，當(dāng)對未來信心越不足時，Yl會下降，從而投資者更可能推遲投資決策，使投資減少更多。

三、我國貨幣政策信心渠道傳導(dǎo)的實證分析

（一）變量選取和處理

1.變量選取和數(shù)據(jù)來源

本模型涉及的主要變量有三類：一是我國貨幣政策的主要目標(biāo)變量，包括實際GDP、實際消費和實際投資。二是反映我國貨幣政策的工具變量，本文采用貨幣供應(yīng)量M2指標(biāo)。三是信心變量指標(biāo)，包括企業(yè)家信心指數(shù)和消費者信心指數(shù)。

本文選取的數(shù)據(jù)樣本期間為2000年第1季度至2015年第2季度，GDP變量選用國內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)，消費的度量采用社會總消費品零售總額，對投資的度量采用全國固定資產(chǎn)完成額數(shù)據(jù)，貨幣政策代理變量選用M2，綜合采用國家統(tǒng)計局和中國人民銀行公布的消費者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)，其它數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)處理說明

（1）GDP、消費、投資等數(shù)據(jù)的處理。GDP變量選用國內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)，對消費的度量采用社會總消費品零售總額指標(biāo)，對投資的度量采用全國固定資產(chǎn)完成額數(shù)據(jù)。投資數(shù)據(jù)處理同消費數(shù)據(jù)處理一樣，定基指數(shù)都選用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。本文對GDP、消費、投資數(shù)據(jù)都用X12方法進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，消除季節(jié)性因素后，再對GDP、消費和投資實際季度數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。GDP、消費、投資數(shù)據(jù)處理后英文縮寫分別為LNY、LNC、LNI。

（2）貨幣政策工具變量的選取。本文選擇M2作為貨幣政策代理變量是因為：一方面，本文研究的是貨幣政策、信心和產(chǎn)出之間的關(guān)系，就本文的研究重點而言，M2是相對于利率等變量而言更契合本文研究目的的貨幣政策代理變量；另一方面，發(fā)達(dá)國家學(xué)者多選擇國債利率、或有效匯率作為貨幣政策代理變量是基于發(fā)達(dá)國家市場化背景，而在本文所選擇的樣本期間內(nèi)，我國的利率和匯率市場化改革始終處于進(jìn)行時，SHIBOR數(shù)據(jù)在2006年之后才有，存貸款基準(zhǔn)利率變動小且存在政策因素。［20］對M2的數(shù)據(jù)處理方法是根據(jù)CPI指數(shù)定基處理得到實際值，作季節(jié)調(diào)整，然后取自然對數(shù)。M2數(shù)據(jù)處理后英文縮寫為LNM2。

（3）企業(yè)家信心指數(shù)的計算說明。本文主要采用國家統(tǒng)計局公布的消費者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)。需要說明的是，由于國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)缺少2014年和2015年的部分?jǐn)?shù)據(jù)，所以缺省值按照央行發(fā)布的企業(yè)家信心數(shù)據(jù)補齊，由于央行企業(yè)家信心指數(shù)范圍在1～100%之間，50%為臨界值，而國家統(tǒng)計局公布的企業(yè)家信心指數(shù)在1～200%之間，臨界值為100%，所以在補齊數(shù)據(jù)時，將央行企業(yè)家信心指數(shù)乘以2，然后用以公布的部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行比例處理。消費者信心指數(shù)、企業(yè)家信心數(shù)據(jù)處理后英文縮寫分別為CON_C和CON_I。

圖1描述了2001年第1季度至2015年第2季度我國經(jīng)濟(jì)主體，即消費者和企業(yè)家對宏觀經(jīng)濟(jì)的信心狀況。對消費者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)作了標(biāo)準(zhǔn)化處理后，可以發(fā)現(xiàn)在樣本期間，消費者和企業(yè)家信心呈周期波動，雖然消費者信心和企業(yè)家信心有一定的差異，但總體波動趨勢一致。［21］在近期，企業(yè)家信心明顯弱于消費者。下文我們將結(jié)合模型分析信心波動是否會影響貨幣政策傳導(dǎo)的有效性。

圖1　2001年第1季度～2015年第2季度我國經(jīng)濟(jì)主體對宏觀經(jīng)濟(jì)的信心狀況

（二）VAR模型設(shè)計與檢驗

1.平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗

在建立VAR模型之前需要明確時間序列是否平穩(wěn)。將數(shù)據(jù)處理后得到的貨幣供應(yīng)量（LNM2）、消費者信心指數(shù)（CON_C）、企業(yè)家信心指數(shù)（CON_I）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNY）、消費額（LNC）、投資額（LNI）等六類變量進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表1。可見，各變量一階差分在1%顯著水平上拒絕存在單位根。

表1　ADF單位根檢驗結(jié)果

顯然，六類變量都服從一階單整。本文需進(jìn)一步考察變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果見表2。表2表明6個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，最大特征根檢驗和跡檢驗都表明在5%顯著水平下存在兩個協(xié)整向量。

表2　Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

2.VAR模型設(shè)立

在明確變量非平穩(wěn)，但變量之間存在協(xié)整之后，可以建立VAR模型來研究貨幣政策作用于實體經(jīng)濟(jì)的信心渠道。由于VAR模型變量順序會改變模型本身的計量結(jié)果，因此，變量順序的設(shè)定非常重要。本文的變量順序按照貨幣政策工具變量、信心變量、貨幣政策目標(biāo)變量展開。信心變量則按照消費者信心指數(shù)排在企業(yè)家信心指數(shù)之前的順序，貨幣政策目標(biāo)變量按照實際GDP、實際消費、實際投資的順序。這種順序安排與經(jīng)濟(jì)學(xué)框架和邏輯一致。于是，可以建立如下VAR模型：

其中，Yt=［LNM2t，CON_Ct，CON_I，LNYt，LNCt，LNIt］′，Ct為6×1維常數(shù)向量，p為滯后階數(shù)，Aj為6×6維自回歸系數(shù)矩陣，εt為6×1維白噪聲干擾項。該模型均等對待每一個變量，模型本身體現(xiàn)貨幣供給量、消費者和投資者信心、產(chǎn)出之間的交互影響。同時滿足如下關(guān)系：

（三）模型檢驗與識別

建立VAR初步模型VAR（2）之后，對模型季度數(shù)據(jù)進(jìn)行4期滯后階數(shù)檢驗，表3為滯后階數(shù)檢驗結(jié)果，F(xiàn)PE、SC、HQ準(zhǔn)則顯示模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。根據(jù)最優(yōu)滯后階數(shù)建立VAR（1）模型，對該模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結(jié)果見表4，表4說明該模型對應(yīng)的特征方程的特征根的絕對值小于1，即所建立的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

表3　滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

表4　VAR模型穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

（四）計量結(jié)果及分析

1.脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了VAR模型中各內(nèi)生變量對其他變量沖擊的響應(yīng)程度。本文建立六變量的VAR（1）模型，下面分別給出六變量VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。在下列各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（季度），縱軸表示各變量的響應(yīng)，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表各變量對某個變量一個標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊后的變化，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。具體而言，圖2是消費者信心指數(shù)和投資者信心指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)圖，從圖2可以看出，在本期給貨幣供應(yīng)量一個正沖擊之后，無論是消費者信心還是投資者信心都經(jīng)歷了一個逐漸加強的過程，但相比而言，投資者信心響應(yīng)明顯比消費者信心快，且幅度要明顯高于消費者信心。擴(kuò)張性的貨幣政策，能增強消費者和投資者信心，但投資者信心顯著比消費者信心恢復(fù)程度更快且幅度更大。

圖2　信心指數(shù)對貨幣供應(yīng)量沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖3 產(chǎn)出變量對貨幣供應(yīng)量沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖3是貨幣政策目標(biāo)變量，即實際GDP、實際消費和實際投資對貨幣政策工具變量（貨幣供應(yīng)量）沖擊的響應(yīng)圖。圖3表明，當(dāng)在本期給貨幣供應(yīng)量M2一個正沖擊后，實際GDP、實際消費、實際投資迅速作出響應(yīng)。在貨幣供應(yīng)量一個正沖擊下，GDP穩(wěn)定增長，說明貨幣政策正沖擊對國內(nèi)生產(chǎn)總值增加具有顯著的促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。同樣，該沖擊給消費和投資帶來同向的沖擊，實際消費在第5期達(dá)到峰值，實際消費對貨幣供應(yīng)量正沖擊的響應(yīng)程度明顯快于實際GDP。相比實際GDP和實際消費而言，貨幣供應(yīng)量對實際投資的沖擊幅度最大，實際投資在第三期達(dá)到最高點，說明在實際GDP、實際消費和實際投資三者之間，實際投資對貨幣供應(yīng)量沖擊的響應(yīng)最快。同時，從圖3可以看出，貨幣供應(yīng)量增加的擴(kuò)張性貨幣政策對產(chǎn)出有顯著的促進(jìn)作用，該脈沖響應(yīng)函數(shù)圖與經(jīng)濟(jì)理論相吻合。

圖4和圖5分別表示貨幣政策目標(biāo)變量，即實際GDP、實際消費和實際投資對消費者信心和投資者信心沖擊的響應(yīng)圖。對比圖4和圖5可以發(fā)現(xiàn)，貨幣政策目標(biāo)變量對兩類經(jīng)濟(jì)主體信心沖擊的響應(yīng)結(jié)果有顯著的差別，其中給消費者信心一個正沖擊對實際GDP的影響不大，雖然是正影響，但該正影響幅度較小且逐漸趨于零；而給投資者信心一個正沖擊卻能對實際GDP波動帶來正影響，其影響幅度顯著高于消費者信心沖擊幅度，其持續(xù)效應(yīng)也比較明顯。兩類信心沖擊對實際消費和實際投資的影響差異也非常明顯，給消費者信心一個正沖擊，雖然同時給實際消費和實際投資帶來正面影響，但兩者的反應(yīng)幅度仍有所不同，實際消費在1期最高，之后影響減弱，而實際投資對消費者信心正沖擊的反應(yīng)更為迅速，在2期達(dá)到峰值，之后影響減弱。同樣，實際消費和實際投資對投資者信心正沖擊做出的響應(yīng)大體一致，但實際投資是實際消費的響應(yīng)幅度的兩倍。圖4和圖5說明，經(jīng)濟(jì)主體信心能顯著正向影響產(chǎn)出變量，這與本文的第二部分信心投資模型的結(jié)論一致，但相比而言，投資者信心給產(chǎn)出帶來的影響要高于消費者信心。

圖4　產(chǎn)出變量對消費者信心指數(shù)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖5　產(chǎn)出變量對投資者信心指數(shù)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

2.方差分解

上文脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了貨幣供給量、經(jīng)濟(jì)主體信心、產(chǎn)出變量的相互影響，下面將用方差分解通過分析變量結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，來評價變量結(jié)構(gòu)的重要性。分別制作消費者信心指數(shù)、投資者信心指數(shù)、實際GDP方差分解表，表中數(shù)據(jù)分別表示各變量對各方差分解變量變動的貢獻(xiàn)程度。消費者信心指數(shù)方差分解結(jié)果表明：不考慮消費者信心指數(shù)自身的貢獻(xiàn)率，貨幣供應(yīng)量M2對消費者信心指數(shù)變動的貢獻(xiàn)率最大，平均在25%左右。投資者信心指數(shù)方差分解結(jié)果表明：不考慮投資者信心指數(shù)自身的貢獻(xiàn)率，貨幣供應(yīng)量M2和消費者信心指數(shù)對投資者信心變動的貢獻(xiàn)率最大，且表現(xiàn)出貨幣供應(yīng)量M2變動逐期增加并逐漸穩(wěn)定，而消費者信心指數(shù)貢獻(xiàn)逐期增加并逐漸穩(wěn)定。消費者信心指數(shù)方差分解結(jié)果和投資者信心方差分解結(jié)果共同表明：經(jīng)濟(jì)主體信心變動受貨幣政策沖擊的影響。這進(jìn)一步驗證了貨幣政策傳導(dǎo)過程中會通過信心渠道來影響產(chǎn)出。實際GDP方差分解結(jié)果表明：排除實際GDP自身的貢獻(xiàn)率，投資者信心對實際GDP變動的貢獻(xiàn)率最大，基本在36%以上，投資者信心和消費者信心共同解釋了實際GDP變動的40%左右，這說明信心沖擊能解釋1/3以上的實際GDP波動。②

四、結(jié)論與政策建議

貨幣政策被各國作為2008年世界經(jīng)濟(jì)危機后恢復(fù)經(jīng)濟(jì)的重要手段。當(dāng)經(jīng)濟(jì)受到重創(chuàng)時，經(jīng)濟(jì)主體信心是否會影響貨幣政策傳導(dǎo)的有效性？在我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”背景下，央行推出的一輪又一輪的貨幣政策是否會作用于消費者和投資者信心，從而改變他們的消費和投資行為？基于這些問題，本文從理論和實證兩個不同維度給出了答案。從投資者角度出發(fā)的理論模型演繹的結(jié)論是社會投資者總體對未來宏觀經(jīng)濟(jì)的信心不足時，會產(chǎn)生決策延遲效應(yīng)，從而使投資減少。VAR模型實證分析得出的主要結(jié)論如下：一是消費者信心和投資者信心能顯著對貨幣政策沖擊做出持續(xù)響應(yīng)，從而能同向影響實際經(jīng)濟(jì)增長，帶動消費和投資；二是投資者信心響應(yīng)幅度比消費者信心反映幅度更大，投資者信心對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出波動變動的貢獻(xiàn)率也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于消費者信心，這說明投資者信心渠道對貨幣政策有效性的影響程度遠(yuǎn)高于消費者信心渠道。

當(dāng)前，在“新常態(tài)”背景下，若宏觀經(jīng)濟(jì)基本面發(fā)生較大改變，消費者和投資者信心勢必受到影響，當(dāng)消費者和投資者對未來宏觀經(jīng)濟(jì)信心不足時，會發(fā)生“等著瞧”效應(yīng)，消費者很可能會減少消費，而投資者則會延遲投資決策，這會進(jìn)一步使經(jīng)濟(jì)疲軟。政策制定者若只關(guān)注經(jīng)濟(jì)基本面，忽視經(jīng)濟(jì)主體心理因素的影響，則會加速經(jīng)濟(jì)下行。此時，貨幣政策制定者可通過擴(kuò)張的貨幣政策影響經(jīng)濟(jì)主體信心的形成機制，使投資者和消費者受政府為未來宏觀經(jīng)濟(jì)的支持所鼓舞，提升消費者和投資者信心。具體而言，一方面，政策制定者在制定政策過程中結(jié)合考慮經(jīng)濟(jì)基本面和經(jīng)濟(jì)主體信心的影響，應(yīng)關(guān)注如何恢復(fù)、增強和調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)主體信心，以形成貨幣政策有效性，增強政策傳導(dǎo)效果；另一方面，經(jīng)濟(jì)主體對宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的判斷依賴于其對經(jīng)濟(jì)運行狀況的主動認(rèn)知，貨幣政策的透明度、央行的聲譽、政策制定者與經(jīng)濟(jì)主體的溝通等因素能引導(dǎo)對貨幣政策變化的預(yù)期，穩(wěn)定其對宏觀經(jīng)濟(jì)的信心。因此，貨幣政策制定者應(yīng)進(jìn)一步增加貨幣政策的透明度、注重與經(jīng)濟(jì)主體的交流溝通，并加強自身聲譽建設(shè)，使得經(jīng)濟(jì)主體和政策制定者對未來經(jīng)濟(jì)形勢的認(rèn)識趨于一致，有利于形成更加暢通的貨幣政策傳導(dǎo)機制。

注 釋

①E（Y）=q*Yh+（1-q）*Yl?E（Y）=q*d+Yl，所以

②鑒于論文篇幅，消費者信心指數(shù)、消費者信心指數(shù)、投資者信心指數(shù)、實際GDP方差分解表此處省略，如有需要，請和作者聯(lián)系。

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責(zé)任編輯：蔡 強

作者簡介：陳紅（1970-），女，浙江湖州人，中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，主要從事公司金融、投資者保護(hù)等研究；郭丹（1981-），女，湖北武漢人，中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院博士研究生，主要從事貨幣理論與政策研究；張佳睿（1981-），女，吉林長春人，吉林省社會科學(xué)院助理研究員，主要從事世界經(jīng)濟(jì)研究。

基金項目：教育部新世紀(jì)人才支持項目（NCET-12-0984）；“中南財經(jīng)政法大學(xué)研究生創(chuàng)新教育計劃”資助項目（2015B0507）

收稿日期：2015-10-18

中圖分類號：F820.1

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-2674（2015）12-067-09