貨幣政策對金融資產結構及宏觀經濟波動的有效性研究

徐 梅

(西北政法大學 經濟學院，陜西 西安 710063)

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貨幣政策對金融資產結構及宏觀經濟波動的有效性研究

徐 梅

(西北政法大學 經濟學院，陜西 西安 710063)

貨幣政策調整可以影響個人的消費、投資行為，個人行為的累積會形成宏觀的金融資產結構，通過信貸和融資將金融資本轉化為實物資本，從而達到對宏觀經濟的影響。本文通過構建Sidrauski模型，提出貨幣政策的影響路徑假說，并構建ARDL-ECM計量模型進行實證檢驗，認為貨幣政策對金融資產結構的影響效果比對宏觀經濟更有效，短期調整比長期影響更有效。

貨幣政策；金融資產結構；宏觀經濟波動；Sidrauski模型；ARDL-ECM

一、引 言

自2010年以來，我國經濟增長速度持續下行，呈階梯式回落之勢。GDP增長速度從2010年的10.3%逐步下降到2014年的7.3%，人均GDP增長速度則從2010年的10.1%，下降到2014年的6.7%。我國經濟增長速度的回落使得個人、企業、政府三大需求同時收縮，工業生產回落，部分地區財政收入下降、失業問題嚴重，股市風險、銀行風險大幅提高。與此同時，我國政府也積極尋求有效的貨幣政策和財政政策刺激經濟，阻礙經濟的進一步下行。就貨幣政策而言，我國央行自2012年以來8次調低存貸款基準利率，目前一年期存款利率已低至1.5%。貨幣供應量則持續增加，伴隨著經濟增速放緩，結果反而導致了通貨膨脹。隨著我國穩健寬松貨幣政策的實施，為什么促進宏觀經濟增長的收效甚微？筆者認為，有必要對貨幣政策對宏觀經濟的傳導途徑和調控效果進行分析。

研究貨幣政策對經濟增長的影響，是宏觀經濟學的核心內容。傳統的IS-LM模型說明了貨幣政策通過貨幣供給的變化，使LM曲線移動，改變了均衡利率，刺激了投資，從而擴大了產品與服務的需求。因此，貨幣政策的傳導方式有兩大類：貨幣渠道和信貸渠道。貨幣渠道通過改變經濟運行中的貨幣供應量來影響利率從而影響投資與消費，達到影響經濟的最終目的；信貸渠道通過貨幣供給的變化或利率的變化影響銀行信貸資金和股市融資的可得性，從而進一步影響投資與消費，最終影響宏觀經濟。因此，貨幣政策要實現對宏觀經濟的影響有兩條傳導路徑：一是貨幣政策通過影響個人、企業的消費和投資，從而達到影響宏觀經濟的目的；二是貨幣政策從中央銀行到商業銀行、股市等金融市場和資本市場，從而達到對宏觀經濟的影響目的。

對于貨幣政策有效性的分析是基于20世紀70年代興起的新古典主義學派的相關理論。該學派在貨幣政策分析中引入理性預期假設，并將連續市場出清假設與理性預期假設相結合，構建包含貨幣政策的宏觀經濟周期模型來研究貨幣政策對經濟波動的影響效果，提出了貨幣政策無效性的命題，即：預期到的貨幣政策對經濟波動沒有影響，只有預料之外的貨幣政策才會對實體經濟產生影響。巴羅[1]通過實證驗證了該命題，即：預期到的貨幣變動與價格變動是一一對應的，只有未預期到的貨幣變動才能影響宏觀經濟波動。而新凱恩斯主義學派以不完全信息、非市場出清、粘性工資和粘性價格等理論為基礎，探討經濟增長與貨幣政策之間的關系，認為貨幣政策變動會對經濟增長產生影響，而且對未來貨幣政策的預期會影響私人部門的投資行為[2]。

貨幣政策操作的指標主要監控基礎貨幣、銀行利率等，從而達到影響貨幣供應量，最終影響國民經濟宏觀經濟指標。McCandless & Webe[3]對110個國家近30年的貨幣供應量和總產出之間的變化關系進行了實證研究，發現貨幣供應量增長率與總產出增長率之間沒有關系。Boschen & Mills[4]分析了不同類型貨幣，比如：通貨、銀行存款和銀行儲備等在實際沖擊之后對產出增長的影響效果，發現實際沖擊可以影響產出增長的部分原因，貨幣供應量對產出增長變化沒有解釋能力。Fry[5]針對發展中國家的研究表明，提高實際利率有助于儲蓄的形成和投資的增長，因此實際利率對經濟增長有顯著影響。劉金全[6]分別使用貨幣供應量和利率來作為貨幣政策的工具進行度量，結果表明，貨幣政策具有不對稱性，即：緊縮性貨幣政策對產出的抑制作用要強于擴張性貨幣政策對產出的促進作用。Yunus & Leon-Ledesma[7]使用短期名義利率作為貨幣政策的相關指標，對英國和美國二戰后的經濟周期變動進行分析，發現長期中名義利率對實際產出沒有影響。鄭澤華[8]分析了儲蓄分流對貨幣政策傳導效率的影響，認為儲蓄分流削弱了金融體系的貨幣派生能力，導致了貨幣政策的傳導不利。秦麗[9]研究發現我國居民金融資產選擇行為對利率的敏感性較低，制約了利率對宏觀經濟的作用效果。金中夏、洪浩、李宏瑾[10]通過動態隨機一般均衡模型(DSGE)，分析利率市場化對貨幣政策有效性的影響，認為利率市場化將有助于貨幣政策中利率傳導渠道更加通暢，利率上升可以減少宏觀經濟波動。

目前，研究貨幣政策影響效果和傳導機制的方法更為豐富。Tobin[11]將貨幣變量引入經濟增長模型，建立了貨幣供應量增長率對經濟增長影響的傳導過程，認為在穩定水平下，貨幣供給量增長率對穩態產出增長率具有正向影響效應，此效應稱為“Tobin效應”。Sidrauski[12]將貨幣因素引入效用函數，并將效用函數與生產函數相結合，在內生框架下研究貨幣供應量變動與經濟增長的關系，發現了貨幣供應量的“超中性”性質，即：無論是貨幣供應量的水平值變化還是增長率變化，在長期內對產出都沒有影響。Lucas[13]以世代交疊模型為基礎，發現貨幣供給中非預期沖擊確實影響產出的波動。King & Plosser[14]通過建立具有貨幣變量的真實經濟周期模型(RBC)研究貨幣沖擊對實際產出的傳導機制。陸軍、舒元[15]運用Granger因果檢驗，發現中國在1978-2000年期間，長期內產出是貨幣供應量的Granger原因，但反過來貨幣供應量不是產出的Granger原因，因此試圖通過貨幣政策影響經濟增長是不可能的。劉霖、靳云匯[16]采用協整和向量自回歸模型對貨幣供應量、通貨膨脹與經濟增長之間的關系進行實證研究，認為在長期內貨幣擴張能夠推動經濟增長，而又不一定造成通貨膨脹。郭明星、劉金全、劉志剛[17]使用具有馬爾科夫區制轉移的向量誤差修正模型(MS-VECM)，研究了貨幣供應量與產出之間的長期均衡關系和短期波動關系。研究結果表明，樣本期間我國貨幣供應量與產出水平之間存在長期均衡關系，并且貨幣政策具有非對稱性。閆力、劉克宮、張次蘭[18]利用1998年1月到2009年3月的月度數據，采用HP濾波法分離出M1、GDP、CPI增長率序列的趨勢成分和波動成分，運用VAR模型及其脈沖響應函數對我國貨幣政策有效性進行了研究，認為貨幣供應量M1對產出的影響效應不如價格效應，而且貨幣政策效應呈現非對稱性，其緊縮效益大于擴張效應。

綜上所述，國內外以往對貨幣政策有效性的研究側重于貨幣政策對宏觀經濟最終形成的影響效果的分析上，而貨幣政策的影響方式和途徑沒有詳細的研究。由于貨幣供應量、利率的改變是通過影響個人、企業的消費、投資行為，繼而影響銀行信貸和債券、股票融資，從而達到對宏觀經濟的影響。因此，本文試圖通過構建模型描述這一影響路徑，揭示貨幣政策的傳導途徑中的阻礙因素，解釋我國貨幣政策對宏觀經濟影響的有效性問題。

二、含有貨幣政策工具的Sidrauski模型

面對流動性貨幣的變化和利率的調整，個人會做出相應的消費和儲蓄，以及持有不同類型金融資產的抉擇。個人行為的累積結果會形成宏觀的金融資產結構，通過資本市場和金融市場進行信貸和融資將金融資本轉化為實物資本，從而達到影響宏觀經濟的最終目標。為了將個人選擇和宏觀經濟波動結合起來，本文選擇了含有貨幣政策工具的Sidrauski模型作為分析的基礎。Sidrauski在1967年首先提出了效用函數中的貨幣模型，將微觀經濟學中的個人效用函數和宏觀經濟學中的生產函數結合起來，分析貨幣政策對個人效用的影響，并進而在內生框架下分析貨幣政策對宏觀經濟增長的影響。一般認為，由于貨幣可以提供某種服務，因此它可以直接給個人帶來效用，個人在進行消費和儲蓄抉擇的同時，還要決定是以貨幣形式還是以物質資本的形式持有財富。

(一)基本模型和假定

假設經濟中有很多無限壽命的經濟家庭，除了消費和閑暇能帶來效用外，假設貨幣提供的服務也能給家庭帶來效用。如果家庭的主觀時間貼現率為1>β>0，家庭決策者在t=0時刻所考慮的家庭幸福函數是家庭所有成員在當前和未來所有時刻效用水平的貼現之和，即為：

(1)

(2)

根據方程(2)，可知人均預算約束方程為：

(3)

(4)

在生產方面，假設經濟中存在一個代表性廠商，它通過利潤最大化來決定自己雇傭的勞動和資本。廠商的生產函數表示為

Yt=F(Kt,Lt)

(5)

此外，個人總財富包括實物資本和貨幣兩種資產：At=at+mt。因此，個人預算約束也可以表示為：

(6)

假設商品市場和要素市場都是完全競爭市場，同時企業每期都可以調整資本和勞動的雇傭水平，以使得每期的利潤都達到最大化，根據廠商最優化的一階條件有：

rt=Fk(Kt,Lt)-δ

wt=Fl(Kt,Lt)

(7)

其中，Fk和Fl分別表示生產函數F(Kt,Lt)對K和L求偏導，δ為資本折舊率。

因此，個人行為表現為以下優化問題：

(8)

(二)模型求解和一階條件

令At=at+mt，表示個人持有的總財富水平，根據方程(3)，得

(9)

由此，根據消費者優化問題(8)建立現值Hamilton函數為：

H=u(ct,mt,1-lt)+λt[Atrt+wt-ct-(rt+πt)mt]

(10)

其中，λ是Hamilton乘子，也稱為個人總財富A的共態變量(當然也是a和m的共態變量)，它表示人均財富的影子價格。最優化問題的一階條件為：

uc(ct,mt,1-lt)=λt

um(ct,mt,1-lt)=λt(πt+rt)=λt(πt+Fk-δ)

ul(ct,mt,1-lt)=-λtwt=-λtFl

(11)

(三)貨幣政策調整的外部沖擊

通常政府會選擇貨幣供給量和利率作為貨幣政策的主要工具，對貨幣供應量和利率的調整作為經濟系統運行的外生沖擊。假定這兩種沖擊都與前一期沖擊相關，并存在隨機性，即：遵循AR(1)過程。

貨幣供給沖擊用下式表示：

mt=ρmmt-1+um,t, 0<ρm<1

(12)

其中，um,t為貨幣供應量的當期擾動，即：反映了貨幣供應量調整的外部沖擊，ρm為相鄰兩期貨幣供應量沖擊的相關系數。

同理，利率變動也可表示為：

rt=ρrrt-1+ur,t, 0<ρr<1

(13)

其中，ur,t為利率的當期擾動，即：反映了利率調整的外部沖擊，ρr為相鄰兩期利率沖擊的相關系數。

(四)貨幣政策工具對居民財富和產出的影響推導

使用Cobb-Douglas生產函數，假定規模報酬不變，即：

(14)

其中，b為資本產出彈性參數，資本與勞動投入要素之間的替代彈性為1。

假設效用函數是風險規避的(CRRA)效用函數，表示為：

(15)

其中，0<α<1，參數η與γ均為正的實數。

家庭當期總財富是由上一期的財富總額加上工資收入、投資收益以及手持貨幣貶值。其中，投資收益來源主要包括實物投資和金融資產投資兩個渠道，表示如下：

(16)

其中將上一期的家庭資產分解為實物資產k、無風險金融資產(包括儲蓄存款和國債等)d和風險金融資產s。將式(12)和式(13)代入(16)，得：

(17)

方程(17)右邊第一項為固定變動部分，第二項為利率和貨幣供應量調整沖擊部分。可以看出，貨幣政策工具是分別作用于居民財富影響的：利率通過影響居民的投資收益影響居民財富的變動，而貨幣供應量是影響居民手持貨幣的貶值程度來影響居民財富的變動。

由式(6)可知，總產出可表示為：

(18)

(19)

方程(19)右邊第一項為固定變動部分，第二項為利率和貨幣供應量調整沖擊部分。由此可認為，利率的調整是通過上一期的家庭財富的實際價值變化和當期的貨幣供應量影響總產出，而貨幣供應量的調整是通過通貨膨脹和利率的調整影響總產出，并且利率和貨幣供應量對產出的影響有交互作用。從隨機擾動項的組成發現，利率和貨幣供應量對總產出的影響有動態效應，即：前一期貨幣供應量和利率的變動會影響當期的產出波動。

基于以上模型推導，本文提出兩個研究假說：

假說1：利率通過影響居民的投資收益影響居民財富的變動，進而影響金融資產結構并最終實現對宏觀經濟波動的影響。

假說2：貨幣供應量是通過影響居民手持貨幣和儲蓄存款的的貶值程度來影響居民財富的變動，進而影響金融資產結構，并達到對宏觀經濟的影響目標。

貨幣政策對金融資產結構和宏觀經濟波動的傳導途徑如下圖所示：

圖1 貨幣政策對金融資產結構與宏觀經濟波動的傳導路徑

三、模型設定與實證分析

(一)變量選取及數據來源

1.宏觀經濟波動的指標選擇。本文選取宏觀經濟景氣指數中的一致指數來描述宏觀經濟波動狀況。該指數由國家統計局中國經濟景氣監測中心測算，一致指數(Coincidence Index，記為：coi)以1996年作為基期，由工業生產、就業、社會需求、收入等四個方面指標計算得到，反映了當前經濟的基本走勢。

2.家庭金融資產的指標選擇。作為無風險金融資產的儲蓄存款一直以來受到了中國居民的偏好，儲蓄存款一直在家庭金融資產中占據著比較大的比重。債券持有也是居民喜好的一種方式。而作為高風險金融資產的股票近年來也越來越受到廣大居民的重視，股票交易變得活躍。此外，保險準備金、銀行理財、基金等也是居民金融資產的組成部分，但是由于分類比較細，數據的取得不具有連貫性，因此在本文的分析中暫不考慮。對家庭而言金融資產作為一種財富持有，而對宏觀經濟而言，家庭金融資產作為一種投資進入社會生產。因此，本文中居民儲蓄選取金融機構新增人民幣存款(dep)和新增股票流通市值(sto)。

3.貨幣政策指標選擇：國內外學者對貨幣政策的研究中，一般選取貨幣供應量和利率來衡量。貨幣供應量中M0就是流通中的現金，是宏觀調控市場流動性的重要指標，因此本文選擇M0反映貨幣供應量。由于拆借利率能更好地反映市場利率的變動，而且變動也更為靈活，因此本文選擇銀行間同業拆借加權平均利率反映利率的變動(記為r)。

4.過渡影響指標選擇：理論推導認為，利率是通過影響金融資產收益從而影響居民對金融資產的選擇，而貨幣供應量是通過影響居民手持貨幣和儲蓄存款的貶值程度來影響居民家庭財富的，因此本文加入資產收益與通貨膨脹的相關指標。儲蓄存款的收益是由存款利率決定的，在一段時期內較為固定，因此本文通過滬、深指數的收盤價格計算股票收益率inct=ln(pt/pt-1)=ln(pt)-ln(pt-1)，其中pt為滬、深股市收盤價格，然后以滬、深股市的流通市值作為權重進行加權平均。通貨膨脹使用CPI環比指數來反映。

本文選取2004年1月至2015年10月共130個月度數據，并對各變量數據運用X-12法進行了季節調整，剔除掉季節性的周期波動。

(二)計量模型選擇

由于變量為時間序列數據，各變量有可能存在單整階數不同的情況，而建立VAR模型或是VEC模型都要求先進行單位根檢驗，要求變量是同階單整，而由Pesaran[9]發展起來的自回歸分布滯后模型(ARDL)，不管變量是否為同階單整，都可以用該模型來檢驗變量之間的長期關系。除此之外，ARDL模型還可以通過簡單的線性方法轉化為誤差修正模型(ECM)，可以同時研究變量之間的短期變動與長期均衡。

ARDL模型對時間序列的分析包含兩個階段：第一階段，建立與該ARDL模型相對應的ECM，并計算出ECM模型中的F統計量。以此判斷變量間是否存在長期穩定的關系。第二階段，運用ARDL模型，估計變量之間長期和短期關系的系數。

首先考慮到貨幣政策與金融資產結構和宏觀經濟之間的聯動關系，構建非受限誤差修正模型(UECM)：

(20)

其中，b,c,d,e,f為短期系數，θ為長期系數，k為滯后階數。

對5個變量之間是否存在協整關系做F檢驗，即：

H0∶θ1=θ1=…=θ5=0

H1∶θ1,θ2,…,θ5至少有一個不為0。

F檢驗如果拒絕原假設，則認為變量之間存在長期協整關系。

如果變量之間存在協整關系，建立長期均衡方程：

(21)

同時，建立短期波動方程：

(22)

其中，ECMt-1表示滯后的誤差修正項。

(三)實證分析過程

1.貨幣政策對金融資產結構與宏觀經濟波動的影響

(1)協整檢驗

通過AIC和SC準則確定模型滯后2階，檢驗方程(20)中是否全為0，得F統計量為：F(5,125)=2.9743，伴隨概率p=0.014，即：F統計量在5%的水平上顯著。這一檢驗結果意味著，宏觀經濟景氣指數coi、新增人民幣存款dep、新增股票流通市值sto、貨幣供應量M0和利率r之間存在長期協整關系。

(2)ARDL-ECM模型分析

在確定變量之間存在長期均衡關系后，通過ARDL模型估計變量之間的長期均衡和短期波動。首先使用AIC準則確定模型中各變量的具體滯后階數，發現采用ARDL(2,0,0,2,0)的模型更為合適。長期和短期ARDL-ECM的估計結果如表1所示。在長期均衡關系中，貨幣政策、金融資產結構對宏觀經濟均沒有顯著影響。短期波動關系中，宏觀經濟波動與自己的滯后值是顯著相關的，波動存在慣性變動，如果沒有其他因素的變動沖擊，波動幅度在逐漸減小，當期的變動是上一期變動的70.21%。宏觀經濟的短期波動和金融資產結構變動并無明顯相關，但是對貨幣政策調整卻是敏感的，當期的貨幣供應量變動會對當期宏觀經濟波動產生負向影響，而貨幣供應量滯后一期波動卻對當期宏觀經濟波動存在正向影響，兩相比較，貨幣供應量滯后期的影響更為顯著。宏觀經濟波動與利率波動之間存在負相關，利率波動相比貨幣供應量波動影響的顯著性程度更低，只在10%的水平上顯著。此外，短期波動方程中的誤差修正項的系數并不顯著，也就是說，如果宏觀經濟受到影響偏離長期均衡，自身并沒有能力調整回到均衡路徑上。或者也可以認為，貨幣政策、金融資產結構等指標的波動只會對宏觀經濟有短期的波動影響，而沒有長期的促進作用。

表1 ARDL-ECM模型估計結果

注：變量形式Δy=y-y(-1)，Δy1=y (-1)-y (-2)；inpt為截距項；[]中為p值;ecm=coi+2.77×10-5×dep+3.60×10-5×sto+2.63×10-3×M0+1.78×r-105.83×inpt。

2.貨幣政策對金融資產結構影響的實證分析

模型估計的結果并沒能印證本文設計的傳導路徑，為了進一步說明貨幣政策對宏觀經濟作用的傳導途徑中哪一環節受到了阻礙，本文又分別對貨幣政策對金融資產結構的影響構建ARDL-ECM模型。模型構建如下：

(1)構建UECM：

(23)

接下來對系數θi(i=1,2,3,4,5)進行F檢驗，以確定是否有長期均衡關系。

(2)建立長期均衡方程和短期波動方程

長期均衡方程：

(24)

短期波動方程：

(25)

其中，ECM1為dep方程的誤差修正項，ECM2為sto方程的誤差修正項。

(3)協整檢驗

通過對貨幣政策與金融資產結構的UECM模型系數θi的檢驗結果見表2，兩個方程的F統計量均在1%的水平上顯著，表明貨幣供應量M0、利率r、通貨膨脹CPI和股票收益率inc對兩種金融資產均存在長期協整關系。

表2 UECM方程的系數θi檢驗結果

(4)ARDL-ECM估計

協整檢驗證實了貨幣政策與金融資產之間存在協整關系，通過ARDL-ECM模型建立變量之間的長期均衡和短期波動關系，估計結果如表3所示。通過AIC準則判斷方程各變量滯后期，dep方程采用ARDL(2,2,0,1,2)更為合適，而sto方程采用ARDL(2,2,1,0,2)更為合適。接下來對估計結果進行比較分析，在長期均衡關系方程中，貨幣供應量M0對新增人民幣存款dep存在顯著的負影響，而股票收益率inc對新增股票流通市值sto存在顯著的正影響。在短期波動方程中，新增股票流通市值波動對滯后一期的物價水平波動更為敏感，這兩者之間存在正相關。此外，股票收益率的波動也會影響新增股票流通市值的波動。相比較而言，貨幣供應量的變動對新增人民幣存款波動的影響更為顯著，此影響為負的。新增人民幣存款的波動與利率的當期和滯后期的波動都是顯著相關的，并且呈現負方向變動；而利率的波動對股票波動的影響具有時滯性。對于短期波動方程中的誤差修正項，分別以dep和sto作為被解釋變量的兩個方程，誤差修正項的系數都為負值，分別為-0.545和-0.596，并且都在1%的水平上顯著。說明金融資產的短期波動對于長期均衡的偏離，在下一年是可以得到修正的。

表3 貨幣政策對金融資產結構影響的ARDL-ECM估計

注：dep方程的ecm=dep+228.07×CPI-80155×inc+2.8669×M0-91.762×r-8246.8×inpt;

sto方程的ecm=sto+4475.2×CPI-2033277×inc-0.584×M0-2565.1×r+3376.3×inpt。

接下來，將各指標變量進行標準化處理，然后繪制貨幣政策變量與金融資產變量對宏觀經濟的脈沖響應圖(見圖2)，圖中顏色較深的線為金融資產變量，顏色較淺的線為貨幣政策變量。圖中可看到，貨幣供應量的變動對宏觀經濟影響的波動幅度最大，會使得宏觀經濟短期震蕩明顯，而收斂速度也最快，第5期時基本歸于平穩。利率變動對宏觀經濟存在正向影響，在第7期左右基本達到最高，隨后逐漸趨于平穩。新增人民幣存款和新增股票流通市值的變化對宏觀經濟的沖擊存在負向影響，其中新增人民幣存款變化對宏觀經濟的短期波動更為明顯。

圖2 各指標對coi的脈沖響應

圖3 貨幣供應量M0對各指標的脈沖響應

比較貨幣政策中貨幣供應量與利率的變化對金融資產及宏觀經濟的沖擊影響(見圖3和圖4)發現，貨幣供應量的沖擊振幅在-0.3～0.3之間，而利率的沖擊振幅只在-0.2～0.15之間，可以認為，貨幣供應量變化的短期沖擊振幅要明顯大于利率沖擊，尤其對儲蓄存款的沖擊更顯著，但是其影響的持續性并不強，很快沖擊則歸于平穩。利率對儲蓄存款和宏觀經濟存在正向的沖擊作用，對股票資產存在負向的沖擊作用，并且利率對股票的儲蓄存款和宏觀經濟的沖擊效果更為顯著。利率對儲蓄存款的沖擊作用在第2期就達到了最大，而對宏觀經濟的沖擊作用在第10期才達到最大，此后也逐漸收斂，趨于平穩，但是其收斂速度要明顯慢于貨幣供應量沖擊影響的收斂速度。

圖4 利率r對各指標的脈沖響應

四、理論分析和結論建議

(一)理論分析

(1)對假說1的分析。在長期內，利率的變化對我國金融資產和宏觀經濟的影響并不明顯，股票市值的變化確實依賴于投資收益的變化，但是由于利率的調整更多地是針對銀行系統存貸款所作的，所以無法引起股市投資收益的變動。在短期內，利率的變動確實會影響儲蓄存款和股票市值的變動，尤其對儲蓄存款的影響效果更為顯著，也會對宏觀經濟波動產生影響，并且利率調整的沖擊最先影響到儲蓄存款的變化。

(2)對假說2的分析。在長期內，貨幣供應量對儲蓄存款存在負向影響，但是這個影響傳導不到宏觀經濟。短期內，貨幣供應量的變動對儲蓄存款變動有顯著的影響，對宏觀經濟波動也有顯著的影響，貨幣供應量短期的沖擊更為明顯，并且這種沖擊收斂至平穩狀態的速度比較快。

(二)結論建議

通過對以上假說的分析，可以看出，從短期波動來看，金融資產波動對貨幣政策工具調整沖擊更為敏感，而這種沖擊傳導至宏觀經濟波動時影響作用是比較弱的。理論上貨幣政策的傳導路徑在實際中并不一定有效，貨幣政策的調整短期比長期的影響效果更好，對金融資產的影響效果比對宏觀經濟的影響效果更好。也就是說，僅有貨幣政策的調整，沒有金融市場和資本市場的金融資本轉化為實體經濟的實物資本，貨幣政策對經濟的影響都只能是短期的，無法形成長期有效的作用效果。

貨幣供應量的變化對股票市值變化的影響是正的，對儲蓄存款的影響則是負的，而貨幣供應量對宏觀經濟的當前影響是負的，滯后一期的影響則是正的。從這一角度看，貨幣供應量的調整通過儲蓄存款傳導的時滯性短，通過股票市值變化傳導的時滯性長，從而加強了宏觀經濟短期的波動性。

通過調整利率刺激經濟是貨幣政策的傳統做法，但是從本文模型估計的長期穩定關系結果看，利率對宏觀經濟沒有幫助。短期波動模型顯示，利率對宏觀經濟的短期波動影響效果也要弱于貨幣供應量的變動，而且利率已經低于通貨膨脹，利率調整的空間已經不復存在。對于經濟發展的不景氣，應該考慮其他的貨幣政策。由于金融資產對貨幣政策變動更為敏感，不同類型的金融資產對不同貨幣政策工具變動沖擊的敏感性則不盡相同。因此，可以更加細化貨幣政策的工具使用，在不同的宏觀經濟背景下，通過貨幣政策的調整鼓勵不同的融資方式，更有利于金融資本向實物資本的轉化，最終實現對實體經濟的調整目標。

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責任編輯、校對：鄭雅妮

2016-06-06

本文受國家社科基金項目“中國居民家庭金融資產結構風險與經濟周期波動的協動性關系研究”(批準號：11XJY025)及西北政法大學青年學術創新團隊計劃資助。

徐梅(1977-)，女，廣西壯族自治區南寧市人，西北政法大學經濟學院副教授，經濟學博士，研究方向：金融數量分析。

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1002-2848-2016(06)-0073-09