基于VAR模型的我國當前貨幣政策利率傳導機制及其有效性研究

汪宗俊，郭婉婷

（安徽財經大學金融學院，安徽蚌埠，233000）

一、引言

關于貨幣政策利率機制的研究，凱恩斯學派的IS-LM模型最為經典，可用公式表示為：M↓→i↓→I↑，C↑→Y↑。利率傳導效應取決于IS曲線和LM曲線的相對斜率，處于不同發展階段的國家，貨幣政策的側重點不同，有效性也會產生差異。一般只有在信息對稱和金融市場高度發達的國家，傳導機制才更加暢通。在西方市場經濟發育完善的國家，貨幣政策的利率渠道是主要傳導渠道。而我國學術界普遍認為中國貨幣政策中功能受阻，利率渠道不暢通。

隨著國際資本流動的加強以及匯率的彈性增強，貨幣政策逐漸成為主導型宏觀調控政策，利率渠道一定程度上得到疏通。利率政策的有效性已成為理論界和決策部門的關注重點，研究其傳導激勵，逐步建立與現行經濟體制相適應的傳導機制，提高貨幣政策的有效性，對促進國民經濟發展有著重要作用。本文基于最新數據，按照操作目標→中介目標→最終目標的傳導過程，圍繞貨幣供應量→貨幣市場利率→投資和消費→產出的傳導渠道，運用向量自回歸模型對我國當前貨幣政策利率傳導機制的形式以及效果進行實證研究。

二、文獻綜述

國外對貨幣政策的研究歷史較長。最早是19世紀末，新古典經濟學派認為理財能夠自由調動資本，主張政府應順應市場經濟，遵守市場化的配置。瑞典經濟學家維克賽爾基于市場失靈的發生，指出政府干預經濟是有必要的。1929～1933的經濟大危機爆發后，凱恩斯主義認為貨幣對產出的影響是間接地；由于流動性陷阱，有效需求不導致貨幣政策的利率傳導受到限制；因此凱恩斯認為政府干預應以財政政策為主。20世紀50年代前后，新古典綜合派認為利率是中央銀行可以控制的，且在市場中有著重要地位，可作為政府調控經濟的工具。1980年前后，新凱恩斯學派認為利率政策的有效性不足。美國學者泰勒認為央行應將利率調整到既不刺激經濟也不抑制經濟的水平上，使經濟在目標通脹率下保持穩定增長。

巴曙松指出制約利率渠道有效性的原因主要是金融市場的二元化和利率結構的不合理；高鐵梅等人認為貨幣供應量對產出的影響顯著，但存在時滯；曾憲久指出利率具有內生性和外生性并同時存在；唐寶安等人認為我國貨幣政策傳導中的斷裂發生在短期利率市場向長期利率市場的傳遞過程中；胡瑩等人認為GDP對利率政策的反應要強于CPI，且都存在3-4期的時滯；張文娟等人運用向量自回歸模型，同樣得出我國貨幣政策利率機制有效性低的結論；黃碧丹等人認為利率對產出的影響，取決于利率對投資的影響程度；陳麗貞認為深化金融改革，提高貨幣政策的獨立性，可提高貨幣政策有效性。

綜上，可見經濟理論對貨幣政策利率渠道的有效性認可程度不同。利率渠道也是發達國家宏觀調控的操作工具之一，我國學者普遍認為利率政策的有效性不足。本文結合經濟理論和運行現狀對貨幣政策的利率傳導機制進行分析并提出政策建議。

三、貨幣政策利率渠道有效性的實證分析

（一）指標選取

1.貨幣供應量指標：選取M2作為貨幣供應量的代表量，貨幣供應量有M0、M1、M2、M3。M2包括廣義貨幣、通貨、活期存款、定期存款、儲蓄存款和外幣存款，是中央銀行進行貨幣政策操作的中介指標，故選此指標。

2.利率指標：選取7天同業拆借利率R作為利率的代表量：我國的利率包括官定利率和市場利率，本文的研究對象是銀行同業拆借的利率傳導機制，通過圍繞貨幣供應量-利率-投資、消費-產出的鏈條分析，七天同業拆借利率在貨幣市場有著重要的地位，故選用七天同業拆借利率作為利率的代表量。

3.產出指標：選取每季度國內生產總值GDP作為產出水平和收入的代表量。

4.價格指標：選取每季度居民消費價格指數CPI作為價格水平的代表量。

5.消費指標：選取每季度零售商品總額CO作為消費水平的代表量

6.投資指標：選取每季度城鎮固定投資完成額K作為投資水平的代表量，由于數據的可得性，采用的數據為城鎮固定投資完成額，不包括農民。

采用季度數據的時間窗口為2008年1月～2017年9月，并全部劃成統一的時間尺度，所有數據均來自國家統計局網站和中國人民銀行網站。由于這些數據都是名義值，存在價格因素的影響，所以調整選擇2008年為基期，使用定基CPI分別計算出實際值。同時，發現GDP、CPI、K、CO存在季節性，為了剔除季節因素的影響，選用X-12方法對數據進行季節調整。同時為了消除異方差的影響，對數據進行自然對數處理，得到序列LNM2、LNCO、LNK和LNGDP，這樣有利于進一步進行彈性分析，減少誤差值。

（二）平穩性檢驗

為防止變量存在自回歸，在建模前對變量是否有單位根進行檢驗。選取ADF檢驗法進行單位根檢驗，使用AIC和SC準則確定滯后階數。結果如表1所示。

由表1結果來看，LNM2、R、LNCO、LNGDP、LNK的統計量都比5%顯著性水平下的臨界值達，接受原假設，即時間序列LNM2、R、LNCO、LNGDP、LNK都存在單位根，是非平穩時間序列。對其進行一階差分，5%的顯著水平下，DLNM2、DLNR、DLNGDP和DLNK都通過檢驗，拒絕原假設，說明五個變量都是一階單整的平穩序列。根據理論分析的鏈條，需要對變量進行協整檢驗。

（三）協整檢驗

由表1可知，五個時間序列DLNM2、DR、DLNCO、DLNGDP和DLNK都是一階單整，對于同階單整的變量，要通過約翰遜協整檢驗判斷是否存在長期均衡關系，結果如表2所示。

由表2可知，當原假設為None時，跡統計量和最大特征值均大于5%的置信水平上的臨界值，拒絕原假設，接受備擇假設，說明有協整向量的存在。當原假設是At most 2時，跡統計量和最大特征值都是小于臨界值的，所以接受至少有兩個協整向量的原假設，即R、LnM2、LnCU、LnK和LnGDP之間存在兩個協整向量。所以R、LnM2、LnCU、LnK和LnGDP具有長期的均衡關系。

表1 各個序列單位根檢驗結果

表2 約翰遜協整檢驗統計表

（四）VAR模型的構建

建立VAR模型要求平穩序列，因此，對其一階差 分 形 式 DLNM2、DR、DLNCU、DLNK 和DLNGDP建立VAR模型。運用EVIEWS8.0軟件，對其進行最大滯后期的估計，檢驗結果表明，LR、FPE、AIC、HQ五個準則均推薦滯后1階，說明1階為最優滯后階數，因此構建滯后階數為1的VAR（1）模型。為了判斷所構建模型的穩定性，對VAR（1）模型進行AR根檢驗，可見所有的特征根都位于單位圓內，表明VAR（1）的結構是穩定的。因此建立滯后期為1的VAR（1）模型。可建立如下VAR（1）模型：

模型檢驗結果中，可決系數分別為0.977174、0.999016、0.859250、0.999593和 0.998152，說明各子方程的擬合優度較高；殘差平方和分別為0.001792、0.002508、0.284436、0.001769和0.004872。各方程的殘差平方和的值很小，AIC、SC的值也已經不再減小。說明各個子方程的估計結果理想。再看整體的檢驗結果，決定性殘差為2.28E-20，AIC值和Sc值比較小，分別為-25.03662、-20.37057，說明模型整體的估計結果比較理想。

（五）脈沖響應函數

運用EVIEWS8.0，對其進行脈沖響應分析。圖1-5中，橫軸表示沖擊作用追蹤期數（單位：季度），縱軸表示響應變量增長率的變化，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

圖1 利率對貨幣供應量的響應函數

圖2 投資率對利率的響應函數

圖3 消費率對利率的響應函數

圖4 產出率對投資率的響應函數

圖5 產出率對消費率的響應函數

圖1，給貨幣供應量一個沖擊，在第2期對利率有著最大的負影響，然后開始逐漸減弱，實際利率在前4期內小幅上下波動，但是其影響都是負的，之后在第6期變為正數，并維持在較低水平。說明貨幣供應量增長會引起利率的下降，但是沖擊作用有限，作用效果較小，且隨著時間會逐漸減弱。

圖2，給利率一個正向沖擊后，對于投資，會出現同方向變動，在第2期時降為0，隨后上升并在第三期達到最高點，之后隨著時間的推移逐漸趨于0，說明利率下降能夠刺激投資，第三期為最優滯后期。其影響于第9期開始弱化并接近于0，其后幾乎為0，表明利率增加的緊縮性政策對投資率越有兩年的影響。

圖3，在本期給利率一個正向沖擊，消費率開始下降，在第6期達到最大值，隨后持續弱化直到第20期趨近于0。說明利率對消費率有著負的影響并且此影響具有較長的持續效應，利率的降低對消費有促進作用，但作用效果不顯著。

在圖4和圖5中，給投資率和消費率正向沖擊，實際產出率同向波動，且在第一期波動有最大的正的影響，然后震蕩變小，其影響分別于第14期和12期趨于平穩，說明利率的降低對我國產出水平的提高有刺激作用，但是作用效果不顯著，同時投資和消費的刺激對產出有著長期的影響。

（六）方差分解分析

從實際利率的方差分解圖6可以看出，貨幣供應量對貨幣市場利率的貢獻度不高，并收斂于4.2%，說明我國貨幣政策操作對利率的傳導受阻。從圖7看，利率的貢獻率是逐漸增加的，在第6期到20期均在30%以上，由此可以得出，貨幣市場利率對消費具有傳導效果，且存在一定時間的延遲。從圖8看，實際利率的貢獻度較高且逐漸上升，說明實際利率對投資的傳導有效性很高。在圖9收入的方法分解圖來看，消費貢獻度在第1期為18.40%，隨后在10%～20%間震蕩；投資的貢獻度在10期達到最大，為6.44%；在第20期利率和投資的貢獻度分別是21.83%和4.11%，說明現階段投資和消費可以拉動產出，但是消費作用更顯著。

圖6 DR的方差分解

圖7 DLnCU的方差分解

圖8 DLnK的方差分解

圖9 DLnGDP的方差分解

四、結論和政策建議

選取2008年第一季度到2017年第三季度的季度數據，通過VAR模型對貨幣政策利率傳導機制進行實證分析，得到如下結論：首先，利率政策的前向傳導不靈敏，貨幣供應量對利率的影響具有剛性，中央銀行通過三大貨幣政策工具改變貨幣供給，但是貨幣供應量對貨幣市場利率幾乎沒有影響，利率傳導受阻。其次，貨幣市場利率的變化能夠刺激消費和投資。在貨幣市場利率發生變化時，投資同方向變化，消費反方向變化，說明貨幣政策的利率傳導機制的后向傳導是有效的，但是貨幣市場利率對投資和消費的影響較小，且短期內主要受自身前六個季度的影響。再次，現階段我國貨幣政策的主要渠道尚不是利率渠道。從脈沖響應函數來看，利率沖擊對產出效應的影響不僅作用效果小且存在較長的時滯。表明我國貨幣政策利率傳導機制存在阻礙，適應我國現有的市場經濟環境背景的有效傳導機制尚未真正形成。

根據實證研究的結果，提出以下建議來改善中國的貨幣政策利率渠道的有效性：

第一，推進利率市場化改革。利率管制是利率機制受阻的根本原因，因此要繼續推動利率市場化的進程。進一步擴大利率浮動的上下限，并逐步取消管制，為全社會創造合理有效的利率底線。同時擴大對利率的監測范疇，更好地進行利率調控，在防范金融風險的前提下推進利率市場化改革。

第二，提高實體經濟對利率的敏感性。首先加快商業銀行的市場化改革，增強其存貸款的定價能力，同時推進國有企業的投融資體制改革，較少國有企業對銀行貸款的過度依賴，提高其對利率變動的敏感性。除此之外，還要調整收入差距，緩解收入不公的現狀，為居民提供更多投融資選擇，從居民方面提高利率敏感性。不斷提高國民經濟對利率的敏感性，疏通貨幣政策的利率傳導。

第三，促進金融市場發展。隨著金融深化改革的進程，金融創新產品日益增多，參與主體也在不斷擴大，但市場深度和廣度不夠。因此，應該加快推進金融產品和金融服務創新，開發新型融資工具，加快發展利率衍生品，不斷擴大金融市場規模和完善金融結構，讓更多的主體參與到市場中來。通過金融創新，聯通貨幣市場和資本市場，促進資金合理流動。

第四，提高貨幣政策的獨立性。由于利率傳導存在時滯，為避免時滯期間，由于財政政策導致宏觀經濟環境發生變化，進而制約貨幣政策效果，需要提高利率政策傳導的速度?？煽紤]賦予貨幣當局一定程度上調整利率的權力，增強貨幣政策在銀行間的敏感度，以從源頭上提高央行貨幣政策的獨立性。

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