中國貨幣政策傳導機制有效性研究

李殷綺

摘要：國內在貨幣政策傳導渠道的傳導效果差異在政策實踐方面存在觀點不一的情況。文章采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等方法，建立向量自回歸模型，研究了貨幣渠道和信用渠道在貨幣政策傳導中的相對有效性。結果表明，中國的貨幣政策通過貨幣渠道和信用渠道共同傳導政策信號和發揮作用，但兩者之間的相關性較弱，彼此之間沒有直接的相互影響。信貸渠道是中國貨幣政策傳導機制的主要渠道，貨幣渠道雖然穩定發揮作用但相對于信貸渠道效果不顯著。

關鍵詞：貨幣政策傳導機制；貨幣渠道；信用渠道；VAR模型

貨幣政策傳導機制是指一國貨幣當局通過調節和控制可操作的中介變量（如銀行信用和貨幣供給），以實現預期的宏觀經濟目標的途徑和作用機理。作為宏觀調控的主要手段，貨幣政策涉及多種工具和渠道的調節和控制，其傳導機制的暢通對于實現貨幣政策目標至關重要。因此，貨幣政策傳導機制的有效性一直是學術界關注的研究領域。

然而，現有文獻存在局限性。首先，關于中國的二元貨幣政策傳導機制的最新研究仍停留在2020年，近三年缺乏填補這一時期空白的新研究。其次，學術界對貨幣政策傳導渠道的相對重要性存在分歧，不同時期和渠道的傳導效果也有所差異。疫情對全球經濟造成了強烈沖擊，導致全球經濟普遍下行。中國一直將貨幣政策定位為穩健、精準、靈活和適度。然而，在疫情期間，中國貨幣政策未能如預期那樣有效實現宏觀目標。數據顯示，2020年國內生產總值同比增長2.2%，2021年同比增長8.1%，2022年回落至3.0%。這表明經濟增速未達到政府設定的5.0%的年度預期目標。因此，有必要進一步探究疫情是否影響了中國經濟并改變了貨幣政策傳導機制的有效性。因此，本研究旨在通過對近三年（2020-2022年）的季度數據進行實證分析，探究中國貨幣政策傳導機制的有效性。研究將重點關注近三年來貨幣政策傳導機制的有效性，運用方差分解、脈沖響應等技術，建立向量自回歸模型。本研究創新地引入格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型，旨在為我國選擇適宜的貨幣政策提供實證依據和政策建議，同時填補近三年相關研究的時期空白。

一、理論文獻基礎

目前理論上，貨幣政策的傳導主要通過兩個關鍵渠道實現：貨幣渠道和信貸渠道。貨幣渠道根植于凱恩斯的宏觀經濟學框架，進一步細分為利率途徑、匯率途徑以及資產價格途徑。Bernanke和Gertler（1996）提出的信貸渠道。

根據國內學者的實證研究，關于中國貨幣政策傳導機制的兩種渠道的相對重要性，存在一定的學術分歧。絕大多數學者采用向量自回歸模型來研究該問題，以下將結論分為兩類。

第一類結論認為，在中國貨幣政策傳導中，信貸渠道占據主導地位。周英章（2002）的研究采用向量自回歸模型，分析了中國從直接調控向間接調控轉軌時期的季度數據，結果顯示貨幣政策通過兩種渠道同時發揮作用，但信貸渠道仍然起主導作用。盛朝暉（2006）研究顯示，我國宏觀調控轉軌時期，信用渠道在貨幣政策傳導中起主要作用，而其他渠道的有效性不明顯。盛松成和吳培新（2008）的研究基于1998-2006年的數據進行了實證分析，得出的結論是中國的貨幣傳導主要依賴于信貸渠道，并且基本不存在貨幣渠道。高山、黃楊和王超（2011）指出貨幣政策通過貨幣渠道傳導的有效性較低。周鑫雨（2022）以2016-2020年為研究區間的實證分析為依據，指出貨幣政策傳導機制的有效性總體顯弱，信貸渠道起主導作用貨幣渠道有很大潛力。樂毅、刁節文（2013）采用較為新穎的銀行隔夜拆借利率作為利率水平的代理變量進行研究。結果表明，貨幣供應量和利率變動之間的貨幣政策傳導機制存在信號傳導斷層現象。祁婧和張浩（1998）的研究基于微觀經濟主體的數據進行實證研究，指出貨幣政策信貸傳導渠道是存在的事實。

然而，也有學者持不同觀點，認為貨幣渠道是貨幣政策傳導過程的主導渠道，而非信貸渠道。例如，孫明華（2004）的研究使用了與盛朝暉有較高重疊度的樣本區間，但得出了與前者相左的結論。孫明華基于1994-2003年的樣本數據研究表明，貨幣政策的傳導是通過貨幣渠道而非信貸渠道。黃澤華（2010）則專注于中國貨幣政策的信貸傳導渠道研究，并指出信貸規模更多被理解為貨幣工具變量而非傳導機制。王振山、王志強（2000）對中國1984-1995年的政策傳導途徑進行研究，認為貨幣政策的傳導渠道兩者兼有，并未強調哪一渠道更有效。

另外，一些學者從定性的角度指出中國貨幣政策傳導渠道雖然多元化，但傳導機制尚不成熟，從而導致貨幣政策的效果不盡如人意。李博源（2022）提出，中介目標與最終目標之間的相關性較低且不穩定性較高，這妨礙了中國貨幣政策傳導機制的順暢運行。同時，石珂菲（2016）強調了近些年來中國影子銀行的發展對貨幣政策傳導機制的有效性產生了重要影響。劉涵逸（2021）對此觀點進行了定量分析，并發現隨著影子銀行規模的擴大，對中國貨幣政策傳導機制產生了顯著負面影響，從而削弱了貨幣政策的有效性。

以上對貨幣政策傳導渠道的研究已基本覆蓋近30年，上述文獻多有創新點，都表明貨幣政策通過二元傳導渠道對宏觀經濟發展的有效調控。但是貨幣政策有效性基于時效性，近幾年并無相關研究繼續探究。文章旨在填補近幾年關于貨幣政策有效性的研究空白，解決國內學者在貨幣渠道和信用渠道傳導有效性上存在的爭議。通過選擇疫情這一特殊背景下三年季度數據，希望填補時間序列上的研究空白，以實證研究的方式得出具有時效性的結論，提供更客觀全面的研究結果。

2020-2022年受疫情影響全球經濟呈現普遍下行趨勢，中美兩國經濟恢復的節奏不同導致中美經濟周期不一致，進而在貨幣政策上也體現背離。但其中，信貸融資一直是中國企業、居民和政府進行資金融通的主要渠道。近年來，中國的信貸結構持續優化，信貸總量相對穩定上升，信貸融資比例仍然保持較高水平。因此，可以看出銀行信貸在整個金融系統中占據主導地位，信貸量及其變化是決定貨幣政策傳導效果的核心因素。綜上，本文認為在近三年的疫情期間，信貸渠道仍然是貨幣政策傳導機制的主要途徑。

二、變量選擇和樣本數據說明

本研究的樣本區間為2020年第一季度至2022年第四季度，共計12個季度，時間跨度為三年。2020年，世界衛生組織正式將新型冠狀病毒疫情列為國際關注的公共衛生事件，對全球經濟產生了巨大影響，中國宏觀經濟調控也受到了極大的影響。因此，以2020年為起點研究貨幣政策在不同渠道對宏觀經濟的有效調控具有重要意義。

在變量選擇上，本文選取廣義貨幣供應量M2來衡量中國貨幣政策傳導的貨幣渠道，以金融機構各項貸款余額CR來衡量中國貨幣政策傳導機制的信用渠道。貨幣政策傳導機制是指貨幣當局運用一定的貨幣政策工具，通過特定的途徑和過程實現預期的最終目標。從宏觀角度來看，最終目標既具有一致性又存在矛盾性。本文基于2020-2022年的實際國情和貨幣政策執行報告的相關內容，選取國內生產總值（GDP）作為衡量宏觀經濟發展水平的最終目標。本文所使用的數據頻率為年度，經過二次差分處理后，確保數據序列的平穩性。數據來源于中國政府網、Wind數據庫、中經網和國家統計局。

三、中國貨幣政策傳導機制實證分析

（一）協整檢驗

根據AIC和SC準則滯后期階數確定為2。非平穩序列經二級差分后處理為平穩序列，可采用Johansen檢驗進行協整檢驗，觀察這些變量序列是否存在長期均衡關系。

第一組：LNGDP、LNM2、LNCR

表2為協整檢驗結果，跡統計量檢驗都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協整關系和至少存在1個協整關系的原假設，這意味著至少存在2個協整關系，因此時間序列之間存在長期均衡關系，揭示了貨幣政策能夠通過貨幣渠道和信用渠道的共同傳導而對經濟增長目標發揮作用。

第二組：LNGDP、LNCR

表3為協整檢驗結果，跡統計量檢驗都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協整關系和至少存在1個協整關系的原假設，這意味著至少存在2個協整關系，因此時間序列之間存在長期均衡關系，揭示了貨幣政策能夠通過信用渠道影響宏觀經濟總量。

第三組：LNGDP、LNM2

表4為協整檢驗結果，跡統計量檢驗都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協整關系的原假設，這意味著至少存在1個協整關系，因此時間序列之間存在長期均衡關系，揭示了貨幣政策能夠通過貨幣渠道影響宏觀經濟總量。

（二）AR特征根檢驗

建立的VAR模型中回歸方程的擬合優度均高于0.96，說明模型具有較強的解釋力。AR單位根檢驗旨在驗證VAR模型的穩定性，其要求所有AR單位根小于1，即所有檢驗點位于單位圓內。研究中進行的VAR模型的AR單位根檢驗結果顯示，所有點均在單位圓內，這證明了所建立的VAR模型兼顧穩定性和有效性。同時，這也揭示了變量之間存在長期穩定的均衡關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗的原假設是將某一變量在模型中去除，若該變量的卡方統計量對應的P值低于0.05，即在5%的顯著性水平下能夠達到統計顯著性，原假設則被拒絕。這便意味著該變量與被解釋變量存在顯著的影響關系。

經檢驗結果表5顯示，在5%的顯著性水平下，前四個原假設的P值均小于0.05，因此拒絕這些原假設。可得出結論，LNCR和LNM2對LNGDP存在格蘭杰因果關系，同時LNGDP也對LNCR和LNM2存在格蘭杰因果關系。然而，后兩個原假設的P值大于0.05，在5%的顯著性水平下無法拒絕這兩個原假設。因此，可以得出結論，LNCR和LNM2之間不存在因果關系，表明貨幣渠道和信用渠道之間的相關性較小。

（四）脈沖響應及方差分解

通過脈沖響應函數的應用，本研究能夠直觀地觀察各變量之間的相互影響。

圖1顯示了信用渠道對貨幣政策有效性的沖擊反應。初期階段，信用渠道對貨幣政策有效性產生負向沖擊。隨后，正負沖擊交替出現：第二期和第三期出現正向沖擊，第四期和第五期出現負向影響。隨著時間推移，第六期和第七期再次產生正向沖擊，第八期和第九期轉為負向影響。這表明在相對短的時間內，信用渠道對貨幣政策有效性的影響呈現負向效應，且具有正負交替的特征。

圖2描述了貨幣渠道對貨幣政策有效性的沖擊反應。前三期內，貨幣渠道對貨幣政策有效性產生負向影響。然后從第三期開始，呈現出正負沖擊的交替模式：第四期和第五期產生正向沖擊，第六期和第七期轉為負向影響，第八期和第九期再次出現正向沖擊。這表明在短期內，貨幣渠道對貨幣政策有效性產生負向效應，而在長期內表現出正負交替的影響模式。然而，與信用渠道相比，貨幣渠道對貨幣政策有效性的影響程度較小。

方差分解對LNGDP，即貨幣政策有效性的關鍵變量，表6顯示其在第一期受到自身變量的顯著影響，約為18.4%。隨著時間的推移，該影響在后續兩期中增大，在第三期達到峰值，約為50.1%。從第三期開始，盡管存在波動，但總體變化幅度較小，到第十期時，影響程度降至約45.4%。

相對之下，信貸渠道對貨幣政策有效性的影響更大，在第一期，其影響程度達到了81.6%。然而，在第一期至第四期間，其影響程度有所降低，第四期時約為43.7%。此后的波動較小，到第十期，其影響程度仍然較大，約為48.3%。

在對比中，貨幣渠道對貨幣政策有效性的影響相對較小。在第一期，其影響程度為0%，但隨后呈現出增減波動。盡管如此，其影響程度整體較小，并在長期內穩定在6%左右。綜合來看，信貸渠道對貨幣政策有效性的影響顯著超過貨幣渠道。

四、結論與建議

本研究采用多元統計分析，包括單位根檢驗、協整檢驗、向量自回歸模型的AR特征根檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應和方差分解等，對2020-2022年中國宏觀經濟的季度數據進行實證研究。分析結果揭示了中國貨幣政策傳導機制具備二元傳導渠道的特性。其中，M2（作為貨幣渠道的代表變量）和CR（作為信用渠道的代表變量）均能有效解釋貨幣政策對國內生產總值（GDP）的影響，尤其是信用渠道在中國貨幣政策傳導中占據主導地位。方差分解結果進一步顯示，信用渠道的CR變量對經濟變量GDP的解釋能力明顯優于其他變量。值得注意的是，雖然信用渠道存在波動，但貨幣渠道對貨幣政策總體績效的貢獻較小。

基于該樣本數據研究結果，提出以下對策建議。

（一）繼續推行利率市場化改革

根據脈沖響應和方差分解的結果，貨幣渠道對貨幣政策有效性的影響程度低于信貸渠道的傳導效果。因此，有必要采取措施增強貨幣渠道的傳導效能。推進存量浮動利率貸款定價基準的轉換并積極推廣貸款市場報價利率（LPR）的應用，解決了舊版LPR無法及時反映市場利率變化，從而影響實體經濟的貨幣傳導渠道的問題，同時推動了利率市場化改革的步伐。通過積極利用如再貸款、再貼現以及公開市場操作等總量型貨幣工具，使宏觀經濟政策直接影響實體經濟，以刺激經濟保持其潛在增速。

（二）加強對影子銀行的監管

近年來，影子銀行的大規模發展源自金融市場的供需失衡。影子銀行的表外業務拓展增加了借貸渠道，對貨幣政策傳導機制中的信貸渠道產生了影響。雖然影子銀行的發展在短期內可能有利于實現貨幣政策目標，但從長期的視角來看，影子銀行的增長導致信貸規模擴大，可能導致貨幣政策的最終效果偏離預期。因此，對影子銀行的界定需有明確定義，并盡可能將其納入銀行監管體系。通過加強審慎監管，可以正確引導影子銀行的資金流向，并調整金融市場的供需關系，以減輕其對貨幣政策有效性的潛在負面影響。

（三）堅持以穩健基礎、精準為導向的貨幣政策

貨幣政策在提升宏觀經濟調控的精準性方面尚存在空間。實證檢驗結果揭示，貨幣政策的有效性在很大程度上受到自身變量的影響，盡管此影響趨勢逐年降低，然而在近兩年中呈現穩定狀態。因此，結構性貨幣政策工具的應用，尤其是那些能實現精準滴灌效果的工具，可有助于確保貨幣政策信號在二元貨幣政策傳導渠道中的有效傳遞，進一步提升政策的“直達性”。這樣的策略能增強中央銀行對利率的有效引導，降低社會融資成本，并確保貨幣政策的有效性在預定的經濟領域內達到預期的調控目標。

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（作者單位：魯東大學商學院）