貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制

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貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指由中央銀行信號變化而產(chǎn)生的脈沖所引起的經(jīng)濟(jì)過程中各中介變量的連鎖反應(yīng),并最終引起實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量變化的途徑。貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制及其效應(yīng)問題是貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)中最復(fù)雜的問題之一,也是國內(nèi)外學(xué)者的現(xiàn)實(shí)研究熱點(diǎn)。

2007年美國次貸危機(jī)引爆了一場全球性的金融危機(jī),進(jìn)而以美國、歐洲、日本為首的發(fā)達(dá)國家紛紛陷入經(jīng)濟(jì)衰退。在發(fā)達(dá)國家紛紛動用貨幣政策和財政政策防止經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步下滑的同時,我國也在全球降息浪潮中下調(diào)人民幣基準(zhǔn)利率,自2008年9月15日以來,央行連續(xù)4次降息,3次調(diào)整存款準(zhǔn)備金率,同時加大貨幣投放放量。更為重要的是,我國貨幣政策做出了重大調(diào)整,以“適度寬松”作為貨幣政策的最新基調(diào),為近十幾年來首次采用。從全球經(jīng)濟(jì)過熱到目前的全球經(jīng)濟(jì)緊縮,各國的貨幣政策一直扮演著重要的角色。然而,對于我國貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效果究竟多大,其傳導(dǎo)途徑是怎樣的,是本文的興趣所在。

2貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論及我國的研究

2.1西方貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論

關(guān)于貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制一直存在著很多爭議,米時金(Mishikinetc.,1995)對三種主流的理論進(jìn)行了比較完整的概括。泰勒(Taylor)堅持傳統(tǒng)的凱恩斯主義觀點(diǎn),強(qiáng)調(diào)貨幣資金利率的作用,認(rèn)為貨幣政策變化,引起短期市場利率變化,經(jīng)由市場預(yù)期作用,影響長期利率和實(shí)際投資,最終影響產(chǎn)出;梅爾澤(Meltzer)強(qiáng)調(diào)貨幣主義觀點(diǎn),認(rèn)為貨幣政策變化,引起普遍的資產(chǎn)價格調(diào)整,通過“托賓Q效應(yīng)”影響投資,通過“財富效應(yīng)”影響消費(fèi),最終影響產(chǎn)出;伯南克(Bernanke)則提出了新的信貸觀點(diǎn),認(rèn)為貨幣政策變化,影響資產(chǎn)價格,影響企業(yè)和銀行的凈價值,進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)中的信貸規(guī)模,最終影響產(chǎn)出。圍繞這三大理論存在大量的理論分析與實(shí)證檢驗(yàn),但是分歧仍然很大(瞿強(qiáng),2008)。

2.2關(guān)于我國貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)的研究

對我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的研究多為定性研究,動態(tài)定量研究并不多見。王振山、王志強(qiáng)(2000)較早地采用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)方法研究我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制,認(rèn)為在20世紀(jì)80-90年代,信用渠道是我國貨幣政策的主要傳導(dǎo)途經(jīng)。周英章、蔣振聲(2002)對我國1993-2001年間的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明我國的貨幣政策是通過信用渠道和貨幣渠道的共同傳導(dǎo)發(fā)揮作用的,但信用渠道占主導(dǎo)地位。裴平、熊鵬(2003)檢驗(yàn)了我國1998-2002年“積極”貨幣政策中的“滲漏”效應(yīng)。謝赤(2003)對SVAR模型在貨幣政策沖擊反應(yīng)分析、最佳貨幣政策指標(biāo)方面進(jìn)行了探討。瞿強(qiáng)(2008)用我國1996-2008的月度數(shù)據(jù)構(gòu)建SVAR模型,通過比較分析利率、貨幣數(shù)量、匯率和信貸等主要金融變化的產(chǎn)出、價格等實(shí)際經(jīng)濟(jì)變化的影響模式,觀察到信貸是一個特別注意的變量。還有大量的學(xué)者進(jìn)行了相似的研究,采用的方法也基本相同,在此不再贅述。

3我國貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1變量選擇與數(shù)據(jù)描述

本文采用CensusX12法消除數(shù)據(jù)的季節(jié)效應(yīng),對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)作進(jìn)一步處理(消除物價因素影響,這里以1990年1季度為100),并對上述變量進(jìn)行對數(shù)化處理以消除異方差的影響(由于實(shí)際利率可能為負(fù),因此實(shí)際利率不能對數(shù)化)。首先對單變量時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果表明原實(shí)際序列對數(shù)差分后平穩(wěn)。

3.2簡化式VAR模型的估計

為了研究利率、貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模對經(jīng)濟(jì)波動的短期影響及其貢獻(xiàn)度,本文建立了四變量的VAR模型,根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則,選擇滯后階數(shù)為3,由于方程右邊是內(nèi)生變量的滯后值,不存在同期相關(guān)問題,所以O(shè)LS估計是有效的。

經(jīng)檢驗(yàn),上述模型是平穩(wěn)的。四個方程調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別為R2RR=0.937、R2M1=0.915、R2loan=0.845、R2GDP=0.85,模型的擬合程度較好,但擾動項(xiàng)存在同期相關(guān)關(guān)系。簡化的VAR模型卻無法刻畫它們之間的這種同期影響關(guān)系,需要用結(jié)構(gòu)VAR模型來刻畫。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)貨幣供應(yīng)量、利率和金融機(jī)構(gòu)貸款對我國產(chǎn)出的影響關(guān)系,對上述估計的VAR進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

實(shí)際利率不能Granger引起實(shí)際M1、實(shí)際金融機(jī)構(gòu)貸款,但能Granger引起實(shí)際GDP,這與部分學(xué)者得出的結(jié)論不同;實(shí)際M1外生于實(shí)際GDP的概率為0.14372,這反映了我國內(nèi)需不足,部分商品處于供大于求,因此當(dāng)對貨幣的需求擴(kuò)張時,會由于價格調(diào)整而抵消,貨幣供給的數(shù)量調(diào)整對產(chǎn)出的影響較弱,這與高鐵梅(2006)、劉金泉(2003)得出的結(jié)論相同,但實(shí)際M1外生于實(shí)際GDP的概率卻顯著地下降了,這可能是近幾年我國內(nèi)需有所增加的原因所致;實(shí)際金融機(jī)構(gòu)貸款對實(shí)際產(chǎn)出具有顯著的Granger因果關(guān)系,這一點(diǎn)和我國的實(shí)際情況相符合,從早年的信貸配給到目前的信貸政策,金融機(jī)構(gòu)貸款是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要先行指標(biāo),表明信貸渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中占有重要的地位。

3.3結(jié)構(gòu)VAR(SVAR)模型的估計

由于簡化式VAR模型不能刻畫同期相關(guān)關(guān)系,而SVAR模型則可以識別。為了考察實(shí)際利率、實(shí)際貨幣供應(yīng)量和實(shí)際金融機(jī)構(gòu)貸款對實(shí)際GDP的短期影響,本文僅對SVAR模型施加短期約束,不考慮上述變量對實(shí)際產(chǎn)出的長期影響。在上述估計出的簡化式VAR(3)模型基礎(chǔ)上,構(gòu)建AB-型的SVAR(3)模型。由于模型中有4個內(nèi)生變量,因此至少需要施加2k2-k(k+1)/2=22個約束條件才能使得SVAR(3)模型滿足可識別條件。由于AB-型的SVAR(3)模型包含了k2+k=20個約束條件。本文根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論,再施加三個約束條件:實(shí)際利率對當(dāng)期實(shí)際金融機(jī)構(gòu)貸款的變化沒有反應(yīng);實(shí)際利率對當(dāng)期GDP的變化沒有反應(yīng),;實(shí)際貨幣供應(yīng)量對當(dāng)期GDP的變化沒有反應(yīng)。由于模型擾動項(xiàng)服從多元正態(tài)分布的假設(shè),可以使用完全信息極大似然法(FIML)估計得到SVAR(3)模型的所有未知參數(shù),以上各項(xiàng)系數(shù)都比較顯著,SVAR(3)模型較好地被識別。為了考察實(shí)際利率、實(shí)際貨幣供應(yīng)量和實(shí)際金融機(jī)構(gòu)貸款變動對實(shí)際GDP的沖擊效應(yīng),可以引入脈沖響應(yīng)函數(shù)來識別這種沖擊效應(yīng)。

3.4SVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)

給實(shí)際利率一個正向的沖擊,從第1期(以季度為單位)開始直到第4期,對實(shí)際GDP有一個正向的沖擊,之后雖有負(fù)向沖擊,但總體影響卻是正的,單就我國的實(shí)際情況來說,投資對利率的敏感性很小,國有企業(yè)往往對利率不敏感,對利率敏感的是中小企業(yè),但中小企業(yè)在貨幣市場上融資非常困難,不得不從地下金融市場中獲取資金,最終拿到的資金利率往往是正規(guī)市場上的幾倍甚至十幾倍。

3.5SVAR模型的方差分解

考慮到實(shí)際GDP對自身的貢獻(xiàn)率,實(shí)際金融機(jī)構(gòu)貸款對實(shí)際GDP的相對方差貢獻(xiàn)率在前8期時都是最大的,第1期的貢獻(xiàn)率達(dá)到92.56%,但從第二期開始顯著下降;實(shí)際M1對實(shí)際GDP的相對方差貢獻(xiàn)率在第8期之后穩(wěn)定在20%左右;實(shí)際利率對實(shí)際GDP的相對方差貢獻(xiàn)率從第1期到第2期有一個跳躍式的上升,第9期后保持在40%左右,超過了實(shí)際貨幣供應(yīng)量對實(shí)際GDP的影響。但可以肯定的是,前8期實(shí)際金融機(jī)構(gòu)貸款對實(shí)際GDP的影響是最大的。因此,有理由認(rèn)為我國貨幣政策傳導(dǎo)的途徑主要是信貸渠道。

參考文獻(xiàn)

[1]瞿強(qiáng).中國貨幣政策效應(yīng)與傳導(dǎo)之謎——基于結(jié)構(gòu)VAR的分析[J].貨幣金融評論,2008,(11).