摘要：本文選取1998年第一季度－2007年第二季度的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、向量自回歸模型(VAR)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等多種計(jì)量方法，對(duì)我國利率途徑的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明，我國利率途徑不通暢而不能充分發(fā)揮其傳導(dǎo)作用，而貨幣供給量卻表現(xiàn)出相對(duì)顯著的傳導(dǎo)效果。本文在此基礎(chǔ)上揭示我國應(yīng)重視對(duì)利率傳導(dǎo)渠道的完善，并提出應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)利率市場(chǎng)化、企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)改革、微觀主體對(duì)利率的敏感性改革的相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；利率；傳導(dǎo)途徑；傳導(dǎo)效果；政策建議

中圖分類號(hào)：F821 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006－1428(2008)03－0047－05

一、利率傳導(dǎo)途徑理論回顧

一般情況認(rèn)為，貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道的理論基礎(chǔ)是凱恩斯的貨幣理論和IS－LM模型。到目前為止，這兩種視為經(jīng)典理論仍然在宏觀經(jīng)濟(jì)研究中占據(jù)著極其重要的地位。

凱恩斯關(guān)于貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制可以表述為：隨著貨幣供給相對(duì)于貨幣需求的增加，人們手持貨幣超過了流動(dòng)性偏好的程度而愿意替換成債券資產(chǎn)，債券需求隨之增加，其價(jià)格相應(yīng)上漲，債券價(jià)格上漲促使利率下降，當(dāng)利率下降到小于資本邊際效率時(shí)，就會(huì)刺激投資增加，在消費(fèi)傾向一定的條件下，投資增加通過乘數(shù)作用，就可促成總需求和產(chǎn)出的增長。這一傳導(dǎo)過程可以表述為：M↑→i↓→I↑→Y↑。

而英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家?？怂?J．R．Hicks)和美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家漢森提出的IS-LM模型，模型主要研究的就是物品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)兩個(gè)市場(chǎng)相互作用，如何在同時(shí)達(dá)到均衡時(shí)決定國民收入和利息率。模型中，I代表投資，S代表儲(chǔ)蓄，L代表貨幣需求，M代表貨幣供給；ISLM模型中IS曲線描述物品市場(chǎng)達(dá)到均衡(如圖1所示)，即I=S；LM曲線描述貨幣市場(chǎng)達(dá)到均衡，即L＝M。

從圖1中可以看出貨幣政策的利率傳導(dǎo)作用機(jī)理。當(dāng)中央銀行采取擴(kuò)張性的貨幣政策時(shí)，貨幣供給量增加，這時(shí)影響到貨幣市場(chǎng)上，使得LM曲線向右下方移動(dòng)，在物品市場(chǎng)還沒有做出反映的情況下使利率下降，即由i下降到i^*，收入增加，由Y右移至Y^*。利率的下降緊接著會(huì)刺激物品市場(chǎng)中的對(duì)投資需求的增加，總需求的增加使得IS曲線向右上方移動(dòng)，即由IS移至IS^*，使利率升高收入增加，上述的傳導(dǎo)過程可以表示為：M↑→i↓→I↑→Y↑。

國內(nèi)很多學(xué)者結(jié)合我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況對(duì)凱恩斯利率傳導(dǎo)理論和IS－LM模型進(jìn)行了檢驗(yàn)。他們的結(jié)論基本一致，即我國非市場(chǎng)化決定的利率機(jī)制不能充分發(fā)揮其貨幣政策傳導(dǎo)作用。張亞維(2000)認(rèn)為，IS－LM模型不適合我國貨幣政策效用分析，其理由是IS－LM模型適用的前提條件是在封閉經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，而我國由于改革開放已不具備IS－LM模型發(fā)揮作用的前提條件。曾憲久(2000)用1978－1998年的數(shù)據(jù)對(duì)GDP增長率與名義利率或?qū)嶋H利率分別進(jìn)行了線性回歸，研究表明當(dāng)前利率對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響雖然不可否認(rèn)，但其影響尚是很小的。王召(2001)通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和VAR模型，證明了我國管制利率對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量解釋作用不強(qiáng)，對(duì)貨幣政策實(shí)現(xiàn)直接調(diào)控向間接調(diào)控的轉(zhuǎn)變制造了障礙。劉莉君，岳意定(2006)通過格蘭杰因果檢驗(yàn)證明了貨幣政策通過市場(chǎng)利率傳導(dǎo)不暢。盛朝暉(2006)比較分析了1994－2004年中國貨幣政策主要傳導(dǎo)渠道效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)由于我國利率尚未完全實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化，經(jīng)濟(jì)主體對(duì)利率變化的敏感度不如對(duì)信貸數(shù)量的變化，因此，利率渠道的作用小于信貸渠道。楚爾鳴(2007)用VEC模型對(duì)我國2000－2005年月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明實(shí)際利率的變動(dòng)不是引起固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)變動(dòng)的主要原因，說明我國貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道存在“硬阻”。本文將在現(xiàn)有的研究基礎(chǔ)上，選取最新的數(shù)據(jù)，針對(duì)我國近年來利率市場(chǎng)化改革的成績，檢驗(yàn)我國利率途徑對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)是否通順和有效。

二、我國利率傳導(dǎo)途徑的實(shí)證分析

1、變量選取與數(shù)據(jù)處理。

宏觀經(jīng)濟(jì)的最終目標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長、物價(jià)穩(wěn)定、充分就業(yè)和國際收支平衡。本文主要研究利率傳導(dǎo)是否影響最終經(jīng)濟(jì)變量，影響最終經(jīng)濟(jì)變量的程度如何等問題，因此從以下幾個(gè)方面選擇最終經(jīng)濟(jì)變量指標(biāo)。

本文選用季度GDP指標(biāo)作為經(jīng)濟(jì)增長的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。目前世界上很多國家采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來反映物價(jià)穩(wěn)定，我國也越來越重視對(duì)CPI指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)，因此，本文選取居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)季度數(shù)據(jù)作為物價(jià)穩(wěn)定指標(biāo)。由于我國目前還沒有合適的指標(biāo)能夠準(zhǔn)確反映我國的充分就業(yè)情況，所以本文暫時(shí)不考慮失業(yè)率。貨幣供給量一直作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)，而且在實(shí)際經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮著重要的作用，同時(shí)也與利率有密切的關(guān)系，我國自1996年起，正式確定Ml為貨幣政策中介目標(biāo)，MO和M2為觀測(cè)目標(biāo)，因此選擇M1作為反映貨幣供給量的指標(biāo)。綜上所述，本文選用GDP、CPI作為最終經(jīng)濟(jì)變量經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)的代理變量，用M1和一年期金融機(jī)構(gòu)法定存款利率作為貨幣供給量和利率的代理變量，選取這些指標(biāo)在1998年第一季度到2007年第二季度的各季度數(shù)據(jù)，其中，CPI選取以上年為基年的季末當(dāng)月數(shù)，M1選取季末當(dāng)月數(shù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)。

為了消除季節(jié)影響，首先對(duì)GDP、CPI、Ml運(yùn)用X－11方法進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整。在獲得剔除季節(jié)性因素的數(shù)據(jù)后，對(duì)這些數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，分別用LNGDP，LNCPILNMI和LNR來表示國民生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、貨幣供給量和利率，這樣有利于下一步的彈性分析，同時(shí)誤差項(xiàng)由絕對(duì)誤差變?yōu)橄鄬?duì)誤差，減少了誤差值，盡量避免波動(dòng)。本文計(jì)量分析采用軟件EViews5.1。

2、單位根檢驗(yàn)。

本文采用ADF檢驗(yàn)對(duì)所采用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。用AIC和SC最小準(zhǔn)則來確定最佳滯后期。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)LNGDP、LNCPI、LNM1和LNR每個(gè)序列的原序列均為非平穩(wěn)序列，然后再對(duì)其進(jìn)行一階差分過程。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，一階差分后的ADF值均小于顯著性水平在1％、5％、10％的臨界值，表明拒絕存在單位根的原假設(shè)，也就是序列為平穩(wěn)序列，由此可以判斷這4個(gè)變量均是一階單整的I(1)，這就意味著它們之間具備了有可能存在協(xié)整關(guān)系的前提條件。

3、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

有些時(shí)間序列，雖然它們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合在一起就會(huì)一起漂移，表現(xiàn)出平穩(wěn)的特性。這種線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系。

因?yàn)閂AR模型要求系統(tǒng)中變量的平穩(wěn)性為前提，若系統(tǒng)中變量都是非平穩(wěn)的，并且具備協(xié)整關(guān)系，便可以以相應(yīng)VAR模型中每個(gè)變量的一階差分量作為變量組成一個(gè)新的VAR。因此本節(jié)對(duì)LNGDP、LNCPI、LNMl和LNR之間的關(guān)系進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，并采用AIC準(zhǔn)則確定滯后期數(shù)均為5期。

檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量之間至少會(huì)存在一個(gè)協(xié)整方程，也就是說各變量之間存在長期關(guān)系，上述經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是一個(gè)穩(wěn)定的系統(tǒng)。由于本文主要是為了建立VAR模型，不涉及協(xié)整向量的選擇問題，所以只需證明存在協(xié)整關(guān)系即可。第一個(gè)協(xié)整關(guān)系對(duì)應(yīng)了最大的特征根，LNGDP、LNCPI、LNMI和LNR的長期穩(wěn)定關(guān)系為：

LNR=0.27LNCPI－0.51LNMI+0.37LNGDP

(0.85909)(0.04858)(0.01984)

這一協(xié)整關(guān)系所反應(yīng)的是系統(tǒng)各變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。從長期看，LNR對(duì)GDP的彈性約為0.37，對(duì)M1的彈性為－0.51，對(duì)CPI的彈性為0.27。從系數(shù)的符號(hào)上來看，利率與貨幣供給量M1成負(fù)相關(guān)關(guān)系，這符合貨幣供給量增加利率降低的經(jīng)濟(jì)原理。從系數(shù)的絕對(duì)值上來看，也是M1與利率有更大的相關(guān)性。

4、格蘭杰因果檢驗(yàn)。

格蘭杰(Granger)提出了一個(gè)判斷因果關(guān)系的檢驗(yàn)，即格蘭杰因果檢驗(yàn)(Granger causality tests)，可以解決經(jīng)濟(jì)序列中的偽相關(guān)問題。

通過前述的Jonhansen協(xié)整檢驗(yàn)，可以得知GDP、CPI、M1、R之間存在長期協(xié)整關(guān)系，為了進(jìn)一步了解變量間的因果關(guān)系，對(duì)它們進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，滯后期同樣選擇5期(如表1所示)。

上述實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)解釋如下：(1)M1和CPI之間存在著雙向的Granger因果關(guān)系。M1增加，意味著流通的基礎(chǔ)貨幣的增加，隨之帶來信貸的增加和信用的擴(kuò)張，而一旦信貸增加、信用擴(kuò)張過度，極有可能影響物價(jià)穩(wěn)定；反之，物價(jià)上漲，需要流通中更多的貨幣供給量，引起M1的增加。(2)利率和CPI之間不存在Granger因果關(guān)系。利率和物價(jià)CPI之間互不影響，說明我國利率傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)穩(wěn)定物價(jià)這個(gè)最終目標(biāo)的傳導(dǎo)失效。(3)Ml和GDP之間不存在Granger因果關(guān)系。說明貨幣供給量這個(gè)貨幣政策的中介目標(biāo)在我國對(duì)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長經(jīng)濟(jì)目標(biāo)時(shí)受到限制。(4)利率和GDP之間存在著單向的Granger因果關(guān)系。利率不是GDP的格蘭杰原因，但是GDP是利率的格蘭杰原因。說明利率在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中存在著傳導(dǎo)阻礙，不能充分促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最終經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。(5)利率和M1之間存在著單向的Granger因果關(guān)系。M1不是利率的格蘭杰原因，而利率是M1的格蘭杰原因。可以看出由于我國還未完全實(shí)現(xiàn)利率市場(chǎng)化，受到長期利率管制的影響，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)不能通過利率的敏感反應(yīng)(Granger因果檢驗(yàn)不顯著)，進(jìn)而傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中，形成了貨幣供應(yīng)量和利率變動(dòng)之間的貨幣政策信號(hào)傳導(dǎo)斷層。

5、脈沖響應(yīng)函數(shù)。

所謂脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function，IRF)，表示的是一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位誤差的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上加上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。在對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)的研究中，當(dāng)VAR模型得到估計(jì)后，便可運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)來解釋貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響程度，據(jù)此可知貨幣政策沖擊解釋經(jīng)濟(jì)運(yùn)行預(yù)測(cè)誤差方差的貢獻(xiàn)度。

下面分別給各貨幣供給量和利率一個(gè)沖擊，得到各脈沖響應(yīng)函數(shù)圖(即圖2、圖3、圖4和圖5)。在脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中，橫軸表示沖擊作用滯后期間數(shù)，縱軸分別表示反映變量的增長率，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，代表了各貨幣變量對(duì)相應(yīng)的貨幣政策變量沖擊的反應(yīng)。

圖2是給實(shí)際利率R沖擊引起的GDP變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。當(dāng)給利率一個(gè)沖擊，GDP與利率呈反方向變動(dòng)。在滯后兩期時(shí)，GDP開始呈上升趨勢(shì)，到第4期上升到最高點(diǎn)，響應(yīng)接近0.02，之后呈現(xiàn)出小幅波動(dòng)的態(tài)勢(shì)。這是因?yàn)楫?dāng)利率增加時(shí)，投資減少，國內(nèi)生產(chǎn)總值下降。在經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期，適當(dāng)?shù)靥岣呃剩兄跍p緩國民經(jīng)濟(jì)的增長速度，抑制通貨膨脹。反之，在通貨緊縮時(shí)期，降低利率，刺激投資，可促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長。

圖3是給實(shí)際利率R沖擊引起的CPI變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。當(dāng)給利率一個(gè)沖擊，當(dāng)期的CPI會(huì)有一個(gè)反向的變動(dòng)。隨后上升在第5期達(dá)到最高點(diǎn)，響應(yīng)接近0.001，之后在第7期下降到均衡點(diǎn)然后再反彈，隨后圍繞均值上下波動(dòng)，且波動(dòng)幅度偏大。說明物價(jià)對(duì)于利率變動(dòng)的反映是十分敏感的，雖然CPI隨利率變動(dòng)的絕對(duì)數(shù)比較小，但是波動(dòng)的頻率相對(duì)較快。

圖4是對(duì)貨幣供給量M1沖擊引起的CPI變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。當(dāng)給貨幣供給量一個(gè)沖擊后，CPI在當(dāng)期就表現(xiàn)出上升趨勢(shì)，與M1正相關(guān)。在將近滯后4期時(shí)達(dá)到最大值，CPI對(duì)M1的響應(yīng)是0.0025，之后下降到接近第8期時(shí)與M1負(fù)相關(guān)。隨后圍繞均值波動(dòng)，但是可以看出波動(dòng)幅度還是比較大的。

圖5是對(duì)貨幣供給量M1沖擊引起GDP的變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。當(dāng)給貨幣供給量一個(gè)沖擊后，GDP呈反向變動(dòng)。之后上升到第4期達(dá)到最高點(diǎn)，響應(yīng)為0.12。之后呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，但與貨幣供給量仍然呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。在第11期以后圍繞均值上下波動(dòng)，呈現(xiàn)出相對(duì)平穩(wěn)的趨勢(shì)。說明了在一定時(shí)期內(nèi)增加貨幣供給量，降低了利率，刺激了投資，可以增加國民生產(chǎn)總值。貨幣供給量與GDP具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

6、預(yù)測(cè)方差分解檢驗(yàn)。

方差分解(varlance decomposition)表示的是當(dāng)系統(tǒng)的某個(gè)變量受到一個(gè)單位的創(chuàng)新沖擊以后，以一個(gè)變量的預(yù)測(cè)誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用。本文主要考察R、M1和CPI對(duì)GDP的方差貢獻(xiàn)率。不同預(yù)測(cè)期利率的方差分解見表2，第一列S.E.所對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)列表示為不同預(yù)測(cè)期的變量的預(yù)測(cè)誤差，它受到新生標(biāo)準(zhǔn)誤差的當(dāng)期值和未來值的影響。其它變量所列的數(shù)據(jù)表示源于某個(gè)特定變量下的新生標(biāo)準(zhǔn)誤差所引起的方差占總方差的比重。

由表2可知，在第一期GDP自身的貢獻(xiàn)率較大，幾乎可以解釋50％的波動(dòng)，這時(shí)M1和利率對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率幾乎相等，分別占到25％。但是從第二期開始，GDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出持續(xù)下降的趨勢(shì)，M1和利率對(duì)GDP波動(dòng)的解釋比例增加。除了第二期利率對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率38.57％大于M1對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率16.82％之外，其他幾期對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率M1總是大于利率的，而且有逐漸增加的趨勢(shì)。這同樣說明了在我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中貨幣供給量所起的作用還是要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于利率的作用，與脈沖響應(yīng)函數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果相同。

三、結(jié)論

以上實(shí)證檢驗(yàn)充分說明了我國在1998年第一季度2007年第二季度里，利率途徑傳導(dǎo)貨幣政策信號(hào)雖然存在，但是發(fā)揮的作用極其有限。對(duì)于實(shí)證研究的最終經(jīng)濟(jì)變量GDP和CPI來說，都表現(xiàn)出能夠受到利率途徑傳導(dǎo)的貨幣政策的影響，但是它們同時(shí)也可以受到貨幣供給量M1的影響，而且表現(xiàn)出對(duì)貨幣供給量的反應(yīng)敏感程度要大于對(duì)利率的反應(yīng)敏感程度，特別是GDP的表現(xiàn)程度更強(qiáng)烈一些。同時(shí)檢驗(yàn)結(jié)果還說明，無論是利率途徑還是貨幣供給量，對(duì)最終變量影響的滯后期都是相對(duì)比較長的，平均需要3-4期滯后才會(huì)對(duì)最終經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生效應(yīng)。這說明了雖然我國利率市場(chǎng)化改革取得了階段性的成績，但是由于改革尚未完成，市場(chǎng)化程度還不高，我國現(xiàn)行利率體制還是不能完全反映市場(chǎng)貨幣供求狀況，導(dǎo)致了利率傳導(dǎo)途徑的不暢，從而影響著貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量調(diào)控的效果。相比而言，以貨幣供給量M1作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)，在相當(dāng)長的時(shí)期內(nèi)依舊發(fā)揮著顯著的傳導(dǎo)作用，其作用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于利率途徑對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)作用。