王振杰，陶士貴

(南京師范大學(xué) 商學(xué)院，南京 210024)

對(duì)于我國(guó)這樣一個(gè)處于轉(zhuǎn)軌期的新興市場(chǎng)國(guó)家而言，貨幣政策傳導(dǎo)問(wèn)題越來(lái)越引起人們的關(guān)注。近年來(lái)，我國(guó)的貨幣政策調(diào)控基本上實(shí)現(xiàn)了由直接調(diào)控向間接調(diào)控的轉(zhuǎn)變，然而，貨幣政策并未有效完成預(yù)期目標(biāo)，并且在1998年轉(zhuǎn)為間接調(diào)控后進(jìn)一步其效力弱化。其中的原因是多方面的，但歸根結(jié)底是我國(guó)還沒(méi)有建立一個(gè)有效的貨幣政策傳導(dǎo)渠道。因此，本文旨在分析貨幣政策效力不顯著的情況下，我國(guó)的貨幣政策主要傳導(dǎo)機(jī)制效應(yīng)及如何提高貨幣政策傳導(dǎo)效率。

一、文獻(xiàn)綜述

(一)西方學(xué)者的相關(guān)實(shí)證研究

Ramey(1993)用向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)1954—1991年美國(guó)宏觀月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示貨幣渠道遠(yuǎn)比信貸渠道重要；當(dāng)引入廣義貨幣供應(yīng)量變動(dòng)時(shí)，銀行信貸波動(dòng)對(duì)產(chǎn)出沒(méi)有顯著的解釋力。Morris和Sellon(1995)在實(shí)證分析后對(duì)中央銀行能否影響銀行貸款行為提出了否定意見(jiàn)，認(rèn)為信貸渠道的數(shù)量效應(yīng)微不足道。Oliner和Rudebusch(1996)的研究表明，在緊縮性貨幣政策實(shí)施之后，企業(yè)投資行為與其內(nèi)部資金的聯(lián)系變得更加緊密，投資將趨減；信貸渠道的主要作用是放大緊縮性貨幣政策效應(yīng)，在擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)期會(huì)有一定影響，但在前緊后松或前松后緊兩種情況下幾乎不起傳導(dǎo)作用。Ariccia和Garibaldi(1998)通過(guò)實(shí)證分析，認(rèn)為中央銀行的貨幣政策難以明顯影響銀行的貸款行為，信貸渠道的作用很小。Safaei和Cameron(2003)利用結(jié)構(gòu)VAR模型對(duì)加拿大1956—1997年的宏觀經(jīng)濟(jì)季度數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量研究，兩個(gè)模型分別以基礎(chǔ)貨幣和短期利率作為政策變量，檢驗(yàn)結(jié)果均支持信貸在產(chǎn)出波動(dòng)中扮演了重要作用的觀點(diǎn)。De Haan(2003)采用1990—1997年銀行樣本數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)在荷蘭存在銀行貸款渠道，貨幣緊縮對(duì)流動(dòng)性和資本規(guī)模有限的小銀行具有更大的效應(yīng)；另一方面，貨幣政策通過(guò)信貸傳導(dǎo)途徑對(duì)企業(yè)產(chǎn)生的沖擊要大于對(duì)家庭的沖擊。

(二)國(guó)內(nèi)學(xué)者的相關(guān)實(shí)證研究

20世紀(jì)90年代中期以來(lái)，不少學(xué)者對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了研究，但對(duì)貨幣渠道和信貸渠道對(duì)于實(shí)際產(chǎn)出的作用和影響仍存在一定的爭(zhēng)議。王振山和王志強(qiáng)(2000)利用1981—1998年的年度數(shù)據(jù)和1993—1998年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，表明信貸渠道是中國(guó)貨幣政策的主要傳導(dǎo)途徑，而貨幣渠道的傳導(dǎo)作用則不明顯。曹偉、林燕(2005)運(yùn)用時(shí)間序列分析及最小二乘法，對(duì)1984—2004年中國(guó)貨幣政策有效性進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明信貸傳導(dǎo)機(jī)制仍然是目前中國(guó)貨幣政策的主要傳導(dǎo)機(jī)制形式。盛朝暉(2006)運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，?duì)1994—2004年各季度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，表明信貸和信用渠道在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中發(fā)揮主要作用，其余傳導(dǎo)渠道的作用不明顯。李斌(2001)、周英章和蔣振聲(2002)也得出相似的結(jié)論。

然而，也有部分學(xué)者通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)信貸渠道并不是居于主導(dǎo)地位的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，并且有不斷弱化的趨勢(shì)。陳飛、趙聽(tīng)東、高鐵梅(2002)采用VAR脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對(duì)1991—2000年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示貨幣渠道比信貸渠道對(duì)于GDP有更大的作用。孫明華(2004)利用1994—2003年的季度數(shù)據(jù)，采用多種計(jì)量技術(shù)對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明現(xiàn)階段貨幣政策是通過(guò)貨幣渠道而不是信貸渠道對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。李瓊和王志偉(2006)也得出相似的結(jié)論。

本文在國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，利用VAR模型分析了1994—2008年中國(guó)貨幣政策主要傳導(dǎo)機(jī)制效應(yīng)，并進(jìn)一步提出提高貨幣政策傳導(dǎo)效率的建議。

二、中國(guó)貨幣政策主要傳導(dǎo)渠道效應(yīng)實(shí)證分析

本文運(yùn)用VAR模型對(duì)1994—2008年我國(guó)貨幣政策的信用渠道和貨幣渠道進(jìn)行了比較分析，在此基礎(chǔ)上對(duì)資產(chǎn)價(jià)格、利率和匯率等渠道的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行了具體分析。

(一)變量選擇及數(shù)據(jù)處理

我國(guó)從1994年才開(kāi)始建立市場(chǎng)化的貨幣政策調(diào)控機(jī)制，故采集1994—2008年第4季度的季度數(shù)據(jù)。本文以廣義貨幣供應(yīng)量(M2)作為我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣渠道的代表變量。以金融機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)貸款余額(LOAN)作為我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的信用渠道代表變量；分別選擇利率(I)、股價(jià)(SZ)、匯率(E)、凈出口額(NX)作為利率傳導(dǎo)途徑、資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)途徑和匯率傳導(dǎo)途徑的中介變量；以季度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為檢驗(yàn)貨幣政策有效性的代表變量。

其中，利率是銀行一年期存款利率；股價(jià)采用上證綜合指數(shù)，為季末收盤(pán)價(jià)；匯率采用季度期末數(shù)；凈出口是出口減進(jìn)口的季度數(shù)據(jù)。我們對(duì)有季節(jié)性趨勢(shì)的變量GDP用X-11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)，對(duì)所有的變量(除凈出口額外)取對(duì)數(shù)后，分別表示為：LGDPSA、LSZ、LE、LLOAN、LM2和LI。實(shí)證模型中所采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、中國(guó)金融年鑒以及銳思金融數(shù)據(jù)庫(kù)，計(jì)量軟件為Eviews5.0。

表1 ADF檢驗(yàn)

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

因?yàn)楦髯兞慷际菚r(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了防止產(chǎn)生謬誤回歸，在運(yùn)用時(shí)間序列模型前，首先要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性，或者說(shuō)需要檢驗(yàn)各變量是否存在單位根。本文采用Dickey(1981)等提出的ADF檢驗(yàn)，分別對(duì)各變量的水平值和差分值進(jìn)行檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)根據(jù)是否有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，其回歸方程存在三種形式：

其中Δ表示差分，α為常數(shù)項(xiàng)，δt為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，分別對(duì)各序列的水平值和一階差分值進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)過(guò)程中對(duì)滯后項(xiàng)的確定采用AIC準(zhǔn)則，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1。檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量的一階差分在1 %(LE是5%)的顯著性水平下拒絕零假設(shè)，因此不存在單位根，即一階差分后各變量都是平穩(wěn)的。因此，各變量都是一階單整序列，即I(1)。

(三)變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

雖然VAR系統(tǒng)所涉及變量序列的水平值是不平穩(wěn)的，但這些變量之間可能存在穩(wěn)定的線性組合，這個(gè)線性組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系(Engle & Granger，1987)。目前關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)有許多具體的技術(shù)模型，本文利用Johansen(1995)等所提出來(lái)的多變量協(xié)整檢驗(yàn)法，分析貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是否對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生長(zhǎng)期穩(wěn)定的影響。表2～5為主要變量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表3 資產(chǎn)價(jià)格渠道變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表2中第1組變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，GDP、LOAN、M2之間在5%的顯著性水平下存在1個(gè)協(xié)整方程。即GDP與LOAN、M2之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，具有共同的隨機(jī)趨勢(shì)，揭示出信用渠道通過(guò)影響貨幣渠道和信用渠道的共同傳導(dǎo)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)發(fā)揮作用。第2組和第3組的協(xié)整檢驗(yàn)表明，GDP與LOAN以及GDP與M2之間都分別存在著協(xié)整關(guān)系，揭示出貨幣政策能夠分別通過(guò)信用渠道和貨幣渠道影響宏觀經(jīng)濟(jì)總量。因此，信用渠道和貨幣渠道是我國(guó)貨幣政策有效傳導(dǎo)的主要途徑。

表4 利率渠道價(jià)格變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表5 匯率渠道變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表3～5的檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量(NX,LE)、(LI,LE)在1%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，而變量(LGDPSA, LSZ)在5%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，即以上三對(duì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

(四)變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

基于水平VAR模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求系統(tǒng)中的各時(shí)間序列均為平穩(wěn)過(guò)程，若系統(tǒng)中的各變量均為同階單整平穩(wěn)序列，且存在協(xié)整關(guān)系，則需要構(gòu)建協(xié)整關(guān)系為約束變量的VAR模型即向量誤差修正模型(VEC，Vevtor Error Correction)，以此為基礎(chǔ)檢測(cè)格蘭杰因果關(guān)系。當(dāng)短期波動(dòng)發(fā)生時(shí)，VEC模型能反映出經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制限制內(nèi)生變量波動(dòng)行為收斂于它們協(xié)整關(guān)系的能力強(qiáng)弱。因此，對(duì)(LGDPSA,LM2),(NX,LE)，(LGDPSA, LSZ)，(LI,LE)以及(LGDPSA,LLOAN)做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。表6為基于向量誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

表6中的顯著性水平表示接受零假設(shè)的概率，數(shù)字越小，說(shuō)明自變量預(yù)測(cè)因變量的能力越強(qiáng)。第1組和第2組檢驗(yàn)表明，信用渠道在10.702%的顯著性水平上是我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)原因，而貨幣渠道在13.655%的顯著性水平上是我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的原因，因此與貨幣渠道相比，信用渠道在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中具有明顯的相對(duì)重要性。同時(shí)，GDP在15.736%的顯著性水平上是M2的原因，在34.977%的顯著性水平上是LOAN的原因，表明貨幣供應(yīng)在我國(guó)具有較強(qiáng)的內(nèi)生性，而信用規(guī)模的內(nèi)生性則相對(duì)較小。

第3～5組的檢驗(yàn)結(jié)果表明，滯后兩個(gè)季度進(jìn)出口變化是匯率的格蘭杰原因，而匯率變化不是進(jìn)出口變化的格蘭杰原因，說(shuō)明貨幣政策通過(guò)匯率渠道對(duì)進(jìn)出口產(chǎn)生作用；滯后兩個(gè)季度股價(jià)變化不是產(chǎn)出的格蘭杰原因，產(chǎn)出變化也不是股價(jià)變化的格蘭杰原因，說(shuō)明股價(jià)與產(chǎn)出之間的關(guān)系較弱；滯后兩個(gè)季度利率變化不是匯率變動(dòng)的格蘭杰原因，匯率變化也不是利率變化的格蘭杰原因，說(shuō)明貨幣政策利率和匯率的聯(lián)動(dòng)機(jī)制并不完善。

三、結(jié)論與原因分析

(一)我國(guó)貨幣政策通過(guò)信用渠道和貨幣渠道兩個(gè)傳導(dǎo)途徑共同影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)總量，其中，信用渠道發(fā)揮主要作用

從現(xiàn)實(shí)情況看，雖然近幾年我國(guó)資本市場(chǎng)有很大發(fā)展，央行早在1998年1月就放棄了對(duì)商業(yè)銀行信貸規(guī)模的直接控制，轉(zhuǎn)而通過(guò)控制貨幣供應(yīng)量實(shí)現(xiàn)間接控制，但由于利率管制、金融市場(chǎng)不完善以及間接融資并未發(fā)生實(shí)質(zhì)作用，信貸渠道發(fā)揮作用的前提卻并沒(méi)有受到多大程度的削弱。在政策實(shí)踐中，信貸渠道傳導(dǎo)效應(yīng)取決于借款人對(duì)銀行的依存度，即取決于直接融資與間接融資的比例。如果間接融資的比例較高就說(shuō)明對(duì)銀行的依存度較大，那么信貸渠道的作用就比較顯著，反之則較弱。在我國(guó)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低，居民儲(chǔ)蓄率較高和證券市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，企業(yè)通過(guò)其他渠道融資需要付出比銀行信貸更高的融資成本，所以形成了企業(yè)對(duì)銀行貸款的高度依賴，因而我國(guó)貨幣政策的信貸渠道的作用比較顯著。而西方國(guó)家金融市場(chǎng)比較發(fā)達(dá)，企業(yè)融資渠道較廣，當(dāng)通貨緊縮時(shí)，大企業(yè)除了銀行貸款渠道外，還有其他的外部融資渠道，信貸緊縮的影響主要集中在中小企業(yè)方面，信貸渠道在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用不如我國(guó)明顯。

(二)資產(chǎn)價(jià)格渠道在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中作用較弱

利率與股價(jià)以及廣義貨幣與股價(jià)之間都不存在協(xié)整關(guān)系，股價(jià)與產(chǎn)出之間存在協(xié)整關(guān)系；利率與股價(jià)、廣義貨幣與股價(jià)以及股價(jià)與產(chǎn)出之間都不存在格蘭杰因果關(guān)系。兩個(gè)檢驗(yàn)都說(shuō)明，貨幣政策對(duì)股價(jià)幾乎沒(méi)有什么影響，而股價(jià)與產(chǎn)出之間的關(guān)系也較弱。在我國(guó)，由于股票綜合指數(shù)與實(shí)際GDP的關(guān)聯(lián)度弱，股票市場(chǎng)上普遍存在的監(jiān)管不力、投資者的非理性行為等因素的影響，加上我國(guó)股票市場(chǎng)自身不完善，“政策市”、“投機(jī)市”明顯，在我國(guó)通過(guò)貨幣政策來(lái)干預(yù)股票價(jià)格的難度相當(dāng)大，效果也并不明顯。而在完善、有效的資本市場(chǎng)中，資產(chǎn)價(jià)格的變化反映了基礎(chǔ)經(jīng)濟(jì)狀況的變化，因而常常被人們稱為宏觀經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”，即通過(guò)股價(jià)的變化能反映出未來(lái)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的狀況。

(三)利率渠道在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中并不通暢

貨幣與利率以及利率與產(chǎn)出之間都不存在協(xié)整關(guān)系，同時(shí)這幾個(gè)變量之間也不存在格蘭杰因果關(guān)系，兩個(gè)檢驗(yàn)都說(shuō)明利率傳導(dǎo)途徑在我國(guó)并不暢通。目前，我國(guó)利率還未完全市場(chǎng)化，金融體系不健全以及微觀主體對(duì)利率反應(yīng)的靈敏性不高，使得貨幣政策通過(guò)利率傳導(dǎo)的效率不高。而在西方發(fā)達(dá)國(guó)家，利率是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制中貨幣政策的主要中介目標(biāo)，利率水平已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了市場(chǎng)化，利率體系結(jié)構(gòu)比較合理，金融市場(chǎng)體系比較完善，經(jīng)濟(jì)主體對(duì)市場(chǎng)信號(hào)反應(yīng)靈敏。在這種情況下，中央銀行通過(guò)調(diào)整基準(zhǔn)利率，影響短期利率和長(zhǎng)期利率，最終使整個(gè)社會(huì)的利率水平發(fā)生相應(yīng)變化，影響投資者的決策和總產(chǎn)出，利率機(jī)制因此成為西方發(fā)達(dá)國(guó)家貨幣政策傳導(dǎo)的主要渠道。雖然目前我國(guó)貨幣政策通過(guò)利率傳導(dǎo)的效率不高，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，利率傳導(dǎo)渠道在貨幣政策傳導(dǎo)中必將發(fā)揮越來(lái)越重要的作用。

(四)匯率渠道在我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中發(fā)揮的作用日益顯現(xiàn)

利率與匯率之間存在協(xié)整關(guān)系，匯率與凈出口之間存在協(xié)整關(guān)系；凈出口能格蘭杰引起匯率變化，但利率與匯率、凈出口與產(chǎn)出之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。這說(shuō)明，匯率渠道對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響雖還不明顯，但在貨幣政策傳導(dǎo)渠道的作用日益顯現(xiàn)。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中，匯率是一個(gè)重要的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，且利率渠道和匯率渠道緊密相關(guān)。利率的變動(dòng)將使本國(guó)貨幣的價(jià)格相對(duì)于外國(guó)貨幣價(jià)格發(fā)生變化。本國(guó)貨幣利率下降，外幣存款的吸引力增加，導(dǎo)致資金出現(xiàn)外流，從而導(dǎo)致本國(guó)貨幣貶值。貨幣貶值提高了本國(guó)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，本國(guó)出口增加和進(jìn)口減少，從而引起總產(chǎn)出的變化。我國(guó)于2005年7月就開(kāi)始了匯率改革，雖然我國(guó)匯率的浮動(dòng)依然有限，且利率渠道傳導(dǎo)機(jī)制并不通暢，但隨著對(duì)外開(kāi)放的進(jìn)一步深入，匯率渠道的作用會(huì)日益突出。

四、政策建議

從以上對(duì)我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的主要渠道效應(yīng)的分析，可以看出：由于我國(guó)目前正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌時(shí)期，尚未建立完善的市場(chǎng)機(jī)制，國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，利率尚未市場(chǎng)化，各類企業(yè)對(duì)銀行貸款的依存度均很高；對(duì)資本市場(chǎng)、外匯市場(chǎng)和銀行信貸市場(chǎng)實(shí)行嚴(yán)格管制，各自獨(dú)立性較強(qiáng)，中央銀行主要通過(guò)控制再貸款來(lái)控制銀行，調(diào)整利率來(lái)間接控制投資和金融資產(chǎn)的價(jià)格、調(diào)整匯率來(lái)調(diào)節(jié)進(jìn)出口來(lái)影響宏觀經(jīng)濟(jì)變量。因此，我國(guó)目前貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的模式以信貸傳導(dǎo)途徑作為主機(jī)制，利率途徑、匯率途徑只是作為輔助機(jī)制、補(bǔ)充機(jī)制而存在。

隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展和對(duì)外開(kāi)放的深入，為了進(jìn)一步疏通貨幣政策的傳導(dǎo)渠道，提高貨幣政策傳導(dǎo)效率，本文認(rèn)為：應(yīng)加速商業(yè)銀行股份制改革步伐，構(gòu)建適應(yīng)中小企業(yè)信貸融資的金融體系；加快利率市場(chǎng)化步伐，加快金融市場(chǎng)的建設(shè)和發(fā)展，加強(qiáng)廣大社會(huì)公眾對(duì)市場(chǎng)價(jià)格信號(hào)的合理反應(yīng)，塑造市場(chǎng)化的微觀經(jīng)濟(jì)主體；完善股票市場(chǎng)，調(diào)整市場(chǎng)主體和客體結(jié)構(gòu)，建立健全相關(guān)法律法規(guī)，加強(qiáng)監(jiān)管，打擊投機(jī)行為；改革現(xiàn)行匯率形成機(jī)制，推行真正意義上的“有管理的浮動(dòng)制”，設(shè)立匯率目標(biāo)區(qū)，完善央行外匯公開(kāi)市場(chǎng)操作機(jī)制。

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