○陳青青

（南開大學經(jīng)濟學院 天津 300071）

一、引言

調(diào)節(jié)貨幣供給與信貸資金總量是我國貨幣政策的基本運作形式，與貨幣政策中介目標選擇的世界性趨勢相一致，名義貨幣供應量事實上已成為我國貨幣政策的中介目標。目前為應對次貸危機引發(fā)的全球金融危機，各國政府紛紛采取了積極的貨幣政策，但是政策效果如何還有待進一步考證。這充分體現(xiàn)了貨幣政策在國民經(jīng)濟調(diào)控中的重要意義。貨幣政策是否有效，關鍵在于其傳導機制是否通暢。

在實踐中，由于受貨幣政策的傳導機制和有效性依賴于各國具體經(jīng)濟環(huán)境，如經(jīng)濟規(guī)模、利率市場化程度、存貸款規(guī)模、金融運行主體和客體、金融結構和制度安排以及宏觀預期、金融服務技術等各方面因素的影響，貨幣政策傳導具有很強的時空性和動態(tài)性，從而決定其在各國經(jīng)濟政策的制定和研究中始終是一個常研常新的領域。在這種情況下，貨幣政策傳導機制和有效性也一直是國內(nèi)外學者研究的熱點問題。鑒于我國特殊的國情，我國學者對我國的貨幣政策進行了大量的研究。

本文就針對仍然存在分歧的不同渠道的貨幣政策傳導效果進行分析。自1998年開始，我國金融宏觀調(diào)控方式逐步轉化，貨幣市場進一步發(fā)展，逐步形成“中央銀行—貨幣市場—金融機構—企業(yè)”的傳導體系，初步建立了“貨幣政策—操作目標—中介目標—最終目標”的間接傳導機制。本文運用協(xié)整檢驗、向量自回歸（VAR）、脈沖響應分析等方法，對實行間接調(diào)控以來的貨幣政策傳導機制進行實證研究。本文研究的特點表現(xiàn)在三方面：一是分別對信貸渠道和貨幣渠道的政策效果進行了影響程度的分析，對政策中介目標的選擇提供了依據(jù)；二是在以促進經(jīng)濟增長的終極財政目標的基礎上，考慮了物價穩(wěn)定的因素；三是分別對M1、M2建立了兩個VAR系統(tǒng)，從而分析M1、M2在貨幣政策有效性中的相對重要程度。本文結構安排如下：第二部分對貨幣政策傳導機制的現(xiàn)有研究成果進行綜述；第三部分定義變量和數(shù)據(jù)；第四部分給出實證結果及分析；最后給出本文結論。

二、貨幣政策傳導機制文獻綜述

貨幣政策傳導渠道較多，因此傳導機制也相對復雜。米什金（Mishkin，1995）根據(jù)貨幣資產(chǎn)與其他資產(chǎn)之間的不同替代性，將貨幣政策傳導機制分為兩大類，即貨幣渠道和信貸渠道（Bernanke and Gertler，1995）。

貨幣渠道主要包括利率途徑、非貨幣資產(chǎn)價格途徑、匯率途徑等三種形式。當中央銀行增加貨幣供應量（M），利率（i）隨之下降，進而引起投資（I）上升，消費（C）增加，并最終導致經(jīng)濟產(chǎn)出（Y）的增加，這就是貨幣政策的利率傳導途徑，其傳導機制可以表述為：M↑→i↓→I↑，C↑→Y↑。非貨幣資產(chǎn)價格途徑主要包括托賓的q理論和財富效應理論。

信貸渠道的支持者強調(diào)貨幣當局可以在不引起利率大幅變化的情況下，通過貨幣政策影響支出，這種政策通過資金可獲得性即信貸配給的作用。中央銀行主要是通過公開市場業(yè)務，買賣證券，吐吞貨幣量，影響銀行的存款準備金，進而影響銀行信用，即：M↓→銀行存款↓→銀行貸款↓→I↓→Y↓。

國內(nèi)學術界主要在貨幣供應量與貸款總量對于經(jīng)濟增長及實際產(chǎn)出的影響孰大孰小，即究竟是貨幣渠道重要還是信貸渠道重要的問題上存在著一定的爭議，并形成了大量的文獻。

徐淑一、歐大軍（2005）運用時間序列分析方法對我國1996年到2003年間的貨幣政策對經(jīng)濟的影響及其傳導機制進行嚴格的實證分析。結果表明，貨幣供應量、貸款與工業(yè)生產(chǎn)之間有一種長期的規(guī)律。同時因果關系檢驗結果得出貨幣供應量是經(jīng)濟增長的原因，貨幣供應量也是價格變動的原因。而且，工業(yè)增加值反過來還對兩個貨幣政策的傳導變量有影響。劉霖、靳云江（2005）以1978年到2003年的數(shù)據(jù)進行分析表明，長期貨幣供應和經(jīng)濟增長存在雙向因果關系，貸款影響經(jīng)濟增長，在短期內(nèi)只存在由貨幣供應到經(jīng)濟增長的單向因果關系，經(jīng)濟增長刺激貨幣供應和貸款的增加。陳飛、趙昕東和高鐵梅（2002）采用VAR和脈沖響應函數(shù)對1991年到2000年的實際的M1、LOAN和GDP的季度數(shù)據(jù)進行了實證研究，認為貨幣渠道比信貸渠道對于GDP有更大的作用。孫明華（2004）對我國從1994年一季度到2003年一季度間的貨幣政策傳導機制進行的實證分析，結果表明，目前我國貨幣政策通過貨幣渠道而不是信貸渠道對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響。馬樂（2000）及王振山、王志強（2000）等研究也表明，信用渠道是我國貨幣政策的主要傳導途徑。李斌（2001）運用交互影響的多元反饋時間序列模型，結果證實信貸總量和貨幣供應量與貨幣政策最終目標變量都有很高的相關系數(shù)，但信貸總量的相關性更大一些。劉淄、儀垂林（2002）認為信貸傳導途徑一直是我國貨幣政策傳導的主渠道。黃昌利、任若恩（2004）利用1996—2003年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)Ml對GDP增長的傳導效應不明顯。蔣瑛琨、周孟亮、李明賢（2006）通過選取1998年1月到2005年8月的相關數(shù)據(jù)，采用單位根檢驗、協(xié)整關系檢驗及格蘭杰（Granger）因果關系檢驗等時間序列研究的實證方法，發(fā)現(xiàn)貨幣政策的主要傳導途徑依然是信貸渠道，銀行信貸對經(jīng)濟增長和物價穩(wěn)定發(fā)揮著重要作用。

表1 各序列的ADF檢驗結果（1990年1季度—2004年2季度）

三、變量選擇和數(shù)據(jù)說明

1、變量選取

本文以金融機構各項貸款余額CR作為信貸渠道的代理變量，以貨幣供應量M1和M2作為中國貨幣政策傳導的貨幣渠道的代理變量，以國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和通貨膨脹率π（零售物價指數(shù)度量）作為檢驗貨幣政策有效性的代理變量。

2、數(shù)據(jù)來源

本文樣本區(qū)間為1998年一季度到2008年一季度，名義M1、M2、CR和GDP的季度數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫。理由是自1998年開始，我國金融宏觀調(diào)控方式逐步轉化，貨幣政策進入間接調(diào)控階段，而自2008年受美國金融危機影響，造成貨幣流通速度、人們行為方式發(fā)生變化。GDP經(jīng)過商品零售價格的季度定基比指數(shù)PI調(diào)整后得到實際值。對季節(jié)性較強的GDP利用X-11方法進行了季節(jié)調(diào)整。商品零售價格的季度定基比指數(shù)取對數(shù)并差分得到通貨膨脹率序列π。然后對GDP、CR、M1和M2作對數(shù)處理。

四、計算過程和估計結果

1、單位根檢驗

對各序列數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗，以判斷各序列的平穩(wěn)性。利用Eviews5.0軟件分別對各變量水平值和一階差分值進行檢驗，其中檢驗過程中滯后項的確定采用AIC準則，結果見表1。檢驗結果表明，上述變量均為I（1），其一階差分構成平穩(wěn)的時間序列，即I（0）。

2、協(xié)整檢驗

由于多個變量可能存在多個協(xié)整關系，因此選擇Johansen協(xié)整檢驗：分別對M1、金融機構貸款余額CR、實際GDP、通貨膨脹率π序列以及M2、金融機構貸款余額CR、實際GDP、通貨膨脹率π序列這兩組變量進行Johansen協(xié)整檢驗。檢驗結果表明，這兩組變量在5%顯著性水平下都至少存在1個協(xié)整關系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗

3、脈沖響應分析

協(xié)整檢驗表明了信貸渠道和貨幣渠道成為貨幣政策傳導途徑的可能性，為進一步分析信貸渠道和貨幣渠道在中國貨幣政策傳導中的相對重要性，本文采用基于向量自回歸（VAR）模型的脈沖響應函數(shù)進行檢驗。使用VAR模型的優(yōu)點在于，它不需要對模型中各變量的內(nèi)生性和外生性事先作出假定。

（1）變量順序。

根據(jù)貨幣政策傳導鏈中變量發(fā)生作用的順序，脈沖響應函數(shù)的結果依賴于各變量進入VAR的順序。本文設置各量進入VAR 的順序為：M1（M2）、CR、π、GDP。理由主要有：一是從理論上，貨幣政策變化對各個變量的影響順序；二是如蔣瑛琨、劉艷武、趙振全（2005）指出，很多國內(nèi)外學者實證研究都是采用這樣的順序。

圖1 π對M1沖擊的響應

圖2 π對貸款沖擊的響應

圖3 y對M1沖擊的響應

圖4 y對貸款沖擊的響應

（2）脈沖響應分析。

①M1、CR、π、GDP構成的VAR的脈沖響應分析。本文選擇時間滯后期為10期，每期代表一個季度，即兩年半的時間之后長度，分析M1，CR沖擊分別對GDP和π的影響，圖中的橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示因變量（π、GDP）對解釋變量（M1、CR）的響應程度，實線為脈沖響應函數(shù)的計算值，兩側的虛線為脈沖響應函數(shù)值正負兩倍標準差的偏離帶。分別給M1和CR一個標準差大小的沖擊，得到關于通貨膨脹率和GDP的脈沖響應函數(shù)圖。其中圖5—8為圖1—4去掉偏離帶后放大的圖。

圖中縱軸表示通貨膨脹率π。在圖1中，通貨膨脹率隊M1的沖擊響應時正時負，其中五期為正五期為負，說明通貨膨脹率對M1影響很不穩(wěn)定，而且影響隨著時間的流失有逐漸放大的趨勢。在圖2中，貸款沖擊對通貨膨脹率先是有微弱的正向影響，但是總的來看，影響又正負效果不明顯，而且長期來看又有導致通貨緊縮的傾向。從圖3可以看出，產(chǎn)出對M1沖擊響應出現(xiàn)正負交替的情形，而且這種變動趨勢剛好和物價水平對M1沖擊的響應相反。這可能是物價和產(chǎn)出的相互作用引起的，前一期的高物價引起下一期的產(chǎn)出增加，生產(chǎn)過剩導致物價下降生產(chǎn)減少，產(chǎn)量減少，需求過度又引起物價上升。從另一方面來看，這種波動逐漸增大，這是由于基礎貨幣的經(jīng)過貨幣乘數(shù)的放大作用引起的。從圖4可以看出，貸款沖擊對y的影響不顯著。這從理論和實踐上都不太合理，說明由M1建立的脈沖反應系統(tǒng)不夠準確。這可能是因為隨著金融創(chuàng)新的發(fā)展，M1和M2之間的關系不是固定不變的，而M1不能全面的反應貨幣政策的影響。

②M2、CR、π、GDP構成的VAR的脈沖響應分析。從圖5可以看出物價水平對M2的沖擊有顯著的正響應。前2個季度對通貨膨脹率的影響不穩(wěn)定，第四個季度開始出現(xiàn)正的相應。然后通貨膨脹率對M2沖擊的相應雖然有波動，但都為正值。從圖6可以看出，通貨膨脹對貸款沖擊的響應持續(xù)為正，雖然中間出現(xiàn)過一期的下降，這可能是因為貸款增加導致投資增加從而引起物價的上升，但是相對圖5中M2對物價水平的沖擊來看，貸款沖擊的影響相對較小。從圖7可以看出，與M2對物價水平的沖擊相似，前期產(chǎn)出響應不穩(wěn)定，但是后期顯著為正，且很顯著。從圖8可以看出，產(chǎn)出對貸款沖擊的響應持續(xù)為正且有快速增加的趨勢。這說明在經(jīng)濟緊縮的時候可以用擴張信貸的貨幣政策促使產(chǎn)出增加。

圖5 π對M2沖擊的響應

圖6 π對貸款沖擊的響應

圖7 y對M2沖擊的響應

圖8 y對貸款沖擊的響應

以上分析表明，自1998年間接調(diào)控體系建立以來，目前信貸渠道對經(jīng)濟的調(diào)控作用仍然很重要，但是隨著金融市場的完善，貨幣渠道幾乎也起到了同樣的作用。然而，M2對經(jīng)濟影響不穩(wěn)定因素較多，需要經(jīng)過一個短時期的調(diào)整。但長期來看，信貸對產(chǎn)出的影響有發(fā)散的趨勢，因此可能難以控制——信貸迅速增長而物價水平卻有回落的趨勢，這可能是由于投資過熱生產(chǎn)過剩造成的，但是這種趨勢不是特別明顯。因此，應選擇貸款與M2同時作為政策的中介目標，貸款為主、M2為輔，并且可以預見的是，隨著我國金融市場的不斷完善和發(fā)展，貨幣渠道在貨幣政策調(diào)控中所起的作用將越來越重要。

五、結論

20世紀90年代以后，我國金融宏觀調(diào)控方式逐步轉化，貨幣市場進一步發(fā)展，逐步形成“中央銀行—貨幣市場—機構—企業(yè)”的傳導體系，初步建立了“貨幣政策—操作目標—中介目標—最終目標”的間接傳導體制，其中操作目標為基礎貨幣，中介目標是貨幣供應量和貸款，最終目標則為GDP和通貨膨脹率。從1998年開始，我國進入貨幣政策間接調(diào)控時期，本文運用協(xié)整理論、向量自回歸、脈沖響應函數(shù)等方法分別對M1/M2、信貸額、通貨膨脹率、GDP兩個系統(tǒng)對我國貨幣政策傳導的貨幣渠道和信用渠道進行分析，由實證結果顯然可以得出如下結論。

第一，從絕對數(shù)量上來看，貨幣渠道和信貸渠道都對通貨膨脹率和產(chǎn)出增長有顯著影響，從數(shù)量上看貸款和M2對產(chǎn)出的影響，貸款的影響略微顯著，而且對通貨膨脹的影響稍小于對M2的影響。

第二，從穩(wěn)定性來看，貨幣渠道對通貨膨脹率的影響不確定性較大，一方面體現(xiàn)在要經(jīng)過一段時間不穩(wěn)定的波動時期才能對其產(chǎn)生顯著的正效應；另一方面即使正效應顯著也存在波動。而貸款對產(chǎn)出的影響一直為正，且呈迅速上升趨勢。

第三，相對M1而言，M2對產(chǎn)出和通脹率的影響更為顯著，主要原因是M1對最終目標的影響呈現(xiàn)正負交替的趨勢，很不穩(wěn)定，因此也說明基于M2建立的系統(tǒng)更為科學和合理。M2和產(chǎn)出、通貨膨脹率的關系更為明顯，原因可能是M2能更全面地反應貨幣政策的影響，而且隨著金融創(chuàng)新的發(fā)展，M1和M2之間的關系不是固定不變的。

因此，應該選擇將貸款和M2同時作為貨幣政策的中介目標，貸款為主、M2為輔，但是隨著我國金融市場的發(fā)展，可以預見的是，貨幣政策貨幣渠道將越來越大。

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