曾雨晨 涂紅星

(1湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南長(zhǎng)沙410079;2湖北理工學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北黃石435003)

引言

貨幣政策作為調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的兩大支柱之一，在宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控中發(fā)揮著舉足輕重的作用。中央銀行利用利率的杠桿作用，通過(guò)貨幣政策調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量，貨幣供應(yīng)量的變化帶來(lái)利率的變化，進(jìn)一步影響消費(fèi)和投資，并最終作用于生產(chǎn)環(huán)節(jié)，使產(chǎn)出水平發(fā)生變化。貨幣政策的傳導(dǎo)過(guò)程可以概括為:貨幣供應(yīng)量→利率→投資和消費(fèi)→產(chǎn)出［1］。近年來(lái)，我國(guó)為了防止經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)熱的勢(shì)頭，中央銀行頻頻使用貨幣政策來(lái)調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)，如圖1所示。近5年來(lái)，央行不斷上調(diào)準(zhǔn)備金率，從2007年的9% 到2012年的17%，上調(diào)比例接近100%［2］，這些信號(hào)都表明央行實(shí)施從緊的貨幣政策進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的決心。

圖1 2007—2012年中國(guó)存款準(zhǔn)備金率變化走勢(shì)圖

雖然央行力求通過(guò)貨幣政策來(lái)調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量，但一直以來(lái)貨幣政策對(duì)市場(chǎng)利率的傳導(dǎo)效應(yīng)并不明顯，沒有促成市場(chǎng)利率的有效變動(dòng)，貨幣政策傳導(dǎo)渠道受阻［3］。綜合以上考慮，本文將采用協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系分析方法，實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)貨幣政策頒布時(shí)貨幣供應(yīng)量對(duì)利率的影響。

一、變量設(shè)計(jì)及數(shù)據(jù)說(shuō)明

貨幣供應(yīng)量可供選取的指標(biāo)有M0、M1 和M2，一般來(lái)說(shuō)，央行在實(shí)施貨幣政策時(shí)是以廣義貨幣供應(yīng)量M2 作為中介指標(biāo)，因此，本文選擇M2 表示貨幣供應(yīng)量。相對(duì)貨幣供應(yīng)量，衡量利率的指標(biāo)很多，主要有銀行存貸款利率、銀行間同業(yè)拆借利率、銀行間債券回購(gòu)利率以及央行票據(jù)利率等［4］，本文選取上海銀行間同業(yè)拆放利率(Shibor)作為市場(chǎng)利率的度量指標(biāo)。貨幣供應(yīng)量M2 和同業(yè)拆借利率R 的數(shù)據(jù)，均來(lái)源于中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站(http://www.pbc.gov.cn/)。

表1 給出了2011年中國(guó)貨幣供應(yīng)量以及利率的月度數(shù)據(jù)，從原始數(shù)據(jù)來(lái)看，2011年貨幣供應(yīng)量從1月的733 884.83 億元，增長(zhǎng)到12月的851 590.90 億元，主要原因在于，2011年實(shí)行寬松的貨幣政策，導(dǎo)致市場(chǎng)上流通貨幣增加。與此相對(duì)應(yīng)的利率全年保持在3.70的水平上下波動(dòng)，在3月份達(dá)到最小值1.93，6月份達(dá)到最大值4.56。從圖2 和圖3 可以看出，2011年我國(guó)貨幣供應(yīng)量總體呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，利率則呈現(xiàn)出波動(dòng)下降的趨勢(shì)。另外，為了消除貨幣供應(yīng)量和利率數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，本文對(duì)M2 和R 兩個(gè)時(shí)間序列取自然對(duì)數(shù)，分別為L(zhǎng)nM2 和LnR(經(jīng)過(guò)處理后的數(shù)據(jù)如表1所示)，其對(duì)應(yīng)的一階差分序列為△LnM2 和△LnR。計(jì)算過(guò)程由軟件Eviews6.0 完成。

表1 2011年1—12月中國(guó)貨幣供應(yīng)量與利率相關(guān)數(shù)據(jù)

圖2 2011年中國(guó)貨幣供應(yīng)量M2 走勢(shì)

圖3 2011年中國(guó)利率R 走勢(shì)

二、實(shí)證研究

(一)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間系列進(jìn)行傳統(tǒng)回歸要求變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列，否則容易產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題。由表2 的PP 檢驗(yàn)結(jié)果可知，LnM2 是平穩(wěn)的時(shí)間系列，而LnR 是非平穩(wěn)時(shí)間系列，一階差分△LnR 對(duì)應(yīng)的PP 值小于10% 顯著性水平下的臨界值，表明原序列LnR 經(jīng)過(guò)一階差分后至少在90%的置倍水平(－3.169 719 ＜－2.747 676)下是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析時(shí)，某些單個(gè)時(shí)間系列是非平穩(wěn)的，但多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間系列的某種線性組合卻是平穩(wěn)的，因此協(xié)整檢驗(yàn)可以解釋變量間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系［5］。本文采用跡統(tǒng)計(jì)量作為協(xié)整檢驗(yàn)的判斷標(biāo)準(zhǔn)，從表3 的檢驗(yàn)結(jié)果可知:跡統(tǒng)計(jì)量值(5.514 879)小于 1% 顯著性水平下的臨界值(6.634 896)，接受原假設(shè)，表明1%顯著性水平下，序列LnM2 和LnR 之間有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此，貨幣供應(yīng)量M2 與利率R 之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

表3 跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

(三)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系僅能說(shuō)明某些變量之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即是由于貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)帶來(lái)利率的變化，還是由于利率的變化帶來(lái)貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)［6］，則需進(jìn)一步驗(yàn)證。表4 中的P 值表示拒絕原假設(shè)出現(xiàn)第一類錯(cuò)誤的概率，P 值越小拒絕原假設(shè)的概率越大，從格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知:LnR 不是LnM2 的Granger 原因概率很大(P 值為0.769 8)，故接受原假設(shè)，LnR 不是LnM2 的Granger 原因;而LnM2 不是LnR 的Granger 原因概率較小(P 值為0.254 3)，拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為L(zhǎng)nM2 是LnR 的Granger 原因，貨幣供應(yīng)量和利率之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，通過(guò)控制貨幣供應(yīng)量來(lái)調(diào)節(jié)利率變動(dòng)會(huì)取得較好的政策效果。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

(四)脈沖響應(yīng)

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以描述系統(tǒng)對(duì)某個(gè)內(nèi)生變量的沖擊所做出的反應(yīng)［7］。圖2 和圖3 表示貨幣供應(yīng)量變動(dòng)引起利率變動(dòng)的響應(yīng)函數(shù)，橫軸表示沖擊作用的期間數(shù)，縱軸表示貨幣供應(yīng)量或利率的變化程度。實(shí)線為實(shí)際計(jì)算值，虛線為正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。

圖4 表示利率對(duì)貨幣供應(yīng)量信息沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。當(dāng)貨幣供應(yīng)量給利率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，第2 期達(dá)到負(fù)的最大值，但隨即逐期遞增，第3 期以后逐漸平穩(wěn)。這說(shuō)明利率受到貨幣供應(yīng)量信息沖擊時(shí)會(huì)立即做出反應(yīng)，但隨后這種沖擊的影響力迅速衰減，缺乏強(qiáng)化的趨勢(shì)。圖5 表示貨幣供應(yīng)量對(duì)利率信息沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，當(dāng)利率給貨幣供應(yīng)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)沖擊后，圖形基本保持水平狀態(tài)，說(shuō)明利率的變化對(duì)貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)沒有實(shí)質(zhì)性的影響。這些結(jié)論與前面格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)論保持一致。

圖4 利率對(duì)貨幣供應(yīng)量信息沖擊的脈動(dòng)響應(yīng)函數(shù)曲線

圖5 貨幣供應(yīng)量對(duì)利率信息沖擊的脈響應(yīng)函數(shù)曲線

三、結(jié)論

本文運(yùn)用2011年中國(guó)貨幣供應(yīng)量和利率的時(shí)間系列數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)等方法，對(duì)短期內(nèi)我國(guó)貨幣供應(yīng)量與利率進(jìn)行動(dòng)態(tài)計(jì)量分析，研究結(jié)果表明:我國(guó)貨幣供應(yīng)量M2 與利率R 之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但兩者之間只存在單方面的因果關(guān)系，具體來(lái)講就是貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)是導(dǎo)致利率下降的格蘭杰原因，而利率的變動(dòng)不是貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的格蘭杰原因。

這些結(jié)論給我們的啟示有:

(1)貨幣政策的有效性取決于貨幣政策傳導(dǎo)是否通暢。通過(guò)控制貨幣供應(yīng)量來(lái)影響利率，進(jìn)而影響消費(fèi)和投資，利率在這個(gè)傳導(dǎo)過(guò)程中起到了決定作用。在我國(guó)采用貨幣供應(yīng)量來(lái)調(diào)控利率將會(huì)取得較好的政策效果，相反，通過(guò)利率來(lái)調(diào)控貨幣供應(yīng)量則達(dá)不到預(yù)期的效果。

(2)貨幣供應(yīng)量對(duì)利率變化的影響程度取決于貨幣市場(chǎng)的開放程度。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國(guó)家貨幣供應(yīng)量對(duì)利率的影響程度普遍高于我國(guó)，與貨幣市場(chǎng)開放程度較高的發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)貨幣供應(yīng)量M2 更多的受到政府管制，而不是市場(chǎng)機(jī)制作用的影響，因此，貨幣市場(chǎng)化改革將是我國(guó)未來(lái)長(zhǎng)期努力的方向。

［1］Fidrmuk，Macdonald R.The Monetary Approach to Exchange Rates in the CEECs［R］.BOFIT Discussion Papers，2003(14):7－9.

［2］何東，王紅林.利率雙軌制與中國(guó)貨幣政策實(shí)施［J］.金融研究，2011(12):11－31.

［3］盛朝暉.中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)渠道效應(yīng)分析:1994—2004［J］.金融研究，2006(7):22－29.

［4］Bernanke B，Gertler M.Monetary Policy and Asset Price Volatility［J］.Economic Review，1999(4):17－51.

［5］洛倫佐，比尼，斯馬吉，等.當(dāng)前貨幣政策面臨的挑戰(zhàn)［J］.中國(guó)金融，2011(6):18－38.

［6］楚爾鳴.中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)系統(tǒng)有效性的實(shí)證研究［M］.北京:中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社，2008:108－119.

［7］Kamin S.B，Rogers J.H.Output and the Real Exchange Rate in Developing Countries:An Application to Mexico［J］.Journal of Development Economics，2002(18):85－109.