張衛(wèi)杰

（中共啟東市委黨校 江蘇 啟東 226200）

我國貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制的實證研究

張衛(wèi)杰

（中共啟東市委黨校 江蘇 啟東 226200）

利率在貨幣政策的傳導(dǎo)過程中發(fā)揮著重要的作用。本文根據(jù)利率傳導(dǎo)機(jī)制，對1996～2012年我國的利率與投資之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，研究結(jié)果表明我國的貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制并不暢通，我國利率對總需求的調(diào)節(jié)作用不是很明顯。利率缺乏彈性是制約我國貨幣政策利率機(jī)制有效性的關(guān)鍵因素，利率的管制、利率的非彈性都使得市場供求信息不夠準(zhǔn)確，不能真正影響投資的決策，從而影響了貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制效果的發(fā)揮。

利率傳導(dǎo)機(jī)制 貨幣政策 格蘭杰因果檢驗

一、引言

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指中央銀行使用貨幣政策工具引起各中介目標(biāo)的反應(yīng)，并最終引起宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化的渠道和機(jī)理，是中介目標(biāo)和最終目標(biāo)之間的傳導(dǎo)渠道。貨幣政策效果涉及的變量較多，各變量之間的關(guān)系更是紛繁復(fù)雜。一般來說，在市場經(jīng)濟(jì)條件下，貨幣政策主要是通過四條途徑來起作用，即利率途徑、非貨幣資產(chǎn)途徑、信貸配給途徑和匯率途徑。本文將主要研究貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性。

現(xiàn)代的利率傳導(dǎo)機(jī)制理論始于魏克賽爾的積累過程理論。魏克賽爾認(rèn)為，中央銀行實施貨幣政策以擴(kuò)大或收縮貨幣供給量，必先增加或減少商業(yè)銀行的準(zhǔn)備金。而商業(yè)銀行則根據(jù)其準(zhǔn)備金的多少來調(diào)整利率，即在準(zhǔn)備金過多時降低利率以擴(kuò)張效用，又在準(zhǔn)備金不足時則提高利率以收縮信用。凱恩斯繼承了魏克賽爾的思想，進(jìn)一步將其理論發(fā)展為生產(chǎn)的貨幣理論。凱恩斯認(rèn)為：社會總產(chǎn)量或就業(yè)量取決于有效需求，有效需求由有效需求和消費(fèi)需求決定，兩者由邊際消費(fèi)傾向、資本邊際效率和流動性偏好共同決定，當(dāng)貨幣供給大于貨幣需求時，通過貨幣供求和債券市場使利率下降，從而當(dāng)利率小于資本邊際效率（投資收益率）時，刺激投資的增加，通過乘數(shù)作用，使得總需求和產(chǎn)出增加。同時，凱恩斯也認(rèn)為這一傳導(dǎo)機(jī)制的核心是流動性效應(yīng)，即貨幣需求的利率彈性和投資的利率彈性。在凱恩斯理論基礎(chǔ)之上，?？怂购蜐h森將貨幣和利率引入IS-LM模型，同時考慮金融市場與貨幣市場的同時均衡，即不考慮進(jìn)出口的情況下，貨幣供給增加使得利率下降，從而促進(jìn)投資、消費(fèi)以及總支出的增加，最終擴(kuò)大收入和就業(yè)水平。在此以后，又出現(xiàn)了一些著名的凱恩斯主義學(xué)家重新給利率傳導(dǎo)機(jī)制以新的詮釋，如托賓的Q理論、莫迪格里安尼的恒常收入效應(yīng)。以上幾個主要的利率傳導(dǎo)機(jī)制都是基于人們的金融資產(chǎn)組合的調(diào)整。這就意味著，利率機(jī)制要發(fā)揮作用，就必須有各種發(fā)達(dá)的金融市場的支持。

國內(nèi)學(xué)者根據(jù)我國的實際情況對上述利率傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了檢驗，得出了相似的結(jié)論，即我國的利率機(jī)制在貨幣政策的實施效果當(dāng)中不夠理想。劉莉君、岳意定通過格蘭杰因果檢驗證明了貨幣政策通過市場利率傳導(dǎo)機(jī)制不暢。[1]張輝通過向量自回歸模型運(yùn)用多個變量實證分析我國貨幣政策的利率傳導(dǎo)，說明管制利率傳導(dǎo)機(jī)制部分失效，隨著市場的深入，利率傳導(dǎo)機(jī)制將扮演越來越重要的角色。[2]王旭東、李麗萍根據(jù)利率傳導(dǎo)機(jī)制的理論，對1996～2004年我國的利率與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，得出兩者也存在因果關(guān)系的結(jié)論，并從結(jié)論出發(fā)分析了影響我國貨幣政策傳導(dǎo)的因素。[3]

本文以現(xiàn)有的研究為基礎(chǔ)，選取相關(guān)數(shù)據(jù)，檢測我國利率機(jī)制傳導(dǎo)途徑對貨幣政策的傳導(dǎo)是否有效。

二、貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制效應(yīng)的實證研究

我國利率傳導(dǎo)機(jī)制的途徑是利率r→投資I、消費(fèi)C→國民收入Y，本文不對所有的環(huán)節(jié)進(jìn)行分析，只選取利率與投資這一部分進(jìn)行實證分析。

1、數(shù)據(jù)的選取。本節(jié)選擇解釋變量為一年期實際貸款利率，由一年期名義貸款利率的加權(quán)平均值減去當(dāng)年的通貨膨脹率得出，以RL代表；通貨膨脹率以商品零售價格環(huán)比代替；被解釋變量為全社會固定資產(chǎn)投資增長率，以I表示。由于我國從1996年起就開始實行利率市場化改革，因此本文以1996年作為樣本數(shù)據(jù)的起點(diǎn)，區(qū)間為1996年至2012年。

表1：固定資產(chǎn)投資與貸款利率表

2．?dāng)?shù)據(jù)的單位根檢驗。對時間序列建立模型之間，首先要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，防止出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。本文采用ADF檢驗運(yùn)用Eviews6.0，結(jié)果如下，從表中我們可以看出各變量ADF統(tǒng)計值均大于1%置信水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，該序列為非平穩(wěn)序列。

表2：固定資產(chǎn)投資增長率、實際貸款利率的單位根檢驗

對該數(shù)據(jù)作一階差分，進(jìn)行ADF檢驗結(jié)果如表所示：我們可以看到t-Statistic的值小于1%置信水平下的臨界值，因此可以認(rèn)為該變量均滿足在1%的置信水平上一階差分序列是平穩(wěn)的。

表3：固定資產(chǎn)投資增長率及實際貸款利率一階差分ADF單位根檢驗

3．協(xié)整檢驗。雖然各變量均為不平穩(wěn)的一階單整序列，但是各變量之間可能存在某種平穩(wěn)的線性組合。因此我們需要進(jìn)行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗具體分為三個步驟：第一對判斷數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，通過以上分析，我們已經(jīng)看到兩個序列均為一階單整序列；第二對數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘估計，得出殘差；第三對殘差進(jìn)行單位根檢驗，判斷其是否平穩(wěn)。

首先對實際貸款利率與固定資產(chǎn)投資增長率進(jìn)行OSL回歸，得到殘差。回歸出來常數(shù)項為28.42697，P值不是很大，回歸的效果不是很好。說明利率與投資之間的關(guān)系并非很顯著。

表4：實際貸款利率與固定資產(chǎn)投資增長率的回歸分析

再利用Eviews對Resid進(jìn)行單位根檢驗，即對Resid進(jìn)行ADF檢驗，運(yùn)行結(jié)果如圖所示：我們可以看出統(tǒng)計T值小于1%的置信水平估計值，說明該殘差在1%的置信水平上為平穩(wěn)序列，也即利率與投資之間存在協(xié)整關(guān)系。

4．格蘭杰因果檢驗。該檢驗方法為2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主克萊夫·格蘭杰（CliveW.J. Granger）所開創(chuàng)，用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。在時間序列情形下，兩個經(jīng)濟(jì)變量x、y之間的格蘭杰因果關(guān)系定義為：若在包含了變量x、y的過去信息的條件下，對變量y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨(dú)由y的過去信息對y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量x有助于解釋變量y的將來變化，則認(rèn)為變量x是引致變量y的格蘭杰原因。格蘭杰因果關(guān)系檢驗假設(shè)了有關(guān)y和x每一變量的預(yù)測的信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗要求估計以下的回歸：

其中自動擾動項u1t和u2t假定為不相關(guān)的。

式（1）假定當(dāng)前y與y自身以及x的過去值有關(guān)，而式（2）對x也假定了類似的行為。

對式（1）而言，其零假設(shè)HO:α1=α2=…αq=0。

對式（2）而言，其零假設(shè)HO:δ1=δ2=…δs=0。

結(jié)果如圖所示：此方程在1%的顯著水平上，通過T檢驗,證明該方程的解釋能力較強(qiáng)。拒絕原假設(shè)所犯錯誤的概率為0.3668，因此不能拒絕原假設(shè)，說明利率與投資之間的關(guān)系為利率不是投資變動的格蘭杰原因，而0.0436概率較低，可以接受這一原假設(shè)，說明投資的變動卻是利率變動的原因。

表6：固定資本投資增長率與實際貸款利率的格蘭杰

由以上檢驗結(jié)果我們可知：投資增長率與實際利率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，實際利率上升1%，投資增長率下降1.6%，但是我國利率的投資效應(yīng)一直比較弱，在中央銀行建立初期，我國還是計劃經(jīng)濟(jì)體制，政府管制利率，同時投資也受到政府嚴(yán)格管制。進(jìn)入1996年以后我國實行利率市場化改革進(jìn)程，出臺了一系列的相關(guān)政策，使得宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境有所改善，利率對投資的影響力有所增強(qiáng)，但是還不是仍然起著絕對的相對作用，利率傳導(dǎo)機(jī)制還有待進(jìn)一步改善。

三、原因及結(jié)論

本文通過實證模型研究了我國貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制的有效性。研究結(jié)果表明我國的貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制并不暢通，我國利率對總需求的調(diào)節(jié)作用不是很明顯。利率缺乏彈性是制約我國貨幣政策利率機(jī)制有效性的關(guān)鍵因素，利率的管制、利率的非彈性都使得市場供求信息不夠準(zhǔn)確，不能真正影響投資的決策，從而影響了貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制效果的發(fā)揮?！暗贡茩C(jī)制”、市場分割現(xiàn)象較為突出、市場參與主體結(jié)構(gòu)不夠合理、市場發(fā)育不夠完善等都是影響我國利率傳導(dǎo)機(jī)制的原因。[3]

貨幣政策工具是為達(dá)到利率目標(biāo)服務(wù)的。實際上，利率體系中除了存貸款利率，還有同業(yè)拆借利率、央行票據(jù)利率、國債利率等等，貨幣市場上的利率基本上是由市場來決定的，市場化程度比較高，但是因為存貸款利率是管制的，所以貨幣市場利率向存貸款利率的傳導(dǎo)機(jī)制會斷裂，同時存貸款利率的水平控制也會制約貨幣市場利率的有效反應(yīng)。

目前我國金融市場化改革雖然已經(jīng)取得了一定的成果，銀行同業(yè)拆解市場、債券回購市場也發(fā)展較為成熟，但是總體而言還不完善，規(guī)模相對較小，并且我國目前仍實行以計劃利率為主的利率管理體制，因此利率傳導(dǎo)機(jī)制作用的發(fā)揮受到一定的限制。所以我們要加強(qiáng)利率市場化改革的進(jìn)度，完善金融市場、積極創(chuàng)新跨市交易品種、豐富金融市場投資者的類別、鼓勵更多的參與主體增加市場的活躍度，擴(kuò)大市場的交易規(guī)模。[4]另一個方面我們也要加強(qiáng)商業(yè)銀行、普通公眾對利率的感知度，讓金融機(jī)構(gòu)能夠靈活準(zhǔn)確反映出市場需求。注意加快發(fā)展利率衍生品，擴(kuò)大市場參與主體，加快推動商業(yè)銀行以利率互換、利率期權(quán)和利率期貨等衍生品的交易，促進(jìn)利率市場化改革的穩(wěn)步前進(jìn)。最后必須要加強(qiáng)中央銀行貨幣政策的時效性，盡量及時出臺相應(yīng)的政策，確保經(jīng)濟(jì)的快速穩(wěn)定發(fā)展。隨著我國利率市場化改革的進(jìn)行，利率傳導(dǎo)機(jī)制將變得越來越重要。

[1] 劉莉君，岳意定，譚舒允.基于經(jīng)濟(jì)與社會兩個維度的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)績效評價指標(biāo)體系構(gòu)建[J].湖南科技大學(xué)學(xué)報，2010（06）.

[2] 張輝.我國貨幣政策的匯率傳導(dǎo)機(jī)制研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2011（08）.

[3] 王旭東.我國貨幣政策利率傳導(dǎo)機(jī)制效果的實證檢驗[J].黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2006（03）.

[4] 孫明華.我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的實證分析[J].財經(jīng)研究，2004（03）.

編輯：張新友

F822.0

A

10.3969/j.issn.1003-4641.2014.02.11