鄧曉蘭 李 錚

?

公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響研究*——基于國際面板數(shù)據(jù)的實證分析

鄧曉蘭 李 錚

（西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院 陜西西安 710061）

在發(fā)達經(jīng)濟體頻繁采用大規(guī)模公債貨幣化操作和我國“地方債務(wù)置換計劃”熱議以及“中國式QE”呼之欲出之際，亟需弄清公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量有何影響。本文基于貨幣供給外生和內(nèi)生理論提出假說，選取九個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)：公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量影響有限且依賴于信貸資金，但發(fā)達國家的公債貨幣化操作由于具有更強的準備金調(diào)控效應(yīng)、能夠有效影響信貸需求且商業(yè)銀行放貸更加積極，能夠顯著引起貨幣供應(yīng)量增加。據(jù)此給出完善貨幣政策傳導(dǎo)渠道、財政貨幣政策協(xié)調(diào)配合的建議和“中國式QE”可行性的初步回答。

公債貨幣化 貨幣供應(yīng)量 財政政策 貨幣政策

一、問題提出和文獻綜述

公債貨幣化作為財政政策和貨幣政策配合的手段在宏觀經(jīng)濟調(diào)控中具有重要的地位，近年來美國、歐元區(qū)等發(fā)達國家和地區(qū)為治理危機而采取的大規(guī)模公債貨幣化操作更引發(fā)各方面關(guān)注，而近期在我國引起熱議的“地方債務(wù)置換計劃”也涉及公債貨幣化操作問題。人們對此問題的關(guān)注點主要在于這一非常規(guī)的政策手段是否給宏觀經(jīng)濟帶來不穩(wěn)定因素。具體地說，本應(yīng)致力于維持物價水平穩(wěn)定的中央銀行大肆出手購買政府債務(wù)是否會造成貨幣超發(fā)，進而影響貨幣政策目標實現(xiàn)和宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定？事實上，這種擔心并不是多慮。美國學(xué)者Sargent和Wallace（1981）就指出，在財政主導(dǎo)的情況下，過高的政府債務(wù)會導(dǎo)致貨幣當局被迫妥協(xié)，造成貨幣增長和通貨膨脹。為此他們建議貨幣當局應(yīng)該保持獨立性，按照單一規(guī)則決定貨幣供給量增速。然而，有學(xué)者指出貨幣當局和財政當局的獨立和分離有可能導(dǎo)致兩者目標沖突，以致造成社會福利凈損失（Ribe，1980；Blinder，1982），從而建議貨幣政策和財政政策應(yīng)當協(xié)調(diào)配合。以此次全球性的金融危機為例，美國實施的量化寬松政策就是財政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)配合的一種體現(xiàn)，公債貨幣化同時支撐了擴張性的財政政策和寬松的貨幣政策，刺激美國經(jīng)濟在財政貨幣政策“雙松”的搭配組合下慢慢復(fù)蘇。

可見，公債貨幣化作為財政貨幣政策協(xié)調(diào)配合的手段在理論界飽受爭議，貨幣當局本身對公債貨幣化的貨幣供給效應(yīng)也曖昧不清。一方面，央行常規(guī)時期的主要貨幣政策工具公開市場操作本質(zhì)上就是公債貨幣化操作，央行希望它能夠有效影響貨幣供應(yīng)量從而有效的調(diào)控宏觀經(jīng)濟；另一方面，人們又擔心非常規(guī)時期的大規(guī)模公債貨幣化操作會造成貨幣超發(fā)并引致通貨膨脹等問題。因此，研究公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響不僅能夠檢驗公開市場操作這一工具的有效性，完善貨幣政策理論，更重要的是能夠厘清公債貨幣化在財政政策與貨幣政策協(xié)調(diào)配合中的作用和地位，為更好的協(xié)調(diào)兩大宏觀政策調(diào)控手段提供支撐，同時還能為我國眼下解決地方債務(wù)問題和債務(wù)置換提供相關(guān)參考。

遺憾的是，與這一問題的重要性相比，已有的研究文獻相對較少。一個重要的原因是，目前各國貨幣政策調(diào)控多采取價格型工具——利率，而非數(shù)量型工具——貨幣供應(yīng)量。以近年來對各國和地區(qū)量化寬松政策有效性的研究為例，Oda和Ueda（2007）發(fā)現(xiàn)日本銀行對政府債券的購買沒有顯著影響國債的風(fēng)險溢價。而Ugai（2007）、Kimura和Small（2006）發(fā)現(xiàn)日本量化寬松政策影響了長期利率。Joseph et al.（2010）、Neely（2010）和Kozicki et al.（2010）運用不同方法均得出了美國的公債貨幣化操作有效降低了利率的結(jié)論。上述研究從利率角度分析了公債貨幣化的效應(yīng)，但缺乏對貨幣供應(yīng)量這一指標的關(guān)注。Daniel L. Thornton（2014）在《貨幣政策：為什么貨幣重要而利率不重要？》一文中指出，貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟活動至關(guān)重要而聯(lián)儲對利率的控制能力被過分夸大了，并對學(xué)術(shù)界對利率工具的過度重視提出質(zhì)疑。鑒于此，少數(shù)學(xué)者對公債貨幣化的貨幣供應(yīng)效應(yīng)進行了探討，但仍僅限于近年來各國家和地區(qū)的大規(guī)模公債貨幣化操作。Seth Carpenter（2012）通過觀察危機期間美聯(lián)儲儲備金賬戶余額的變化，發(fā)現(xiàn)儲備金余額從200億美元增加到1000億美元，而貨幣供應(yīng)量M2卻沒有出現(xiàn)相應(yīng)幅度的增加，因此對貨幣乘數(shù)的存在性產(chǎn)生了質(zhì)疑。進一步的，Seth Carpenter（2014）通過研究歐元區(qū)和美國在危機期間的公債貨幣化操作，發(fā)現(xiàn)公債貨幣化顯著改善了商業(yè)銀行的借貸行為，并估算公債貨幣化增加了商業(yè)銀行約3.5%的借貸水平，而這一增幅仍顯著與準備金賬戶余額增幅不成比例。Matthieu和Santis（2014）基于歐元區(qū)的商業(yè)銀行借貸調(diào)查（BLS）的微觀數(shù)據(jù)，也得到了類似的結(jié)論。他們研究證明了歐元區(qū)的公債貨幣化操作增加了商業(yè)銀行的借貸意愿和能力，避免了歐元區(qū)內(nèi)部的信貸收縮。而國內(nèi)方面，由于我國國債規(guī)模與國外相比較，長期處于較低水平，且央行公開市場操作多采用央行票據(jù)，因此公債貨幣化問題并不突出，目前尚未見相關(guān)的研究文獻。

可見，國內(nèi)外學(xué)者對公債貨幣化的貨幣供給效應(yīng)還沒有給予足夠的研究，且現(xiàn)有的研究缺乏系統(tǒng)性的理論分析，研究樣本和區(qū)間過于單一。面對發(fā)達經(jīng)濟體近年來在治理危機期間頻繁推行大規(guī)模的公債貨幣化操作和我國近來熱議的“地方債務(wù)置換計劃”以及呼之欲出的“中國式QE”，研究公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響效應(yīng)問題迫在眉睫。鑒于此，本文在相關(guān)理論分析假說的基礎(chǔ)上，選取美國、歐元區(qū)、英國、日本以及金磚五國2006年至2014年的月度數(shù)據(jù)進行實證分析，并檢驗不同傳導(dǎo)渠道的相對重要性，全面深入的探討公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響效應(yīng)。

本文余下部分安排如下：第二部分為理論分析和研究假說的提出，第三部分為數(shù)據(jù)說明和研究設(shè)計，第四部分為實證過程和分析，第五部分總結(jié)并提出相應(yīng)的政策建議。

二、理論分析和研究假說

根據(jù)傳統(tǒng)的外生貨幣供給理論，中央銀行通過公開市場操作即同商業(yè)銀行買賣國債，增加或減少商業(yè)銀行在中央銀行的儲備金賬戶余額，從而改變準備金供給，這一過程的實質(zhì)就是公債貨幣化操作。考慮一個簡單的中央銀行資產(chǎn)負債表，資產(chǎn)方僅包括政府債券和對金融機構(gòu)貸款，負債方僅包括商業(yè)銀行在中央銀行存放的準備金和流通中的通貨。一旦中央銀行實施公債貨幣化操作，即從商業(yè)銀行手中購買國債，①此時將造成中央銀行資產(chǎn)方政府債券賬戶余額增加，對應(yīng)的，負債方商業(yè)銀行儲備金賬戶余額增加。根據(jù)有借必有貸，借貸必相等的原則，央行公債貨幣化的規(guī)模變動與準備金余額的變動必然同向、等量。據(jù)此提出以下假說：

H1：公債貨幣化程度增加必然會導(dǎo)致準備金數(shù)量的增加。

沿著傳統(tǒng)貨幣供給理論的思路，準備金作為一種高能貨幣，其變動將在貨幣乘數(shù)的作用下引起經(jīng)濟中貨幣供給量的倍增。一個關(guān)于貨幣乘數(shù)最簡單的表達式為：=（1/）。式中，表示存款數(shù)量變化，表示法定存款準備金率，表示準備金余額變化，1/為貨幣乘數(shù)。央行的公開市場操作增加了準備金，進而增加了商業(yè)銀行的可貸資金，可貸資金的增加會引起貸款的增加進而增加貨幣供應(yīng)，因為增加的貸款部分會以存款的形式回流到金融體系中。然而，貨幣乘數(shù)的存在性卻遭到了質(zhì)疑（Seth Carpenter，2012）。究其原因，其一，存款準備金為法定準備金和超額準備金之和，即使保證法定準備金率不變，超額準備金率變動幅度較大；其二，部分國家的法定準備金率不適用于M2的全部構(gòu)成，以美國為例，僅有十分之一的M2需要準備金支撐；②其三，銀行可供借貸資金與銀行存款之間沒有必然聯(lián)系，因為銀行有除吸納存款以外的其他融資方式，比如銀行理財產(chǎn)品的發(fā)行等。上述因素都使得貨幣乘數(shù)存在波動性，弱化了基礎(chǔ)貨幣和貨幣供應(yīng)的聯(lián)系，因此有以下假說：

H2：公債貨幣化程度的提高不會直接引起貨幣供應(yīng)量的增加。

鑒于傳統(tǒng)的貨幣供給理論與現(xiàn)實情況的不符，后凱恩斯主義學(xué)派提出了內(nèi)生貨幣供給理論（Moore，1989；Howells，1995）。該學(xué)派認為貨幣供給是中央銀行公債貨幣化行為、商業(yè)銀行資產(chǎn)負債管理、非銀行公眾的投資組合決策以及對銀行信貸的需求多重因素合力決定。在這一過程中，商業(yè)銀行的投放貸款行為尤其重要。Pollin（1991）認為，準備金、存款、貸款三者之間的因果關(guān)系表現(xiàn)為貸款變動引起存款變動，存款變動再引起準備金變動。當商業(yè)銀行貸款時，不是直接將現(xiàn)金交給借款人，而是在借款人的銀行賬戶上增加一筆相應(yīng)金額的存款。在這個過程中，貸款創(chuàng)造了存款，進而創(chuàng)造了貨幣供應(yīng)。一個極端的情形是，商業(yè)銀行將央行公債貨幣化注入的資金全部作為超額準備金存儲，而不增加貸款，那么公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響微乎其微。因此有：

H3：公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響依賴于商業(yè)銀行行為，銀行信貸資金規(guī)模越大，公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量影響越大。

進一步講，公債貨幣化通過影響信貸資金變動來影響貨幣供應(yīng)量。McLeay（2014）指出傳統(tǒng)的貨幣供給理論僅將商業(yè)銀行作為將居民儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的中介機構(gòu)的看法存在誤區(qū)，即存款不會自動轉(zhuǎn)化為貸款，貸款數(shù)量取決于供需兩端的決策。首先，商業(yè)銀行作為貸款的供給者和追求利潤最大化的理性人，會按照既定風(fēng)險下追求利潤最大化的原則進行貸款供給決策。而公債貨幣化會對商業(yè)銀行的風(fēng)險和利潤都造成影響，從而影響貸款創(chuàng)造和貨幣供應(yīng)。其機制是：第一，公債貨幣化減少了商業(yè)銀行資產(chǎn)負債表中的不良資產(chǎn)，取而代之的是無風(fēng)險的貨幣，降低了商業(yè)銀行的經(jīng)營風(fēng)險，增加商業(yè)銀行放貸的激勵；第二，公債貨幣化操作降低了利率水平和存貸利差，③壓縮了商業(yè)銀行的盈利空間，反過來抑制商業(yè)銀行的放貸行為；第三，公債貨幣化可以緩解商業(yè)銀行的流動性約束，以防商業(yè)銀行受到法定準備金率的剛性約束，進而增加貨幣供應(yīng)。

其次，公債貨幣化也可以對信貸資金的需求端產(chǎn)生影響。其機制是：第一，作為信貸資金的主要需求者，企業(yè)根據(jù)投資的未來盈利性和成本來決定是否進行借貸。而公債貨幣化作為寬松的貨幣政策手段會刺激經(jīng)濟增長，并且降低企業(yè)的融資成本——利率，從而增加對信貸資金的需求，通過影響信貸資金需求進而影響貨幣供應(yīng)量。第二，對于個人投資者，公債貨幣化操作減少了金融市場可供投資的國債供給，考慮到金融資產(chǎn)的不完美替代性，投資者會增持其他金融資產(chǎn)使得投資組合達到再平衡，在這一過程中，投資者亦會增加現(xiàn)金資產(chǎn)需求。根據(jù)以上分析，提出假說4：

H4：公債貨幣化通過影響信貸資金的供給和需求影響信貸資金進而影響貨幣供應(yīng)量。

考慮到各國家和地區(qū)公債貨幣化規(guī)模的不同、④經(jīng)濟金融環(huán)境的不同、商業(yè)銀行市場結(jié)構(gòu)、所有權(quán)結(jié)構(gòu)等因素的不同，⑤本文認為公債貨幣化在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的貨幣供應(yīng)效應(yīng)會有所區(qū)別。據(jù)此，提出假說5。

H5：公債貨幣化在發(fā)展中國家和發(fā)達國家的貨幣供給效應(yīng)存在區(qū)別。

圖1 公債貨幣化影響貨幣供應(yīng)量的傳導(dǎo)機理

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型與估計方法

1. 基準回歸模型。為了驗證假說1和假說2，借鑒相關(guān)研究的模型設(shè)計，將實際產(chǎn)出和通貨膨脹作為控制變量加入模型。于是有：

1=+11+22+33+u+（1）

2=+11+22+33+u+（2）

其中（1）式用于檢驗假說1，是準備金余額，是本文的核心解釋變量即公債貨幣化程度，用中央政府對政府凈債權(quán)這一指標度量，是工業(yè)增加值，⑥是通貨膨脹率，u是個體虛擬變量，用于度量不同個體的異質(zhì)性，是誤差項。（2）式用于檢驗假說2，為貨幣供應(yīng)量，采用通用的指標度量，其余變量同（1）式一致。

關(guān)于模型有兩點說明。其一，注意到模型只含有個體虛擬變量而不含時間虛擬變量，原因在于本文實證使用的是長面板數(shù)據(jù)，設(shè)置時間虛擬變量會損失較多的自由度，影響模型的回歸結(jié)果和解釋能力。其二，在關(guān)于貨幣供應(yīng)量等宏觀經(jīng)濟變量的實證分析中，人們習(xí)慣將被解釋變量的一階滯后作為解釋變量引入。本文之所以沒有這么做的原因在于，實證過程中發(fā)現(xiàn)模型存在著嚴重的序列相關(guān)，此時被解釋變量的一階滯后將具有嚴重的內(nèi)生性，且很難找到合意的工具變量。此外，模型（1）、（2）本身的擬合效果與解釋力較好，為此摒棄這一解釋變量。在估計方法的選取上，由于模型存在著嚴重的自相關(guān)，采用可行廣義最小二乘法（FGLS）進行估計。

2. 渠道檢驗。為了驗證假說3和假說4，我們需要選取合適的信貸資金和信貸資金供給指標。信貸資金處理比較容易，采用金融體系中的貸款余額即可刻畫。信貸資金供給沖擊則較難識別，因為信貸資金的增長可以是供給推動（即商業(yè)銀行主導(dǎo)），也可以是需求拉動（即企業(yè)居民等貸款者主導(dǎo)），如何將信貸資金供給分離出來是一大難題（Bernanke & Gertler,1995）。已有的相關(guān)研究對信貸供給沖擊的識別主要可以分為兩種方法，基于對脈沖響應(yīng)施加符號限制的向量自回歸模型（Barnett，2013；Darracq et al.，2014；Martin Bijsterbosch，2015）和構(gòu)造融資復(fù)合變量（Kashyap et al.，1993、1996；Halvorsen& Jacobsen，2009；Kim Abildgren，2012）。鑒于前一種方法過于繁瑣且不適于構(gòu)造變量，本文采用后一種方法。主要思想是，將資金需求視為不變，面臨信貸資金供給的收縮，貸款者會從其他渠道進行融資，信貸資金供給變動表現(xiàn)為銀行貸款在整個社會融資規(guī)模中的占比變動。考慮經(jīng)濟中存在直接融資和間接融資兩種渠道，本文通過將各國信貸資金余額除以該國股票市場市值和信貸資金余額之和，構(gòu)造變量來刻畫信貸供給沖擊。不過，考慮到美國股票市場作為世界各國企業(yè)融資平臺，我們參照Kashyap（1993）的做法，將商業(yè)票據(jù)發(fā)行而不是美國股票市場市值視為銀行借貸的替代渠道；歐元區(qū)的供給沖擊識別則基于現(xiàn)有的銀行信貸調(diào)查（Bank Lending Survey），計算出信貸政策緊縮的商業(yè)銀行占比。該調(diào)查以歐元區(qū)內(nèi)部的101家主要商業(yè)銀行為調(diào)查對象，通過設(shè)計問題和發(fā)放問卷度量商業(yè)銀行的信貸供給能力和意愿。

確定指標之后，借鑒Acemoglu（2003）的方法，識別傳導(dǎo)機制的相對重要性。以識別信貸資金（文中記為）在公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量影響中的作用為例，將變量放入（2）式，然后觀察系數(shù)顯著性的變化，并根據(jù)如下規(guī)則判斷該渠道的重要性。

（1）如果由顯著變?yōu)椴伙@著，或者其顯著性和系數(shù)明顯變小，而顯著，那么信貸資金是公債貨幣化影響貨幣供應(yīng)量的一個主要渠道。

（2）如果顯著而不顯著，那么信貸資金不是公債貨幣化影響貨幣供應(yīng)量的一個渠道。

（3）如果和都顯著，且的顯著性或者系數(shù)沒有明顯變小，那么信貸資金不是公債貨幣化影響貨幣供應(yīng)量的一個主要渠道。

上述分析建立在對模型（2）的估計中的系數(shù)顯著的基礎(chǔ)上。如果的系數(shù)不顯著，那么我們的分析思路是：繼續(xù)將放入（2）式，如果的系數(shù)變得顯著，說明控制了信貸資金后，公債貨幣化能夠影響貨幣供應(yīng)量，但不能夠說明公債貨幣化通過影響信貸資金影響貨幣供應(yīng)；進一步的，我們將二者的交叉項*加入模型，如果該項顯著，說明公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響依賴于信貸資金，但依然不能證明信貸資金傳導(dǎo)渠道的存在性。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量說明

根據(jù)上文的理論分析和模型設(shè)計，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取的樣本為美國、歐元區(qū)、日本、英國、中國、俄羅斯、巴西、印度、南非共計九個國家和地區(qū)2006年1月至2014年11月的月度數(shù)據(jù)。除中國的部分數(shù)據(jù)外，其余數(shù)據(jù)均來自CEIC Global Database 和WIND數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)經(jīng)過筆者整理計算得到。⑦中國的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)統(tǒng)計局只公布至2006年12月，余下部分由筆者根據(jù)統(tǒng)計局公布的工業(yè)增加值同比增長率計算而得。本文的變量說明見表1：

表1 變量說明

四、實證過程及分析

（一）檢驗假說1和假說2的實證分析

在實證分析之前，對序列進行了平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗，證明可以進行回歸分析。礙于篇幅，此處從略。為了檢驗假說1和假說2，用FGLS方法對式（1）和（2）進行估計，回歸結(jié)果見表2。據(jù)此有：

第一，模型1和模型2有力地驗證了假說1和假說2，即公債貨幣化程度的增加必然會引起準備金數(shù)量的增加但沒有顯著引起貨幣供應(yīng)量的變動。因為解釋變量在模型1中顯著為正而在模型2中沒有通過顯著性檢驗。第二，控制變量在兩個模型中均通過顯著性檢驗，說明模型設(shè)定較為合理。注意到其系數(shù)均為正值，這也是符合經(jīng)濟學(xué)直覺的，即產(chǎn)出、通貨膨脹與貨幣供應(yīng)量正相關(guān)。

表2 檢驗假說1和假說2的實證分析結(jié)果

注：***表示在1%的顯著性水平下顯著，**表示在5%的顯著性水平下顯著，*表示在10%的顯著性水平下顯著，無標記則為不顯著。在使用FGLS法進行估計前，對模型的自相關(guān)性進行了檢驗，結(jié)果顯示存在嚴重的自相關(guān)。另外，個體虛擬變量大多顯著但礙于篇幅，此處沒有匯報。下同。

（二）檢驗假說3和假說4的實證分析

表3中匯報的模型3、4是為檢驗假說3、4設(shè)計的。對比模型3和上文的模型2，在增加了變量即信貸資金后，的系數(shù)相當顯著，且模型解釋力較之前有所增加，說明信貸資金變動顯著影響貨幣供應(yīng)量變動。同時，的系數(shù)也變得顯著，即在引入信貸資金作為控制變量后，公債貨幣化能夠顯著增加貨幣供應(yīng)量，對比之前的模型2，的系數(shù)并不顯著，說明公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響取決于信貸資金規(guī)模。進一步的，觀察模型4，引入的交叉項顯著為正，印證了公債貨幣化對貨幣供應(yīng)的影響取決于商業(yè)銀行的借貸行為的論斷，且信貸資金規(guī)模越大，公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量正向效應(yīng)越大，即假說3得證。

假說4方面，由于在模型2中的系數(shù)并不顯著，Acemoglu（2003）的檢驗方法前提條件不成立，據(jù)此認為，基于總體樣本的回歸結(jié)果顯示公債貨幣化無法通過影響信貸資金影響貨幣供應(yīng)量，信貸資金相對而言是一個外生變量。因此，總體而言，假說4并不成立。

表3 檢驗假說3、假說4的實證分析結(jié)果

注：所有估計模型均同模型1和模型2一樣包含了個體虛擬變量，且大部分均通過顯著性檢驗。篇幅所限，此處沒有匯報具體結(jié)果。下同。

（三）分樣本回歸

為了檢驗假說5并深入檢驗假說1、2、3、4，將樣本分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家（金磚五國）進行分析。表4給出了發(fā)達國家的計量結(jié)果。可以看出：第一，公債貨幣化行為顯著引起了準備金數(shù)量的增加，驗證了假說1。模型7中的系數(shù)非常顯著，且取值1左右，表明公債貨幣化會引起準備金余額同向、等量的變動。第二，對比模型6和之前的模型2，發(fā)現(xiàn)基于發(fā)達國家樣本的實證結(jié)果顯示，公債貨幣化程度的提高會顯著增加貨幣供應(yīng)，這與之前總體樣本回歸結(jié)果明顯不同?？赡艿脑蚴?，發(fā)達國家為應(yīng)對金融危機采取了大規(guī)模的資產(chǎn)購買計劃，比如美國的四輪QE。第三，模型7基于發(fā)達國家樣本的渠道檢驗結(jié)果顯示，公債貨幣化能夠通過影響信貸資金進而影響貨幣供應(yīng)，即假說4成立，這與總體樣本回歸結(jié)果也產(chǎn)生了差異。模型7在模型6的基礎(chǔ)上加入變量的系數(shù)顯著而的系數(shù)有明顯減少，根據(jù)Acemoglu（2003）的方法，認為公債貨幣化通過影響信貸資金進而影響了貨幣供應(yīng)。第四，模型8的結(jié)果表明公債貨幣化并不是通過信貸資金供給影響貨幣供應(yīng)量，這間接證明公債貨幣化通過影響信貸資金需求進而影響貨幣供應(yīng)量。模型8在模型6的基礎(chǔ)上加入變量的系數(shù)顯著為正但的系數(shù)沒有減小，說明公債貨幣化沒能增加商業(yè)銀行的放貸激勵。對此，可能的解釋是，公債貨幣化雖然優(yōu)化了商業(yè)銀行的資產(chǎn)負債表，但低利率和高風(fēng)險反向抑制了商業(yè)銀行的供給意愿。第五，的系數(shù)顯著為正表明發(fā)達國家商業(yè)銀行信貸供給顯著增加了貨幣供應(yīng)量，說明商業(yè)銀行并沒有出現(xiàn)明顯惜貸的現(xiàn)象，在貨幣創(chuàng)造環(huán)節(jié)發(fā)揮了積極的作用，保證了貨幣政策傳導(dǎo)機制的通暢。

表4 分樣本回歸：發(fā)達國家

表5 分樣本回歸：金磚五國

根據(jù)表5給出的基于金磚五國樣本的計量結(jié)果，并結(jié)合前文，可以得到以下結(jié)論：第一，公債貨幣化操作顯著引起了準備金數(shù)量的增加，再次印證了假說1。但正向效應(yīng)不及發(fā)達國家,模型9中的系數(shù)顯著為正，但系數(shù)值只為0.184，比發(fā)達國家中該值1.163要小得多。對此的解釋是，發(fā)達國家的國債市場較為發(fā)達，國債是央行公開市場操作的主要操作工具，而發(fā)展中國家的國債市場和金融體系不夠成熟，通過買賣國債投放的流動性占比較少。比如我國近年來貨幣供應(yīng)量增加的一個主要推手是外匯占款，且央行更多的用央行票據(jù)進行公開市場操作。第二，發(fā)展中國家的公債貨幣化操作沒能顯著引起貨幣供應(yīng)量增加，模型10中的系數(shù)不顯著，這符合筆者的預(yù)期，因為根據(jù)模型9的分析，發(fā)展中國家的公債貨幣化操作沒能顯著引起準備金的增加。第三，信貸資金在貨幣創(chuàng)造中的重要作用再次得到印證，加入后，模型11中的系數(shù)變得顯著為正，說明了公債貨幣化對貨幣供應(yīng)的影響嚴重依賴信貸規(guī)模。而且，交叉項系數(shù)顯著為正，表明信貸資金規(guī)模越大，公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量正向影響越大。第四，觀察到模型12中的系數(shù)很不顯著，而模型8中的系數(shù)相當顯著，可以認為：相比發(fā)達國家，發(fā)展中國家的商業(yè)銀行在貨幣創(chuàng)造環(huán)節(jié)中起到的作用不夠積極，可能是商業(yè)銀行主觀上惜貸行為限制了貨幣供應(yīng)量的增加。最后，通過上文的對比分析可見，公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的影響在發(fā)達國家和發(fā)展中國家存在著較大的異質(zhì)性，假說5得證。

綜合前文的研究假說和實證檢驗分析可以看出：（1）假說1、假說3得到有力的驗證，在各個樣本的回歸中均得到同樣的結(jié)論，即公債貨幣化操作影響存款準備金數(shù)量增加，并通過商業(yè)銀行的信貸供給引起了貨幣供應(yīng)量增長，且商業(yè)銀行信貸資金規(guī)模越大，公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的正向影響越大；（2）假說2得到部分驗證，即整體來看，公債貨幣化不會直接引起貨幣供應(yīng)量增長，但發(fā)達國家大規(guī)模的公債貨幣化操作還是引起了貨幣供應(yīng)量增長。對此的解釋是，一方面發(fā)達國家公債貨幣化規(guī)模較大，另一方面發(fā)達國家商業(yè)銀行信貸相比發(fā)展中國家在放貸方面更加積極；（3）假說4得到部分驗證，即發(fā)達國家的公債貨幣化操作通過影響信貸規(guī)模進而影響了貨幣供應(yīng)量，而這一論斷在發(fā)展中國家尚不成立；進一步的，發(fā)達國家的公債貨幣化操作主要通過影響信貸資金需求影響了貨幣供應(yīng)量，而發(fā)展中國家的公債貨幣化操作對信貸供給和需求均未產(chǎn)生影響。對此可能的解釋是，發(fā)達國家的公債貨幣化不僅規(guī)模巨大，而且操作伴隨了一系列其他的貨幣政策工具，比如降準、降息、前瞻性指引等，這些工具的組合效果使得公債貨幣化有效刺激了貨幣需求。（5）假說5得到證明。公債貨幣化的準備金增長效應(yīng)、貨幣供應(yīng)效應(yīng)以及傳導(dǎo)渠道在發(fā)達國家和發(fā)展中國家均表現(xiàn)出明顯的區(qū)別。而且，本文基于多個方程的回歸結(jié)果大體一致，能夠保證上述結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

第一，公債貨幣化操作導(dǎo)致存款準備金數(shù)量增加，并通過商業(yè)銀行的信貸供給引起貨幣供應(yīng)量增長，且商業(yè)銀行信貸資金規(guī)模越大，公債貨幣化對貨幣供應(yīng)量的正向影響越大。這意味著商業(yè)銀行信貸資金在貨幣創(chuàng)造過程中舉足輕重。同時，發(fā)達國家的商業(yè)銀行主動放貸行為顯著影響了貨幣供應(yīng)，而發(fā)展中國家的商業(yè)銀行在貨幣創(chuàng)造環(huán)節(jié)中作用不夠積極。因此，我國央行在進行貨幣政策調(diào)控時，要注意盤活存量，增加商業(yè)銀行的投放貸款積極性，避免過多的資金滯留于金融體系之內(nèi)，減少商業(yè)銀行“惜貸”的現(xiàn)象。在這一方面，我國央行近年來推出了常備借貸便利和中期借貸便利等新型貨幣政策工具，在一定程度上可以加強貨幣政策傳導(dǎo)的有效性。

第二，公債貨幣化不會直接引起貨幣供應(yīng)量增長，但發(fā)達國家的公債貨幣化操作對準備金調(diào)控更加有效且通過影響信貸規(guī)模進而影響了貨幣供應(yīng)量。這個結(jié)論的政策啟示是一方面作為數(shù)量控制型調(diào)控工具，公債貨幣化操作會增加銀行準備金余額，而且發(fā)達國家的公債貨幣化操作對準備金的調(diào)控效果更加明顯，這說明公債貨幣化工具的作用不可忽視，在常規(guī)貨幣政策失效的背景下進行公債貨幣化操作非常必要而且有效。另一方面，發(fā)達國家公債貨幣化操作能夠增加貨幣供應(yīng)量的重要原因在于其有效刺激了信貸需求。反觀我國，在利率市場化程度不高的背景下，央行目前降息更多是通過設(shè)定存貸款基準利率及其浮動區(qū)間來體現(xiàn)，公債貨幣化對市場利率的影響有限，從而無法影響信貸需求。另外，我國信貸資金需求不足是結(jié)構(gòu)性問題，國有企業(yè)、地方政府融資平臺等非市場化的主體由于制度原因更容易獲得信貸資源，且壟斷地位和預(yù)算軟約束等原因使得其能夠承受較高的利率，從而產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，造成中小企業(yè)融資難的困境。因此，應(yīng)在公債貨幣化操作的同時配合降息的操作，增加信貸資金需求。完善差別準備金動態(tài)調(diào)整機制，實施定向?qū)捤韶泿耪?，?yōu)化信貸資源配置。最后，推進利率市場化，完善商業(yè)銀行市場結(jié)構(gòu)和所有權(quán)結(jié)構(gòu)，鼓勵民營資本進入，培育良性的金融市場才是保證貨幣政策傳導(dǎo)渠道通暢的根本。

第三，公債貨幣化操作產(chǎn)生的準備金增長效應(yīng)、貨幣供應(yīng)效應(yīng)以及傳導(dǎo)渠道在發(fā)達國家和發(fā)展中國家均表現(xiàn)出明顯的區(qū)別，這一區(qū)別最終體現(xiàn)為發(fā)達國家的公債貨幣化操作能夠增加貨幣供應(yīng)量，而發(fā)展中國家的公債貨幣化操作并沒有顯著引起貨幣供應(yīng)量增長。因此，目前發(fā)展中國家與發(fā)達國家相比，公債貨幣化有很大的操作空間。尤其是在中國面臨地方城投債償還困難，財政部推出“地方債務(wù)置換計劃”，緩解地方政府債務(wù)窘境之時，通過實施公債貨幣化操作，可促進財政政策與貨幣政策協(xié)調(diào)配合，實現(xiàn)財政政策貨幣政策“雙松”的搭配，保證我國經(jīng)濟在新常態(tài)下平穩(wěn)增長。而且，實證顯示發(fā)達國家的大規(guī)模公債貨幣化操作的貨幣擴張效應(yīng)有限（模型6中的系數(shù)為1.533），因此不必過度憂心大規(guī)模公債貨幣化的負面效應(yīng)?？梢灶A(yù)期一旦地方政府難以支付到期的城投債務(wù)，央行為守住不發(fā)生系統(tǒng)性、區(qū)域性金融風(fēng)險的底線勢必出手，通過注資商業(yè)銀行等金融機構(gòu)購買地方政府債券或者將地方債納入抵押品范圍，通過公債貨幣化操作為宏觀經(jīng)濟紓困。

作為有效的貨幣政策工具，公債貨幣化在我國卻應(yīng)用較少。究其原因，我國近年來基礎(chǔ)貨幣投放很大部分是由外匯占款引起，且適宜進行公開市場操作的短期國債的規(guī)模較少，央行不得不發(fā)行央行票據(jù)進行基礎(chǔ)貨幣調(diào)控。因此，為增加公債貨幣化操作的有效性，應(yīng)優(yōu)化國債發(fā)行的品種結(jié)構(gòu)和增發(fā)短期國債，抓住當下允許地方政府發(fā)債的契機，從大力發(fā)展國債、地方債市場入手推動債券市場快速發(fā)展，為貨幣政策提供良好的操作平臺，保證貨幣政策傳導(dǎo)渠道的通暢。

1. Abildgren K., “Financial Structures and the Real Effects of Credit-supply Shocks in Denmark 1922–2011”[J]., 2012, 16(4): 490-510.

2. Acemoglu D, Johnson S, Robinson J, et al. “Institutional Causes, Macroeconomic Symptoms: Volatility, Crises and Growth[J],2003, 50(1): 49-123.

3. Bernanke B S, Gertler M. “Inside the Black Box: The Credit Channel of Monetary Policy Transmission [J].1995, 9(4): 27-48.

4. Bijsterbosch M, Falagiarda M. “The Macroeconomic Impact of Financial Fragmentation in the Euro Area: Which Role for Credit Supply?”[J]., 2015, 54: 93-115.

5. Blinder A S. “Issues in the Coordination of Monetary and Fiscal Policy”[R]. National Bureau of Economic Research, Inc, 1982.

6. Carpenter S, Demiralp S. “Money, Reserves, and the Transmission of Monetary Policy: Does the Money Multiplier Exist?”[J].2012, 34(1): 59-75.

7. Ciccarelli M, Maddaloni A, Peydró J L. “Trusting the Bankers: A New Look at the Credit Channel of Monetary Policy”[J].2014.

8. Darracq-Paries M, De Santis R A. “A Non-Standard Monetary Policy Shock: The ECB’s 3-Year Filtros and the Shift in Credit Supply”[R], Europe Central Bank,2013.

9. Darracq-Paries M, Maurin L, Moccero D. “Financial Conditions Index and Credit Supply Shocks for the Euro Area[R]. European Central Bank, 2014.

10. Gagnon Joseph, Raskin M, Remache J, et al. “The Financial Market Effects of the Federal Reserve’s Large-scale Asset Purchases”[J],, 2011, 7(1): 3-43.

11. Halvorsen J I, Jacobsen D H. “Are Bank Lending Shocks Important for Economic Fluctuations?”[R]. Norges Bank, 2009.

12. Hiroshi Ugai, “Effects of the Quantitative Easing Policy: A Survey of Empirical Analyses” [J]..2007 (3):1-48.

13. Howells P G A. “The Demand for Endogenous Money”[J].1995: 89-106.

14. Kashyap A К, Stein J C, Wilcox D W. “Monetary Policy and Credit Conditions: Evidence from the Composition of External Finance”[J]., 1993, 83(1): 78-98.

15. Kashyap A K, Stein J C, “Wilcox D W. Monetary Policy and Credit Conditions: Evidence from the Composition of External Finance: Reply”[J].1996: 310-314.

16. Kimura, T., Small, D.H. “Quantitative Monetary Easing and Risk in Financial Asset Markets” [J]..2006, 6 (1): 1-54.

17. Kozicki S, Santor E, Suchanek L. “Central Bank Balance Sheets and Long-term Forward Rates”[J].2010.

18. McLeay M, Radia A, Thomas R. “Money Creation in the Modern Economy”[J]., 2014: Q1.

19. Moore B J. “A Simple Model of Bank Intermediation”[J]., 1989: 10-28.

20. Neely C J. “The Large-scale Asset Purchases Had Large International Effects”[J]., 2010.

21. Ribe F C. “Effects of Decentralization on the Efficiency of Stabilization Policy”[D]. Yale Univ., 1980.

22. Sargent T J, Wallace N. “Some Unpleasant Monetarist Arithmetic”[J]., 1981, 5(3): 1-17.

23. Thornton D L. “Monetary Policy: Why Money Matters (and Interest Rates Don’t)” [J],, 2014, 40: 202-213.

24. Oda, K. Ueda, “The Effects of the Bank of Japan’s Zero Interest Rate Commitment and Quantitative Monetary Easing on the Yield Curve: A Macro-Finance Approach”[J],2007,58(3):303-328

（Y）