韓莉娟+徐銘鴻

摘要：文章在對利率市場化國家貨幣政策利率傳導機制效果分析以及對我國貨幣政策利率傳導機制有充分認識的基礎上，運用貨幣金融學原理，通過對1990-2015年我國的年度相關數(shù)據(jù)，建立VAR模型進行實證，檢驗我國貨幣政策利率傳導機制的有效性，得出了我國利率傳導機制不太顯著且存在時滯的結果。

關鍵詞：利率；貨幣政策傳導機制；VAR模型

一.數(shù)據(jù)處理

本文選取的指標有 ： 貨幣供應量指標 ， 利率指標 ， 物價指標 ， 消費指標 ， 投資指標和產(chǎn)出指標 ，指標表示如下：

（1） 貨幣供應量指標?？紤]到我國中央銀行在進行貨幣政策操作時 ，實際上是以M2作為 中介 目標的， 再加上 M 2 涵蓋了經(jīng)濟中的所有流通的貨幣 ， 因此在此選用M2 作為中央銀行政策操作的代理變量， M2 選用實際值 ， 記為RM 。

（2）利率指標。選取一年期定期存款實際利率 ， 為金融機構人民幣一年期定期存款基準利率扣除通貨膨脹率后的實際利率 ， 記為 RR。

（3） 投資指標。采用每年的實際全社會固定資產(chǎn)投資這個指標來反映 ，是每年的實際全社會固定資產(chǎn)投資扣除通貨膨脹影響之后得到的，記為 RI 。

（4）消費指標。采用每年的實際社會消費品零售總額來反映 ，也是根據(jù)社會消費品零售總額扣除通脹的影響得出的，記為RC 。

（5）產(chǎn)出指標。本文采用每年的實際國內生產(chǎn)總值來反映產(chǎn)出和收人 ， 記為 RY。

（6） 物價指標。鑒于 統(tǒng)計數(shù)據(jù)選取的可靠和便利 ， 本文選取居民消費物價定基指數(shù) ， 以 1990年為基期 ， 記為p 。

本文采用年度數(shù)據(jù)來反映貨幣政策利率傳導機制及效應 ， 數(shù)據(jù)樣本區(qū)間選取1990年 到2015年，共26期年度數(shù)據(jù)。居民消費物價指數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資額、全社會消費品零售總額等年度數(shù)據(jù)和國內生產(chǎn)總值年度數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計局網(wǎng)站，貨幣供應量年度數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站。

考慮到時間序列數(shù)據(jù)并非是完全的線性變化，為了消除或減小序列中可能存在的異方差，使數(shù)據(jù)變得更為平滑則對變量取對數(shù)，分別記為LRM 、LRR、 LRI 、 LRC、 LRY。

二.平穩(wěn)性檢驗

由于VAR模型要求各數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的，所以在建模前必須對已產(chǎn)生的各對數(shù)序列數(shù)據(jù)和利率數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。利用 EViewS5.0對各序列分別采用ADF檢驗法進行單位根檢驗。

通過檢驗結果可知，LRM 、LRR、 LRI 、 LRC、 LRY都是非平穩(wěn)的，其中LRR、 LRI 、 LRC、 LRY經(jīng)過二階差分后，它們對應的ADF統(tǒng)計量都小于1%顯著性水平的臨界值，拒絕有單位根的假設，即序列是平穩(wěn)的，而LRM是經(jīng)過三階差分才平穩(wěn)。

三. 建立向量自回歸模型 （VAR）

為了使數(shù)據(jù)經(jīng)過差分后是同階單整的，所以先將LRM做一次差分記為DLRM，表示貨幣供給量的增長率，同時從上文數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗可知，對DLRM序列做兩次差分后數(shù)據(jù)也是平穩(wěn)的。建立VAR模型的前提是數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的。因此，我們可以建立D（LRY，2）、D（LRI，2）、D（LRC，2）、D（DLRM，2）和D（LRR，2）的VAR模型。運用Eviews5.0軟件，結果表明：按照AIC、LR來看滯后2階為最優(yōu)，而此 時被估計的VAR模型的所有特征根值都小于1即位于單位圓內 ， 表明VAR（2）是結 構 穩(wěn) 定 的 ，因此VAR模型選擇滯后期為2。

模型檢驗結果表明，各子方程的擬合優(yōu)度較高；殘差的平方和分別為0.099335、0.471363、0.167228、0.648146、0.379306，這些殘差平方和都非常小，AIC、SC值較小；同時VAR系統(tǒng)整體的決定性殘差為4.90E-15，AIC值是-17.25244，SC值是-14.51678，所以模型從子方程到整體的估計結果比較理想。

四.格蘭杰因果分析

利用上述VAR（2）模型生成的對象進行格蘭杰檢驗，檢驗結果見表1。

從表1可以看出：（1）我國的貨幣供應量的增長率D（DLRM，2）的變動不能成為利率D（LRR，2）變動的格蘭杰原因，說明利率變量是外生于經(jīng)濟系統(tǒng)的，這與我國長期實行固定利率制度的現(xiàn)實相吻合。（2）我國利率D（LRR，2）變動是引起固定資產(chǎn)投資變量D（LRI，2）變動的格蘭杰原因，但不是引起消費變量D（LRC，2）變動的格蘭杰原因。（3）貨幣供給量的增長量D（DLRM，2）是D（LRC，2）變動的格蘭杰原因，說明貨幣供給量的增長對消費具有一定的作用。

五.結論

從上文對我國1990年到2015年的實際變量數(shù)據(jù)的實證分析來看，可以得出以下結論：（1）我國基準利率中介的前向傳導具有一定的剛性。中國人民銀行通過貨幣政策工具的操作，引起貨幣供給量的增減，但是貨幣供給量的變動基本上不引起基準利率的變動，我國基準利率具有較強的外生性。（2）實際基準利率信息沖擊能引起會消費和投資的反方向變化，說明利率在貨幣政策的傳導機制中發(fā)揮著一定的后向傳導作用，但是作用是有限的。（3）貨幣政策利率傳導機制的有效性低且存在時滯。由此表明我國貨幣政策利率中介傳導作用較小并且滯后。適應市場經(jīng)濟運行的貨幣政策利率傳導機制尚未真正形成，現(xiàn)行貨幣政策利率傳導效應并不顯著。

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作者簡介：

韓莉娟（1992-），女，山西朔州人，山西財經(jīng)大學2015（金融學）學術碩士研究生，研究方向：國際金融；徐銘鴻（1991-），女，山西臨汾人，山西財經(jīng)大學2015（金融學）學術碩士研究生，研究方向：金融發(fā)展、商業(yè)銀行經(jīng)營管理endprint