(1.中國濱海金融協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300222；2.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222)

一、引言

貨幣政策是宏觀調(diào)控的重要手段，及時(shí)進(jìn)行貨幣政策調(diào)整成為各國維護(hù)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的必要舉措。因此，如何制定有效的政策措施成為政府和學(xué)術(shù)界共同關(guān)注的焦點(diǎn)。2011年我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)束了持續(xù)三十余年的兩位數(shù)高速增長，GDP增速持續(xù)下行，面對(duì)經(jīng)濟(jì)增速快速下滑的壓力，我國央行采取了“降息”、“降準(zhǔn)”的政策，目的在于通過寬松貨幣政策來刺激經(jīng)濟(jì)增長、維護(hù)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行。但與此同時(shí)，我國整體杠桿率水平快速攀升，根據(jù)國際清算銀行(BIS)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至到2016年第三季度，我國杠桿率已經(jīng)達(dá)到了255.6%，與2008年末相比，提高了114個(gè)百分點(diǎn)，并且已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體190%的平均水平。而杠桿率的提高能夠通過投資帶動(dòng)產(chǎn)出的增加，但是杠桿率的過快攀升則會(huì)威脅經(jīng)濟(jì)金融穩(wěn)定運(yùn)行[1]。因此，“去杠桿”成為我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要內(nèi)容之一，也是防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)、維護(hù)金融穩(wěn)定的必然要求。

“保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”是我國中央銀行貨幣政策的最終目標(biāo)，實(shí)施寬松的貨幣政策是“新常態(tài)”下維持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的必然選擇。但是，面對(duì)嚴(yán)峻的高杠桿問題，中央銀行又必須改變過度寬松的貨幣政策環(huán)境，收緊流動(dòng)性，這勢(shì)必會(huì)給實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來一定的負(fù)面沖擊。因此，“穩(wěn)增長”與“降杠桿”共同成為了我國貨幣當(dāng)局的現(xiàn)實(shí)目標(biāo)，也使得中央銀行貨幣政策制定陷入兩難選擇，如何保持貨幣政策的穩(wěn)健中性、處理好“穩(wěn)增長”與“降杠桿”兩個(gè)政策目標(biāo)之間的關(guān)系成為貨幣當(dāng)局面臨的重要議題。

本文將貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長與杠桿率置于同一個(gè)研究框架之下，分析三者之間的相互作用機(jī)制，并利用1996-2016年中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，考察我國貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和杠桿率變動(dòng)的實(shí)際影響效果，以期為我國中央銀行制定合理的貨幣政策來平衡“穩(wěn)增長”與“降杠桿”之間的政策沖突提供依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長

貨幣政策作為政府進(jìn)行宏觀調(diào)控的主要手段，承擔(dān)著保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的重要職責(zé)，而其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響也成為各國貨幣政策制定者和學(xué)術(shù)界一直以來關(guān)注和研究的熱點(diǎn)問題，但研究結(jié)論存在較大分歧。Lucas[2]、McCandless和Weber[3]等學(xué)者認(rèn)為貨幣在長期是中性的，因而貨幣政策不會(huì)影響實(shí)際產(chǎn)出變化；而Mishkin[4]、Fisher和Seater[5]考察了美國等國家貨幣政策的實(shí)施效果發(fā)現(xiàn)，貨幣供給增長率的變化對(duì)實(shí)際產(chǎn)出存在顯著的影響，反駁了貨幣長期中性的觀點(diǎn)。關(guān)于我國貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究，孫華妤[6]認(rèn)為由于微觀經(jīng)濟(jì)主體對(duì)貨幣政策的敏感性較低導(dǎo)致我國貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的調(diào)控效果不明顯，閆力等[7]研究發(fā)現(xiàn)我國貨幣供應(yīng)量變動(dòng)在一定程度上能夠影響經(jīng)濟(jì)增長，但要明顯小于對(duì)價(jià)格水平的影響程度，郭豫媚等[8]也指出我國貨幣政策對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的調(diào)控能力正在逐漸減弱。而林仁文、楊熠[9]研究發(fā)現(xiàn)，隨著市場(chǎng)化改革推進(jìn)，存款基準(zhǔn)利率對(duì)調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)更有效；黃憲、王旭東[10]研究認(rèn)為我國數(shù)量型貨幣政策對(duì)于產(chǎn)出的調(diào)控效果有所提升，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于復(fù)蘇期時(shí)，價(jià)格型貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的調(diào)控效果更顯著。

(二)貨幣政策與降杠桿

隨著近年來杠桿率的快速攀升，學(xué)者們對(duì)于貨幣政策如何應(yīng)對(duì)杠桿率問題也越來越關(guān)注。Bauer和Granziera[11]基于發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)探討了貨幣政策沖擊對(duì)杠桿率和金融穩(wěn)定的影響，發(fā)現(xiàn)緊縮性貨幣政策在短期會(huì)導(dǎo)致杠桿率上升，增加了金融危機(jī)爆發(fā)的可能性，但從長期看，資金成本的上升會(huì)削弱借貸意愿，進(jìn)而促進(jìn)杠桿率下降。而Korinek和Simsek[12]認(rèn)為在高杠桿家庭主動(dòng)降杠桿過程中，中央銀行應(yīng)當(dāng)通過降低利率來刺激低杠桿部門適度提供杠桿水平，來防止總需求的大幅下降，但是利率政策對(duì)于杠桿調(diào)控的效果比較有限，還需要配合宏觀審慎政策使用。針對(duì)我國的情況，胡志鵬[13]考察了“穩(wěn)增長”和“控杠桿”雙重目標(biāo)下的最優(yōu)貨幣政策問題，發(fā)現(xiàn)調(diào)控貨幣供應(yīng)量增速來降低杠桿率的效果十分有限，劉曉光和張杰平通過構(gòu)建DSGE模型進(jìn)行模擬分析也指出，當(dāng)中央銀行降低貨幣供應(yīng)量時(shí)，會(huì)引起產(chǎn)出大幅度的下滑，進(jìn)而導(dǎo)致杠桿率不降反升。而劉金全、陳德凱[14]的研究發(fā)現(xiàn)，央行采用緊縮性貨幣政策不利于杠桿水平的降低，但可以降低杠桿水平的持續(xù)上漲速度，達(dá)到“穩(wěn)杠桿”的效果，因此貨幣政策應(yīng)當(dāng)在“去杠桿”與“穩(wěn)杠桿”之間進(jìn)行權(quán)衡。

(三)杠桿率與經(jīng)濟(jì)增長

關(guān)于杠桿率與經(jīng)濟(jì)增長相互關(guān)系的研究方面，Mendoza和Terrones[15]、Reinhart和Rogoff[16]、Furceri和Mourougane[17]等研究指出對(duì)于家庭、企業(yè)、金融以及政府等經(jīng)濟(jì)部門而言，過度負(fù)債帶來的杠桿率上升最終都會(huì)給經(jīng)濟(jì)增長帶來嚴(yán)重的負(fù)面沖擊，我國學(xué)者黃志龍[18]利用全球105個(gè)國家1990-2011年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，過高的杠桿率水平通常意味著經(jīng)濟(jì)只能維持低速增長，而杠桿率的過快上升則會(huì)導(dǎo)致財(cái)政和債務(wù)危機(jī)，楊洋、趙茂[19]采用金融機(jī)構(gòu)為私人部門提供的信用占GDP作為金融發(fā)展水平的代理變量，分析了金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，指出當(dāng)金融發(fā)展水平過高時(shí)，其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)會(huì)顯著弱化甚至有可能逆轉(zhuǎn)。而Caballero等[20]認(rèn)為在去杠桿過程中，居民部門的投資和消費(fèi)需求以及企業(yè)的資本性投資都出現(xiàn)一定程度的下降，進(jìn)而給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來一定的負(fù)面影響。Buttiglione等[21]也指出去杠桿可能引發(fā)金融與經(jīng)濟(jì)的負(fù)反饋循環(huán)效應(yīng)，導(dǎo)致去杠桿加劇經(jīng)濟(jì)的衰退，而經(jīng)濟(jì)的下滑又給去杠桿的進(jìn)行帶來巨大阻礙。馬勇、田拓等[22]對(duì)金融杠桿與經(jīng)濟(jì)增長以及金融穩(wěn)定之間相互關(guān)系的實(shí)證研究也表明，去杠桿會(huì)給經(jīng)濟(jì)增長帶來顯著的負(fù)面影響，而金融杠桿的大幅波動(dòng)同樣不利于經(jīng)濟(jì)增長和金融穩(wěn)定。

現(xiàn)有研究對(duì)貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長與杠桿率的相互影響進(jìn)行了多角度分析，但是研究結(jié)論還存在較大分歧，對(duì)于貨幣政策如何處理經(jīng)濟(jì)增長與杠桿調(diào)控之間的沖突不能做出很好地解釋和回答。因此，本文將在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，進(jìn)一步深入分析貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長與杠桿率之間的相互作用機(jī)制，并嘗試從數(shù)量型和價(jià)格型貨幣政策影響效果差異性的角度探討貨幣政策如何平衡“穩(wěn)增長”和“降杠桿”之間的政策沖突。

三、理論分析與實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)理論分析

經(jīng)濟(jì)增長一直以來都是貨幣當(dāng)局制定和實(shí)施貨幣政策時(shí)重點(diǎn)關(guān)注的目標(biāo)。因此，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不景氣時(shí)，實(shí)施寬松的貨幣政策來刺激經(jīng)濟(jì)增長成為各國貨幣當(dāng)局調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行時(shí)最常用的做法。基于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制看，寬松的貨幣政策環(huán)境下，一方面市場(chǎng)流動(dòng)性充裕使得大量資金能夠直接流入到投資、消費(fèi)等領(lǐng)域，通過帶動(dòng)投資、消費(fèi)需求的增加帶動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇；另一方面，寬松貨幣政策帶來的低利率環(huán)境降低了貨幣的收益率，促使經(jīng)濟(jì)主體將更多的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資，同時(shí)利率水平的下降也降低了資金的借貸成本，增強(qiáng)了企業(yè)、居民的借貸意愿，并將籌集的資金用于生產(chǎn)、消費(fèi)等環(huán)節(jié)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，金融危機(jī)爆發(fā)以來，以美國為典型代表的發(fā)達(dá)國家都大規(guī)模實(shí)施量化寬松貨幣政策來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇，我國同樣也采取了相對(duì)寬松的貨幣政策來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的目標(biāo)，特別是在經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”以后，我國央行實(shí)施了多輪的“降息、降準(zhǔn)”政策，來刺激實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

基于貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)一步分析，在寬松貨幣政策下，企業(yè)、居民等實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門債務(wù)的增加勢(shì)必在短期內(nèi)引發(fā)杠桿水平的快速攀升，而從中長期看，隨著貨幣政策的效果逐漸顯現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)逐漸回暖復(fù)蘇，杠桿水平將趨于穩(wěn)定或下降。但是，當(dāng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)性下滑、實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資回報(bào)率大幅下降時(shí)，寬松貨幣政策下，大量資金并沒有流入到生產(chǎn)、消費(fèi)中，而是進(jìn)入股市、房市等領(lǐng)域推高資產(chǎn)價(jià)格以獲取高收益，使得貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長之間的傳導(dǎo)路徑失效，經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢，杠桿率維持在較高水平甚至進(jìn)一步上升。而且資產(chǎn)價(jià)格的上升會(huì)進(jìn)一步吸引大量資金通過加杠桿方式進(jìn)入到這些領(lǐng)域，使得杠桿率水平持續(xù)攀升，大大削弱了寬松貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的刺激作用，也給金融穩(wěn)定帶來了嚴(yán)重的威脅。因此，當(dāng)經(jīng)濟(jì)下滑時(shí)，中央銀行在制定貨幣政策刺激經(jīng)濟(jì)增長時(shí)，需要充分考慮貨幣政策可能產(chǎn)生的負(fù)面溢出效應(yīng)，合理把握貨幣政策的寬松程度。

(二)SVAR模型設(shè)定

由Sims(1980)[23]提出的向量自回歸模型(VAR)作為最常用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型之一，通過選擇所有變量的若干滯后變量對(duì)其當(dāng)期變量進(jìn)行回歸，能夠觀察到變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，因而被廣泛運(yùn)用于宏觀經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域的研究中。VAR(p)的一般形式可以表示為

(1)

其中，T為樣本個(gè)數(shù)，μ為截距項(xiàng)，p為滯后階數(shù)；Xt為k×1維列向量，表示內(nèi)生變量；Γi為k×k維矩陣，表示待估計(jì)系數(shù)；et為k×1維列向量，表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，允許存在同期相關(guān)，但與等式右邊包括自身后向在內(nèi)的所有變量均不相關(guān)，其協(xié)方差矩陣 包含了VAR模型的同期相關(guān)信息。利用所構(gòu)建VAR(p)模型，可以通過Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解等方法判斷各變量之間是否存在相互影響關(guān)系、影響大小以及相對(duì)重要性等，進(jìn)而可以用于解釋和分析經(jīng)濟(jì)金融問題。

但是，由于在VAR模型中允許隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) 之間存在同期相關(guān)關(guān)系，導(dǎo)致脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的結(jié)果并不唯一，會(huì)依賴于變量次序的改變而發(fā)生變化，同時(shí)VAR模型沒有考慮變量之間的當(dāng)期影響，無法揭示經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。而結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)將變量之間的結(jié)構(gòu)性關(guān)系引入到傳統(tǒng)的VAR模型中，彌補(bǔ)了無法捕捉變量間同期關(guān)系的缺陷。

構(gòu)建SVAR模型，首先需要對(duì)VAR的結(jié)構(gòu)識(shí)別，即對(duì)反映變量之間同期因果關(guān)系的矩陣A進(jìn)行約束，表示為

Aet=Bεt

(2)

其中，et為基于VAR模型估計(jì)得到的殘差項(xiàng)，εt為SVAR模型的結(jié)構(gòu)擾動(dòng)項(xiàng)，服從多維正態(tài)分布，即εt(0,Ik)。A和B均為K階可逆矩陣，是SVAR模型的約束條件。A矩陣反映了變量之間的同期因果關(guān)系結(jié)構(gòu)，而B矩陣主要是為了使得εt不存在同期相關(guān)，一般將其設(shè)定為對(duì)角矩陣。而合理設(shè)定同期因果關(guān)系結(jié)構(gòu)矩陣A是構(gòu)建SVAR模型的關(guān)鍵，直接影響脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果。在以往研究中，矩陣A主要是根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論或已有的研究成果進(jìn)行設(shè)定，具有較強(qiáng)的主觀性，導(dǎo)致分析結(jié)論的科學(xué)性和可靠性受到質(zhì)疑。Bessler和Yang[24]提出了有向無環(huán)圖(DAG)方法，在VAR模型基礎(chǔ)上，利用其殘差的相關(guān)系數(shù)矩陣對(duì)變量的同期因果關(guān)系進(jìn)行識(shí)別，為SVAR模型中結(jié)構(gòu)關(guān)系矩陣的設(shè)定提供了客觀依據(jù)，避免了傳統(tǒng)研究中存在的主觀性，保證SVAR模和方差分解結(jié)果的科學(xué)性和可靠性，已經(jīng)被國內(nèi)外學(xué)者運(yùn)用于宏觀經(jīng)濟(jì)研究中[25-28]。

(三)有向無環(huán)圖(DAG)方法

Spirtes等[29]提出的“有向無環(huán)圖”(directed acycline praph，DAG)基于數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)，在不需要任何先驗(yàn)判斷或理論假設(shè)的前提下，根據(jù)各變量之間的相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，來判斷變量之間的同期因果關(guān)系，并繪制出變量同期因果關(guān)系結(jié)構(gòu)圖，即DAG圖。具體來看，對(duì)于變量A和B，在DAG圖中可能出現(xiàn)以下幾種情況：第一，當(dāng)A與B之前不存在因果關(guān)系時(shí)，A與B之間則不存在有向邊；第二，當(dāng)A與B之間存在著A到B(或B到A)的單向因果關(guān)系時(shí)，表示為“A→B”(或“B→A”)；第三，當(dāng)A與B之間存在著雙向因果關(guān)系時(shí)，表示為“A?B”；第四，當(dāng)A與B之間存在因果關(guān)系，但方向無法判斷時(shí)，表示為“A—B”。

在實(shí)際分析中，可以利用Spirtes 等(2000)提出的PC算法，根據(jù)變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，在“無向完全圖” 的基礎(chǔ)上依次通過“去邊”和“定向”兩個(gè)步驟，即可得到“有向無環(huán)圖”，從而確定變量之間的同期因果關(guān)系 。

(四)數(shù)據(jù)說明

目前，IMF、BIS等國際機(jī)構(gòu)和中國社科院等國內(nèi)科研機(jī)構(gòu)都對(duì)中國杠桿率水平進(jìn)行了測(cè)算，盡管測(cè)算的方法和具體數(shù)據(jù)略有不同，但所得出的中國杠桿率變化趨勢(shì)基本一致?？紤]到數(shù)據(jù)的權(quán)威性和連續(xù)性，本文選擇國際清算銀行(BIS)公布的數(shù)據(jù)作為中國杠桿率的衡量指標(biāo)。此外，經(jīng)濟(jì)增長用GDP實(shí)際增長率表示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局；貨幣政策變量分別用廣義貨幣供應(yīng)量(M2)和銀行間同業(yè)拆借利率(30天)表示，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，本文所選擇的樣本區(qū)間為1996年第一季度至2016年第三季度，相關(guān)數(shù)據(jù)均采用季度數(shù)據(jù)。

本文對(duì)所有季度數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，消除季節(jié)因素的影響；為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和減少異方差的影響，本文對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量進(jìn)行了對(duì)數(shù)差分變換，對(duì)GDP實(shí)際增長率和杠桿率進(jìn)行差分變換。杠桿率、廣義貨幣供應(yīng)量、銀行間同業(yè)拆借利率和經(jīng)濟(jì)增長分別用LEV、M2、I和Y表示。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在實(shí)證分析前，本文首先采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1檢驗(yàn)結(jié)果看出，在5%的顯著性水平下，各變量均拒絕了非平穩(wěn)的原假設(shè)，表明模型中各變量均為平穩(wěn)變量，可以直接建立SVAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)基于DAG的同期因果關(guān)系識(shí)別與SVAR模型設(shè)定

上述平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示各變量均平穩(wěn)，因此可以直接建立VAR模型。根據(jù)AIC和FPE最小化原則，本文確定最優(yōu)滯后階數(shù)為一階，建立VAR(1)模型，從而得到殘差的相關(guān)系數(shù)矩陣

LEVYM2I

(3)

根據(jù)式(3)的殘差相關(guān)系數(shù)矩陣，運(yùn)用DAG技術(shù)可以有效識(shí)別杠桿率(LEV)、貨幣供應(yīng)量(M2)、同業(yè)拆借利率(I)和經(jīng)濟(jì)增長(Y)之間的同期因果關(guān)系，并將其作為SVAR模型設(shè)定的重要依據(jù)。由于四個(gè)變量之間的同期因果關(guān)系不確定，因此需要從無向完全圖(圖1)入手，圖中變量?jī)蓛芍g均用無方向的線相連接，表示各變量之間可能存在的同期因果關(guān)系。然后，可以運(yùn)用PC算法根據(jù)殘差的相關(guān)系數(shù)矩陣獲得變量之間的無條件相關(guān)系數(shù)和條件相關(guān)系數(shù)，進(jìn)而確定變量之間的同期因果關(guān)系。受到數(shù)據(jù)來源的限制，本文所選擇的樣本期較短，樣本數(shù)量?jī)H為83個(gè)，而Spirtes等(2000)、楊子暉(2008)等指出，當(dāng)樣本數(shù)量較少時(shí)，需要適當(dāng)提高顯著性水平來更準(zhǔn)確地識(shí)別變量之間的同期因果關(guān)系。因此，本文在分析同期因果關(guān)系時(shí)選擇20%的顯著性水平。此外，本文的DAG分析通過TETRAD 3完成。

首先，根據(jù)無條件相關(guān)系數(shù)分析各變量之間是否存在相互影響關(guān)系。在20%的顯著性水平下，Y與I之間的相關(guān)系數(shù)為-0.105 9，對(duì)應(yīng)P值為0.345 1，表明二者之間不存在同期相互影響，因此可以將圖I中Y和I之間的連線去除。此外，其他變量之間的無條件相關(guān)系數(shù)對(duì)應(yīng)P值均小于20%的顯著性水平，顯著不為零。接下來，利用偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析。當(dāng)以利率I擾動(dòng)為條件變量時(shí)，變量Y與M2之間的條件相關(guān)系數(shù)為0.113 0，對(duì)應(yīng)P值為0.237 4，則經(jīng)濟(jì)增長Y與貨幣供應(yīng)量M2之間為條件同期獨(dú)立關(guān)系，可以將二者之間的連線也去除。基于無條件相關(guān)系數(shù)和條件相關(guān)系數(shù)分析，去除了Y與I和Y與M2之間的兩條連線，“去邊”工作完成，可以確定存在同期相互相應(yīng)關(guān)系的變量為LEV與Y、LEV與I、LEV與M2和M2與I，但需要進(jìn)一步確定變量之間同期因果關(guān)系的方向。根據(jù)變量的偏相關(guān)系數(shù)和Spirtes等(2000)提出的定向方法，LEV不屬于Y與I的隔離集，可以推斷三者之間的同期因果關(guān)系為：Y→LEV←Y；同理，LEV也不屬于M2與I的隔離集，三者之間的同期因果關(guān)系為：MI→LEV←I。此外，I不屬于M2與LEV的隔離集，而I與LEV的同期因果關(guān)系為I→LEV，因此，M2與I之間的同期因果關(guān)系確定為MI→I?；谝陨戏治?，可以確定LEV、Y、I和M2四個(gè)變量之間的因果關(guān)系，如圖2有向無環(huán)圖所示。

圖2有向無環(huán)圖表明，在20%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量(M2)、利率(I)和經(jīng)濟(jì)增長(Y)均對(duì)杠桿率(LEV)具有同期影響，貨幣供應(yīng)量對(duì)利率也具有同期影響，而貨幣供應(yīng)量和利率與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在同期因果關(guān)系。也就是說，在同期貨幣政策調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長都會(huì)影響杠桿率，但貨幣政策調(diào)整在同期不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。

圖1 無向完全圖

圖2 有向無環(huán)圖

根據(jù)DAG的分析結(jié)果，可以對(duì)SVAR模型中的矩陣A和B實(shí)施如下約束

(4)

根據(jù)式(4)的約束，運(yùn)用STATA 14對(duì)SVAR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果(表2)顯示，所有參數(shù)估計(jì)值在5%的顯著性水平下均十分顯著。此外，本文進(jìn)行了似然比檢驗(yàn)，LR統(tǒng)計(jì)量為2.185，對(duì)應(yīng)的p值為0.335，即在10%的顯著性水平下無法拒絕“過度約束為真”的原假設(shè)，表明本文采用DAG方法確定的同期因果關(guān)系對(duì)模型進(jìn)行約束是合理的，可以進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)和預(yù)測(cè)誤差方差分解分析，來考察貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長與杠桿率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

(三)脈沖響應(yīng)分析

基于以DAG所確定的同期因果關(guān)系為基礎(chǔ)構(gòu)建的SVAR模型，本文重點(diǎn)考察了杠桿率和經(jīng)濟(jì)增長對(duì)系統(tǒng)內(nèi)各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果如圖3和4所示。

表2 SVAR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：***、**分別表示在1%、5%的水平下顯著。

圖3杠桿率的脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示，從貨幣政策調(diào)整看，貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使得杠桿率自第1個(gè)預(yù)測(cè)期開始上升，并持續(xù)至第6個(gè)預(yù)測(cè)期；而提高利率水平在短期(0—4期)能夠引起杠桿率下降，但從第5個(gè)預(yù)測(cè)期開始小幅上升一直持續(xù)至第12個(gè)預(yù)測(cè)期才逐步恢復(fù)至均衡水平；此外，經(jīng)濟(jì)增速提高時(shí)，杠桿率下降，并持續(xù)至第8個(gè)預(yù)測(cè)期回歸至均衡水平。圖4脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示，當(dāng)貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張時(shí)，經(jīng)濟(jì)增速會(huì)迅速提高；而利率水平上升時(shí)，經(jīng)濟(jì)增速會(huì)出現(xiàn)一定程度的下降，但與貨幣供應(yīng)量提高時(shí)相比，響應(yīng)程度較小。此外，杠桿率提高，經(jīng)濟(jì)增速也會(huì)迅速提高，維持到第4個(gè)預(yù)測(cè)期后恢復(fù)到均衡水平。

從上述脈沖響應(yīng)結(jié)果分析可以看出：第一，貨幣供應(yīng)量增加帶來的寬松貨幣政策環(huán)境會(huì)推動(dòng)產(chǎn)出的增長，表明寬松貨幣政策對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的調(diào)控效果，但同時(shí)也具有嚴(yán)重的負(fù)面溢出效應(yīng)，會(huì)引發(fā)杠桿率的快速攀升問題，這說明貨幣供應(yīng)量增加引發(fā)的債務(wù)擴(kuò)張要大于產(chǎn)出的增長，這是杠桿率上升的直接原因，而更深層次原因，在于我國數(shù)量型貨幣政策工具在調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長方面有效性在下降；第二，利率的提高會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出的下滑，而從對(duì)杠桿率的影響看，利率水平的提高會(huì)降低經(jīng)濟(jì)主體的借債意愿，債務(wù)增長速度放緩，因此，在短期內(nèi)會(huì)出現(xiàn)杠桿率水平的下降；但從中長期看，利率提高帶來的融資成本會(huì)加重實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的償債負(fù)擔(dān)，特別是在存量債務(wù)水平較高的情況下，實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門必須以較高的成本籌集資金來維持，出現(xiàn)“借新債還舊債”的現(xiàn)象，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長也自然會(huì)受到影響，進(jìn)而使得杠桿率水平再次上升；第三，從杠桿率與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系看，經(jīng)濟(jì)增速的下滑則會(huì)引起杠桿率的上升，說明了“新常態(tài)”下經(jīng)濟(jì)增速的持續(xù)下滑也是我國杠桿率快速攀升的重要因素之一，另一方面，杠桿率提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用，快速的“去杠桿”可能給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來巨大的負(fù)面沖擊。

(四)預(yù)測(cè)誤差方差分解

為了進(jìn)一步分析貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長和杠桿率之間相互影響的程度和動(dòng)態(tài)作用機(jī)制，本文在脈沖響應(yīng)分析的基礎(chǔ)上，根據(jù)基于DAG的SVAR模型，進(jìn)行了預(yù)測(cè)誤差方差分解，結(jié)果如表3所示。

圖3 杠桿率對(duì)各變量的脈沖響應(yīng)

圖4 經(jīng)濟(jì)增長對(duì)各變量的脈沖響應(yīng)

從表3杠桿率的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果看，第1個(gè)預(yù)測(cè)期，杠桿率波動(dòng)主要由其自身來解釋，占比達(dá)到了74.41%，說明杠桿率的變動(dòng)存在較大的慣性，這主要受到我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和金融體系結(jié)構(gòu)因素的影響。同時(shí)，杠桿率的波動(dòng)還可以由經(jīng)濟(jì)增長、貨幣供應(yīng)量和利率解釋，比例分別為7.17%、14.36%和 4.06%，這一結(jié)果與上文DAG分析所得出的同期因果關(guān)系一致，而三個(gè)變量解釋力的大小也反映出，在短期，貨幣供應(yīng)量比經(jīng)濟(jì)增長對(duì)杠桿率的影響要大許多。隨著時(shí)間的推移，杠桿率對(duì)其自身波動(dòng)的解釋力逐漸下降至65%左右；經(jīng)濟(jì)增長和貨幣供應(yīng)量對(duì)杠桿率波動(dòng)的影響力均有所提高，在第8個(gè)預(yù)測(cè)期分別達(dá)到了14.06%和16.80%并趨于穩(wěn)定，貨幣供應(yīng)量對(duì)杠桿率的影響仍然顯著大于經(jīng)濟(jì)增長；而利率對(duì)杠桿率波動(dòng)的解釋力較小，僅為3.71%。從總體上看，無論是在短期還是長期，杠桿率的波動(dòng)主要受到自身慣性的影響，而貨幣供應(yīng)量對(duì)杠桿率波動(dòng)的解釋力都要顯著大于經(jīng)濟(jì)增長，說明以貨幣供應(yīng)量為主的貨幣政策調(diào)整比經(jīng)濟(jì)增長對(duì)杠桿率的影響更大。

而從經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果來看，貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)的解釋力從第3個(gè)預(yù)測(cè)期開始穩(wěn)定在8%以上，利率的解釋力從第2個(gè)預(yù)測(cè)期緩慢提高，到第5個(gè)預(yù)測(cè)期趨于穩(wěn)定，但僅為1%，表明數(shù)量型貨幣政策比價(jià)格型貨幣政策對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)控效果更明顯，而且時(shí)滯也更短。同時(shí)，杠桿率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)的解釋力也能夠達(dá)到8.83%，與貨幣供應(yīng)量基本持平，說明杠桿率對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有不可忽視的作用，與圖4中脈沖響應(yīng)的結(jié)果一致，因此，在杠桿調(diào)控過程中需要注意杠桿率下降對(duì)經(jīng)濟(jì)增長帶來的負(fù)面沖擊。

表3 基于DAG的預(yù)測(cè)誤差分解結(jié)果

此外，從貨幣供應(yīng)量和利率的方差分解結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長的解釋力都要大于杠桿率，并且時(shí)滯更短，反映出我國貨幣當(dāng)局在制定貨幣政策時(shí)更多地考慮了經(jīng)濟(jì)增長因素，而忽視了杠桿率的水平以及對(duì)杠桿率可能帶來的潛在影響，貨幣當(dāng)局需要通過貨幣政策轉(zhuǎn)型來實(shí)現(xiàn)“穩(wěn)增長”與“去杠桿”的平衡。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，本文又基于DAG同期因果關(guān)系進(jìn)行了遞歸的預(yù)測(cè)誤差方差分解，一方面為了檢驗(yàn)采用DAG方法和SVAR模型分析所得出結(jié)論是否具有穩(wěn)健性，另一方面進(jìn)一步考察貨幣政策、產(chǎn)出和杠桿率三者之間的相互作用關(guān)系是否會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生動(dòng)態(tài)變化。在具體操作上，根據(jù)DAG分析結(jié)果和所構(gòu)建的SVAR模型，首先將1996年第一季度到2009年第一季度作為基期進(jìn)行第1次預(yù)測(cè)誤差方差分解，然后再將樣本期擴(kuò)大到1996年第一季度到2009年第二季度進(jìn)行第2次預(yù)測(cè)誤差方差分解，按照此方式，直到1996年第一季度到2016年第三季度整個(gè)樣本區(qū)間，各變量第8個(gè)預(yù)測(cè)期遞歸的方差分解結(jié)果如圖5所示。

從杠桿率的遞歸方差分解結(jié)果可以看出，杠桿率波動(dòng)在整個(gè)遞歸期內(nèi)都主要由其自身沖擊解釋，占比達(dá)到45%～65%，這說明自身慣性是我國杠桿率持續(xù)上升的主要因素。但需要關(guān)注的是，杠桿率對(duì)自身波動(dòng)的解釋力從2012年我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入“新常態(tài)”開始快速提高，這反映出受到“新常態(tài)”下經(jīng)濟(jì)發(fā)展多重結(jié)構(gòu)變化的沖擊，我國杠桿率上升的慣性在不斷自我強(qiáng)化，進(jìn)而出現(xiàn)了快速上漲，給經(jīng)濟(jì)和金融穩(wěn)定帶來了巨大的壓力。而從貨幣政策和經(jīng)濟(jì)增長對(duì)杠桿率波動(dòng)的解釋力看，經(jīng)濟(jì)增長和利率的解釋力在整個(gè)遞歸期內(nèi)都保持穩(wěn)定，而貨幣供應(yīng)量的解釋力略有下降，但也總體保持在15%～30%之間，而且始終高于其他兩個(gè)變量，表明貨幣供應(yīng)量是除杠桿率自身外影響其上升的又一重要因素。此外，從其他三個(gè)變量的遞歸方差分解結(jié)果看，在整個(gè)遞歸期內(nèi)，各變量的解釋力都保持在相對(duì)穩(wěn)定水平。

遞歸的預(yù)測(cè)誤差方差分解結(jié)果表明，隨著樣本期間的改變，本文的分析結(jié)果并沒有發(fā)生顯著性變化，因此，本文基于DAG和SVAR模型分析所得出的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

圖5 遞歸的預(yù)測(cè)誤差方差分解結(jié)果

五、主要結(jié)論和政策建議

本文基于有向無環(huán)圖技術(shù)(DAG)，構(gòu)建SVAR模型對(duì)我國貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長和杠桿率之間的相互影響進(jìn)行了深入分析，研究結(jié)果表明：(1)基于DAG的同期因果關(guān)系分析顯示，貨幣供應(yīng)量、利率和經(jīng)濟(jì)增長對(duì)杠桿率的變動(dòng)均具有同期影響，貨幣供應(yīng)量對(duì)利率也具有同期影響，但貨幣供應(yīng)量和利率與經(jīng)濟(jì)增長之間并不存在同期因果關(guān)系，這說明在短期(即期)貨幣政策對(duì)杠桿率的影響更加顯著。(2)從貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長和杠桿率的相互影響效果看，貨幣供應(yīng)量增加能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但同時(shí)會(huì)引發(fā)杠桿率的快速攀升；提高利率會(huì)抑制產(chǎn)出的增加，并在短期抑制杠桿率的上升，但從長期看會(huì)引起杠桿率的再次上升。此外，杠桿率的提高在一定程度上也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到積極的作用。(3)從影響程度看，杠桿率變動(dòng)除了受到自身慣性的影響外，貨幣供應(yīng)量和產(chǎn)出在杠桿率變動(dòng)中均具有顯著的解釋力，但貨幣供應(yīng)量作用的時(shí)滯較短，影響效果也較大，而利率對(duì)杠桿率變動(dòng)的影響則十分有限；同樣，貨幣供應(yīng)量比利率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效果則更為顯著，時(shí)滯也更短，而且杠桿率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長也具有顯著的解釋力。

面對(duì)“新常態(tài)”下經(jīng)濟(jì)增速的持續(xù)放緩和快速攀升的杠桿率，積極推進(jìn)“降杠桿”與“穩(wěn)增長”已成為當(dāng)前形勢(shì)下我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩項(xiàng)重要任務(wù)，中央銀行應(yīng)當(dāng)制定合理的貨幣政策來促進(jìn)“降杠桿”和“穩(wěn)增長”雙重目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。結(jié)合上述的研究結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議。

第一，“降杠桿”是當(dāng)前防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的重要任務(wù)。結(jié)合貨幣政策對(duì)杠桿率的影響看，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)是導(dǎo)致我國杠桿率上升的主要因素，因此，降低貨幣供應(yīng)量增速是我國“去杠桿”的必要選擇，但同時(shí)中央銀行應(yīng)當(dāng)做好市場(chǎng)流動(dòng)性管理，保持貨幣政策穩(wěn)健中性，通過逆回購、MLF等政策工具及時(shí)調(diào)整市場(chǎng)流動(dòng)性、穩(wěn)定市場(chǎng)利率，防止利率快速上升加重實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的債務(wù)負(fù)擔(dān)，進(jìn)一步加劇杠桿率的上升，也有助于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇。

第二，考慮到數(shù)量型貨幣政策調(diào)控效果的下降，我國央行應(yīng)加快推進(jìn)貨幣政策由數(shù)量型向價(jià)格型調(diào)控轉(zhuǎn)型，深化利率市場(chǎng)化改革，健全央行的政策利率體系，完善利率傳導(dǎo)機(jī)制，提高利率調(diào)控的有效性，并通過市場(chǎng)利率的調(diào)控降低實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的融資成本，帶動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇，以緩解貨幣供應(yīng)量下降給實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的負(fù)面影響。另一方面，加大結(jié)構(gòu)性貨幣政策的實(shí)施力度，引導(dǎo)資金流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)部門，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，也有助于解決寬松貨幣政策下資金“脫實(shí)向虛”、杠桿率攀升的問題。

第三，貨幣政策在宏觀調(diào)控中發(fā)揮著及其重要的作用，但單純依靠貨幣政策來實(shí)現(xiàn)“降桿桿”與“穩(wěn)增長”雙重目標(biāo)存在巨大挑戰(zhàn)，需要配合其他政策措施來共同完成。因此，中央銀行在制定和實(shí)施貨幣政策，要加強(qiáng)與宏觀審慎政策、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策的配合，優(yōu)化宏觀調(diào)控政策體系，促進(jìn)“降桿桿”與“穩(wěn)增長”雙重目標(biāo)的共同實(shí)現(xiàn)。

最后，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中杠桿發(fā)揮著一定的積極作用，因此，建立杠桿率動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)機(jī)制，強(qiáng)化對(duì)杠桿率的前瞻性管理，并根據(jù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化及時(shí)調(diào)整“去杠桿”的節(jié)奏和強(qiáng)度，防止杠桿率過快下降給經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成嚴(yán)重的沖擊。

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