萬光彩 陳鑫鑫

內(nèi)容提要：基于當(dāng)前我國居民部門杠桿率快速上漲的經(jīng)濟形勢，本文運用拔靴滾動窗口因果關(guān)系檢驗的方法實證研究貨幣政策對居民杠桿率的傳遞效應(yīng)。該方法能識別和處理變量之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)性突變，且滾動窗口技術(shù)能為貨幣政策和居民杠桿率的動態(tài)關(guān)系提供新的經(jīng)驗證據(jù)。實證結(jié)果表明：我國的貨幣政策調(diào)控與居民杠桿率攀升密切相關(guān)，且在較長時間序列中二者的關(guān)系存在結(jié)構(gòu)性變動。一方面，貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，居民杠桿率對貨幣供應(yīng)量有正向影響;另一方面，利率對居民杠桿率的調(diào)控存在時變特征，居民杠桿率對利率有負(fù)效應(yīng)?；谪泿耪哒{(diào)控和居民杠桿率的相互關(guān)系，貨幣政策無法精確調(diào)控居民部門的杠桿率水平，應(yīng)搭配宏觀審慎政策彌補貨幣政策的不足，提高政策效率。

關(guān)鍵詞：貨幣政策;貨幣供應(yīng)量;長期貸款利率;居民杠桿率;拔靴滾動窗口

中圖分類號：F8210文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-148X（2022）03-0089-10

收稿日期：2021-10-13

作者簡介：萬光彩（1972-），男，安徽霍山人，安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向：貨幣理論、財政政策;陳鑫鑫（1994-），女，山東濰坊人，安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院碩士研究生，研究方向：貨幣理論、財政政策。

基金項目：安徽高校自然科學(xué)基金重大項目“房地產(chǎn)價格與城市全要素生產(chǎn)率：機制闡釋與政策效應(yīng)”，項目編號：KJ2021ZD0054。

杠桿率是研究中國居民部門經(jīng)濟問題的重要切入點。當(dāng)前我國居民杠桿率有兩大特征，一是增速快，水平高，一直以來是總杠桿率攀升的主要驅(qū)動力，在世界主要經(jīng)濟體中我國居民杠桿率增速一直位于前列;二是結(jié)構(gòu)性問題突出，居民杠桿率的上升與住房類貸款增多密切相關(guān)。房價上漲提高了居民購房貸款需求，導(dǎo)致居民債務(wù)不斷增加，而居民舉債購房又帶來新一波的房價上漲，二者相互促進(jìn)，形成了螺旋上升的態(tài)勢。宏觀金融系統(tǒng)風(fēng)險主要就體現(xiàn)在資產(chǎn)價格泡沫和主要社會主體負(fù)債過重導(dǎo)致違約爆發(fā)，其中資產(chǎn)價格主要指房價。當(dāng)前我國這種不合理的高杠桿現(xiàn)象一方面導(dǎo)致房價居高不下資產(chǎn)價格泡沫日趨嚴(yán)重，另一方面加劇了我國系統(tǒng)性金融風(fēng)險。因此，2018年銀監(jiān)會提出“當(dāng)前重中之重是居民去杠桿”;2020年央行再次提出“今年的金融政策重點是抑制居民杠桿率過快增長。”

造成我國居民杠桿率嚴(yán)重失衡的原因很復(fù)雜，既與長久以來為支持經(jīng)濟增長而采取的寬松貨幣政策有關(guān)，也與居民非理性炒房行為導(dǎo)致的房價快速上漲有關(guān)，而房價的上漲也是對寬松的貨幣政策的另一種反應(yīng)。這意味著寬松的貨幣政策是導(dǎo)致居民杠桿率不斷上漲的根本原因，即貨幣政策應(yīng)該是穩(wěn)控居民杠桿率的有效手段。為此，央行采取多種貨幣政策共同實施來維護房價和杠桿率穩(wěn)定，但是在此過程中，以貨幣供給流動性為主的數(shù)量型貨幣政策和以利率為代表的價格型貨幣政策能在多大程度上穩(wěn)控居民杠桿率水平，當(dāng)前學(xué)界并未達(dá)成共識。

一、文獻(xiàn)綜述

近年來，眾多學(xué)者針對貨幣政策對杠桿率的傳遞效應(yīng)做了大量研究。一類是研究貨幣政策與宏觀杠桿率，楊源源（2017）指出總體來看價格型貨幣政策工具比數(shù)量型貨幣政策工具更能調(diào)控宏觀經(jīng)濟波動，但是在某些局部的情形中數(shù)量型貨幣政策工具優(yōu)于價格型貨幣政策工具[1];但是Krainer（2014）發(fā)現(xiàn)價格型貨幣政策對宏觀杠桿率的影響相對有限，這主要是因為貨幣政策無法通過利率渠道影響銀行貸款效果[2]。陳創(chuàng)練（2018）同樣認(rèn)為數(shù)量型貨幣政策對控制杠桿率方面更加有效，價格型貨幣政策短期內(nèi)可以發(fā)揮輔助作用，但是缺乏長期持久性[3]。從數(shù)量型貨幣政策的調(diào)控效果來看，劉曉光（2016）指出采取緊縮的貨幣政策降低貨幣供應(yīng)量會導(dǎo)致消費和投資增長的下滑，進(jìn)而導(dǎo)致產(chǎn)出下降，反而提高了杠桿率;從模型結(jié)果來看，貨幣供應(yīng)量增速每下降008個百分點，宏觀杠桿率提高009個百分點，因此簡單地采取緊縮型貨幣政策可能會適得其反[4]。

另一類則是研究貨幣政策對企業(yè)杠桿率的調(diào)控效應(yīng)，劉莉亞（2019）指出非國有企業(yè)有兩次大幅度的降杠桿時期，該時期與貨幣政策轉(zhuǎn)向緊縮時期重疊，并且價格型貨幣政策工具-利率是影響企業(yè)貸款的主要因素[5]。針對不同政策工具對企業(yè)杠桿率的影響，殷興山（2020）指出傳統(tǒng)的總量型貨幣政策工具可以有效應(yīng)對技術(shù)沖擊導(dǎo)致的企業(yè)結(jié)構(gòu)性杠桿問題，但是難以有效應(yīng)對成本推動沖擊下帶來的企業(yè)高杠桿問題，此時結(jié)構(gòu)型貨幣政策更有效，當(dāng)面臨經(jīng)濟下行企業(yè)高杠桿并行的問題時，需要二者同時操作共同穩(wěn)控企業(yè)杠桿水平[6]。舒長江（2020）專門研究了貨幣供應(yīng)量對企業(yè)杠桿率的微觀效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)緊縮型的貨幣政策短期內(nèi)可以帶來企業(yè)杠桿率顯著下降，但是長期影響效果較弱;擴張型貨幣政策的長期效果強于短期效果，帶來的企業(yè)杠桿率的增加幅度更高[7]。

第三類是研究貨幣政策與銀行杠桿率的關(guān)系，蔣海（2019）認(rèn)為貨幣政策對銀行的杠桿率有顯著影響，寬松的貨幣政策會導(dǎo)致銀行杠桿率的提高，進(jìn)而加劇銀行的風(fēng)險承擔(dān)，并且價格型貨幣政策工具的影響效應(yīng)強于數(shù)量型貨幣政策工具[8]。張慶君（2020）通過2010-2018年中國上市商業(yè)銀行的相關(guān)數(shù)據(jù)得到了相同的結(jié)論，寬松的貨幣政策會增加銀行杠桿率水平，隨著杠桿率的不斷增加，貨幣政策對銀行系統(tǒng)性風(fēng)險的影響效果是不斷增大的[9]。因此，采取緊縮性貨幣政策降低銀行杠桿化程度，預(yù)防銀行系統(tǒng)性風(fēng)險是必要的[10]。

從居民杠桿率的相關(guān)研究來看主要圍繞貨幣政策對資產(chǎn)價格的調(diào)控效應(yīng)以及資產(chǎn)價格對居民杠桿率的傳遞效應(yīng)。貨幣政策對房價有顯著的正向作用，貨幣供應(yīng)量增加房價上漲[11]，而房價上漲會導(dǎo)致居民杠桿率的提升，且存在一定量的數(shù)量關(guān)系，房價每提高1%，該省居民杠桿率相應(yīng)增加014-017個百分點，正向相關(guān)性非常顯著[12]。另一方面，寬松的貨幣政策-利率下降會導(dǎo)致房價上升[13]，而房價的變動會通過影響銀行貸款額影響居民杠桿率[14]。

根據(jù)已有文獻(xiàn)我們可以看到當(dāng)前研究對于貨幣政策和杠桿率的關(guān)系有一定的共識，貨幣政策在一定程度上可以調(diào)控宏觀、企業(yè)杠桿率和銀行杠桿，但是在數(shù)量型與價格型貨幣政策對杠桿率的影響效應(yīng)程度方面尚未達(dá)成一致。部分學(xué)者認(rèn)為數(shù)量型貨幣政策短期更有效，但長期來看貢獻(xiàn)不足，部分學(xué)者認(rèn)為價格型貨幣政策更有效但不適用于所有情形。另外我們也可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前研究貨幣政策與企業(yè)杠桿、銀行杠桿的文獻(xiàn)居多，但是研究貨幣政策與居民杠桿率相關(guān)文獻(xiàn)比較少，為數(shù)不多的居民杠桿率的研究也是針對貨幣政策對資產(chǎn)價格的調(diào)控和資產(chǎn)價格對居民杠桿的傳遞效應(yīng)，從根本上直接研究貨幣政策對居民杠桿率的調(diào)控效應(yīng)的文獻(xiàn)仍顯不足?；诖耍疚膹木用窀軛U率角度出發(fā)采用拔靴滾動窗口因果檢驗的方法研究貨幣政策與居民杠桿率之間的相關(guān)性，由于長時間序列過程中兩個變量之間的相關(guān)性并不一定是穩(wěn)定的，采用一般的格蘭杰因果關(guān)系檢驗方式不能識別二者之間關(guān)系存在的時變效應(yīng)，而通過拔靴滾動窗口的分樣本技術(shù)處理全樣本檢驗可以很好的識別長時間序列過程中兩個變量關(guān)系發(fā)生的結(jié)構(gòu)性變動，從而能更好地刻畫貨幣政策和居民杠桿率動態(tài)的、雙向的因果關(guān)系。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

1居民杠桿率與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系

影響居民杠桿率的決定性因素是居民部門的債務(wù)和名義GDP，因此貨幣供應(yīng)量對居民部門杠桿率的影響也體現(xiàn)在這兩個方面。一方面是居民部門的債務(wù)水平，從居民部門債務(wù)角度來看，貨幣供應(yīng)量主要通過信用渠道和資產(chǎn)價格渠道影響居民部門債務(wù)。流動性約束理論認(rèn)為居民部門從金融機構(gòu)獲取貸款會受到一定的限制，這在很大程度上抑制了居民部門債務(wù)擴張，而貨幣供應(yīng)量的增發(fā)會帶來一定的財富效應(yīng)，居民部門收入普遍增加，居民部門財富和收入的增加可以提高其貸款能力;在危機時期貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率的相關(guān)性會減弱，這主要是因為銀行的順周期行為，危機時期，雖然會加大力度增發(fā)貨幣緩解經(jīng)濟萎靡，但是銀行為降低風(fēng)險在該時期會惜貸[15]。這意味著此時貨幣供應(yīng)量的增加并不一定會反映在居民杠桿上。此外，如果增發(fā)的貨幣流向房地產(chǎn)市場，那貨幣供應(yīng)量會通過資產(chǎn)價格渠道顯著影響居民債務(wù)。大量的貨幣流向房地產(chǎn)市場會帶來房價的上漲，而房價上漲又會通過財富效應(yīng)和抵押品效應(yīng)顯著影響居民部門債務(wù)。綜上所述，從居民部門債務(wù)角度來看，貨幣供應(yīng)量的增加會導(dǎo)致居民信貸擴張，居民部門債務(wù)提升，提高居民部門杠桿率水平。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率在一定時間段存在正向效應(yīng)。

另一方面是名義GDP，從名義GDP角度來看，根據(jù)現(xiàn)代版貨幣數(shù)量論和貨幣需求函數(shù)理論，短期內(nèi)貨幣呈現(xiàn)非中性特征，貨幣供應(yīng)量可以影響產(chǎn)出，且在金融加速器的機制下貨幣供應(yīng)量增加所帶來的產(chǎn)出增加程度遠(yuǎn)大于貨幣供應(yīng)量的增加程度，即從名義GDP角度來看，貨幣供應(yīng)量的增加可以加速經(jīng)濟增長，增加名義GDP，進(jìn)而降低居民部門杠桿率水平，這與袁志輝和劉志龍（2020）提出的較高的潛在經(jīng)濟增速可以緩解我國居民部門的債務(wù)風(fēng)險的理論基本一致[16]。根據(jù)以上的傳導(dǎo)機制，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率在一定時間段內(nèi)存在負(fù)向效應(yīng)。

反過來，居民杠桿率對貨幣供應(yīng)量也有一定的影響，根據(jù)貨幣需求組合理論，收入、財富、其他資產(chǎn)的流動性都會影響貨幣需求，而根據(jù)后凱恩斯學(xué)派貨幣內(nèi)生性理論，當(dāng)人類進(jìn)入信用貨幣階段，貨幣的供給會受到商業(yè)銀行貸款的影響，即銀行的貸款創(chuàng)造銀行的存款，貨幣的需求會影響貨幣的供給。央行對基礎(chǔ)貨幣的投放受制于居民、銀行的經(jīng)濟行為，另外貨幣創(chuàng)造乘數(shù)也是由市場交易過程中貨幣需求決定的。貨幣存在內(nèi)生性，即貨幣供給受貨幣需求的影響，當(dāng)經(jīng)濟周期發(fā)生波動時，公眾的預(yù)期和經(jīng)濟行為都會發(fā)生變動，從而導(dǎo)致對貨幣的預(yù)防性需求、交易需求以及投資需求發(fā)生變動，影響貨幣總需求，進(jìn)而影響基礎(chǔ)貨幣量。另外，居民不同的貨幣需求在發(fā)生轉(zhuǎn)換時會影響居民部門的現(xiàn)金漏出率，從而影響貨幣乘數(shù)，當(dāng)貨幣乘數(shù)發(fā)生變動時，即使基礎(chǔ)貨幣量穩(wěn)定，貨幣市場上的有效貨幣供應(yīng)量也會發(fā)生相應(yīng)的變動。隨著貨幣均衡的主導(dǎo)力量逐步由供給轉(zhuǎn)向需求，我國貨幣供給受需求影響越來越大[17]，在這種情況下銀行信貸規(guī)模、居民貨幣需求對貨幣供應(yīng)量的作用越來越明顯，即居民杠桿率的增加會帶來信貸擴張，在一定程度上會促進(jìn)貨幣供應(yīng)量增加[18]?；谝陨侠碚摚疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)3：居民部門的杠桿率提升會通過復(fù)雜的傳導(dǎo)機制促進(jìn)貨幣供應(yīng)量的供給;即居民杠桿率對貨幣供應(yīng)量在一定時間段內(nèi)存在正向效應(yīng)。

2居民杠桿率與利率的關(guān)系

利率對居民杠桿率的影響首先體現(xiàn)在對居民信貸水平的作用，包括替代效應(yīng)和收入效應(yīng)。替代效應(yīng)主要表現(xiàn)為，利率增加，借貸成本提高，居民會通過存款來替代借貸，居民部門的信貸需求下降;收入效應(yīng)體現(xiàn)為，當(dāng)利率上升時，居民部門的實際收入增加，從而提升了居民部門的借貸能力，尤其是中低收入家庭的借貸能力。居民杠桿率對利率的反應(yīng)取決于兩種效應(yīng)影響程度，當(dāng)收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)時，居民部門信貸需求增加，居民部門杠桿率與利率水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)時，居民部門信貸需求降低，居民部門杠桿率與利率水平呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。在影響居民杠桿率的過程中，兩種效應(yīng)會隨著利率的變化出現(xiàn)主導(dǎo)地位的更替。另外利率對居民杠桿率的影響效應(yīng)還體現(xiàn)在對名義GDP的作用上，凱恩斯主義認(rèn)為，利率與經(jīng)濟增長是反向變動的關(guān)系。這主要是因為資本邊際效率遞減的性質(zhì)決定了只有利率水平下調(diào)才能保證實物投資的收益，否則會因為投資需求不足而導(dǎo)致經(jīng)濟衰退。由于“資本邊際效應(yīng)遞減”和“流動性偏好”的存在，采取降低利率的擴張性貨幣政策可以擴大內(nèi)需促進(jìn)經(jīng)濟增長。在經(jīng)濟高速增長、通貨膨脹相對穩(wěn)定的情況下，名義GDP會相應(yīng)增加，從而居民杠桿率會降低，即利率與居民杠桿率是同向變動的關(guān)系。

綜上所述，利率對居民部門杠桿率水平的影響存在復(fù)雜多變的特點，基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：在長時間序列中，利率對居民杠桿率可能在不同階段存在不同的正向、負(fù)向效應(yīng)。

反過來，居民杠桿率也會對利率產(chǎn)生一定的作用，這種傳導(dǎo)效應(yīng)主要通過影響貨幣供求來影響利率。凱恩斯學(xué)派認(rèn)為利率取決于貨幣市場上的需求和供給，居民部門的借貸行為會影響貨幣需求，如果貨幣是外生的，則居民杠桿率對利率有正向的作用，貨幣需求提升帶動利率不斷上升。但是根據(jù)后凱恩斯貨幣內(nèi)生性理論，而貨幣需求又作用于貨幣供給，當(dāng)貨幣需求增加時，基礎(chǔ)貨幣量和貨幣乘數(shù)的變化會導(dǎo)致貨幣供給也相應(yīng)增加。居民杠桿率水平增加也可以通過影響房價來緩解流動性約束。國內(nèi)居民杠桿率攀升的核心是信貸水平快速增加，其中住房貸款是主要驅(qū)動力，這就導(dǎo)致居民杠桿率的攀升促進(jìn)了購房需求，產(chǎn)生一系列不合理炒房行為，導(dǎo)致房價出現(xiàn)暴漲[19]。根據(jù)流動性供給效應(yīng)理論[20]，房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格上漲會產(chǎn)生財富效應(yīng)，而當(dāng)經(jīng)濟體持有的財富增加時，會增加市場的流動性，而房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格下跌時，劣質(zhì)的資產(chǎn)難以出售，會降低市場流動性。根據(jù)貨幣內(nèi)生性理論和流動性傳導(dǎo)機制，居民杠桿率上升房地產(chǎn)價格上漲促使利率下降，即居民杠桿率下降利率則上升。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：居民杠桿率對利率存在一定的負(fù)向效應(yīng)。

（二）研究方法

本文研究的是貨幣政策與居民杠桿率之間的相關(guān)關(guān)系，在傳統(tǒng)的實證檢驗中多采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗建立VAR模型，但這意味著默認(rèn)貨幣政策和居民杠桿率之間的因果關(guān)系是存在的，并且進(jìn)行傳統(tǒng)的格蘭杰檢驗的前提是選取的時間序列是平穩(wěn)的，當(dāng)被檢驗的VAR模型內(nèi)時間序列不平穩(wěn)時，傳統(tǒng)的VAR模型估計出現(xiàn)偏誤，另外傳統(tǒng)的格蘭杰檢驗?zāi)Ｐ蜔o法檢驗兩個變量之間因果關(guān)系的正負(fù)性?；诟裉m杰檢驗的拔靴因果關(guān)系檢驗，一方面解決了當(dāng)時間序列不平穩(wěn)模型估計會出現(xiàn)偏誤的問題，提高了檢驗的精度，另一方面規(guī)避了傳統(tǒng)檢驗無法顯示正負(fù)性的問題，并且通過滾動窗口的形式分別對全樣本和分樣本進(jìn)行獨立檢驗。全樣本是對整個長時間序列內(nèi)變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗，分樣本則是對不同時段的變量關(guān)系分別進(jìn)行因果關(guān)系檢驗，滾動窗口的技術(shù)可以識別樣本時間序列中發(fā)生的結(jié)構(gòu)性變動，能夠更清晰地刻畫變量之間的關(guān)系。故本文采用基于殘差拔靴（RB）修正的LR統(tǒng)計量來研究貨幣政策與居民杠桿之間的關(guān)系。

1全樣本因果關(guān)系檢驗

為研究貨幣政策對居民杠桿率的影響，現(xiàn)建立以下二元VAR（p）模型：

yt=Φ0+Φ1yt-1+…+Φpyt-p+εt，t=1，2，…，T（1）

基于本文的研究，將yt分解為兩個分向量，分別代表貨幣政策變量和居民杠桿率變量：

yt=（y1t，y2t）（2）

故（1）變?yōu)椋?/p>

y1ty2t=φ10φ20+φ11（L）φ12（L）φ21（L）φ22（L）y1ty2t+ε1tε2t（3）

其中當(dāng)貨幣政策工具為數(shù)量型工具時，y1t代表貨幣供應(yīng)量MS，當(dāng)貨幣政策工具為價格型工具時，y1t代表利率RATE，y2t代表居民杠桿率HLt，此外：

φijL=∑p+1k=1φij，kLk，i，j=1，2，k=1，2，…，p（4）

Lkxt=xt-k（5）

在已建立的模型中，式（3）的原假設(shè)為居民杠桿率不是貨幣政策的因果關(guān)系，增加約束條件φ12，k=0（k=1，2，…，p）可檢驗原假設(shè)，如果原假設(shè)被拒絕，則說明居民杠桿率是貨幣政策的因果關(guān)系，也就是說明貨幣政策對居民杠桿率的變動趨勢有預(yù)測作用，利用相同的原理增加約束條件φ21，k=0（k=1，2，…，p）來檢驗貨幣政策是不是居民杠桿率的因果關(guān)系，如果原假設(shè)被拒絕，則證明貨幣政策對居民杠桿率有顯著的傳導(dǎo)效應(yīng)。

2分樣本滾動窗口因果關(guān)系檢驗

由于時間序列可能存在結(jié)構(gòu)性變動而產(chǎn)生先驗偏差，在研究的過程中需要考慮在參數(shù)不穩(wěn)定的情況下提高實證檢驗的精度，傳統(tǒng)的解決方法有樣本分割和虛擬變量代入法，但是這不能解決前測偏差問題。基于此本文引入經(jīng)過修正的拔靴估計，采用拔靴分樣本滾動窗口因果關(guān)系檢驗法。所謂分樣本即將全樣本按照一定的跨度劃分為固定窗寬的多個分樣本，比如原時間序列長度為T，現(xiàn)將分樣本的固定窗寬設(shè)置為1個觀測值，那原來長度為T的全樣本就被劃分為T-1個窗寬為1的分樣本，分樣本的末端分別為τ=l，l+1，…，T，在此設(shè)置的基礎(chǔ)上再進(jìn)行拔靴檢驗時就不再是面向全樣本，而是針對每個獨立的分樣本單獨進(jìn)行檢驗。所謂的滾動窗口，指的是在檢驗過程中固定窗寬的窗口從全樣本時間序列的首端依次滾動到末端，每一個分樣本在整個時間序列中被依次檢驗，得到相關(guān)的概率值和LR統(tǒng)計量，將所有觀測的結(jié)果按時間序列排序匯總，就可以得到分樣本因果關(guān)系檢驗的結(jié)果。

通過以上方法對貨幣政策和居民杠桿率進(jìn)行分樣本拔靴滾動窗口檢驗：

l1=N-1b∑pk-1*21，k（6）

上述方程描述了貨幣政策對杠桿率的影響，Nb代表拔靴檢驗重復(fù)的次數(shù)，*21，k則代表通過拔靴檢驗得到的統(tǒng)計量。

l2=N-1b∑pk-1*12，k（7）

同理，通過公式（7）可以推導(dǎo)出居民杠桿率對貨幣政策的影響。

實證過程中，對于貨幣政策和杠桿率的研究本文選擇90%的置信區(qū)間，最低限制為*12，k和*21，k的第5位，最高限制為*12，k和*21，k的第95位。除此之外，分樣本固定窗寬決定了每個分樣本觀測值的數(shù)量，也直接決定了滾動檢驗的精度。但對于固定窗口的選擇存在一定的矛盾，較大的窗寬可以提高檢驗精度，但是會降低統(tǒng)計量的代表性，較小的窗寬雖然可以提高統(tǒng)計量的代表性但是降低了檢驗的精度。

3數(shù)據(jù)來源及處理

根據(jù)理論模型需要和相關(guān)數(shù)據(jù)可得性本文采用2001年第4季度到2020年第3季度的季度數(shù)據(jù)。以往相關(guān)居民杠桿率的實證研究多采用月度數(shù)據(jù)，但居民杠桿率數(shù)據(jù)的計算由于涉及名義GDP，采用季度數(shù)據(jù)更為準(zhǔn)確。基于以上考慮本文直接采用國家資產(chǎn)負(fù)債表研究中心公布的居民部門杠桿率季度數(shù)據(jù)，能更為準(zhǔn)確的反映中國居民杠桿率的真實情況。數(shù)量型貨幣政策工具采用廣義貨幣供應(yīng)量M2，價格型貨幣政策工具采用5年以上長期貸款利率。主要是因為居民杠桿率中住房貸款是主要推動力，而住房貸款受5年以上長期貸款利率影響最為顯著。變量詳細(xì)描述見表1。

三、實證分析

結(jié)合本文研究所需樣本數(shù)據(jù)的特征和對檢驗精度的要求，本文選取24個單位的較小窗口尺寸。因為存在滯后期，這個窗寬的尺寸代表的就是VAR模型中觀測值的數(shù)量，不會對實證檢驗結(jié)果時間區(qū)間的選取造成影響。

（一）貨幣政策與居民杠桿率全樣本因果關(guān)系檢驗

首先對貨幣供應(yīng)量、利率和居民杠桿率的原值序列運用ADF和PP兩種檢驗方法進(jìn)行單位根檢驗，判斷時間序列是否平穩(wěn)。檢驗結(jié)果如表2所示，MS、RATE和HL原序列存在單位根，而其一階差分都在1%置信水平下拒絕原假設(shè)，三個變量均為一階單整。

在全部變量一階單整的基礎(chǔ)上，分別對MS和HL、RATE和HL之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗，表3報告了檢驗結(jié)果，跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量得到了一致的結(jié)果，MS和HL之間存在協(xié)整關(guān)系，RATE與HL之間不存在協(xié)整關(guān)系，基于協(xié)整關(guān)系檢驗的結(jié)果可以得到以下結(jié)論，貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率之間存在長期的均衡關(guān)系，長期貸款利率與居民杠桿率之間不存在長期的均衡關(guān)系。

在貨幣政策與居民杠桿率原序列一階單整的基礎(chǔ)上，建立格蘭杰因果關(guān)系檢驗雙變量VAR模型。根據(jù)施瓦茨信息準(zhǔn)則（SIC）選定最佳滯后期p為2，基于修正的LR進(jìn)行拔靴因果關(guān)系檢驗，貨幣供應(yīng)量、長期貸款利率與居民杠桿率因果關(guān)系的全樣本拔靴檢驗結(jié)果見表4。通過表4可以發(fā)現(xiàn)，在貨幣供應(yīng)量和居民杠桿率的因果關(guān)系檢驗中，LR統(tǒng)計量和P值明顯在5%置信水平下拒絕MS不是HL的格蘭杰原因，在1%置信水平下拒絕HL不是MS的格蘭杰原因的原假設(shè)。這也就是說明基于參數(shù)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率存在顯著的雙向因果關(guān)系，貨幣供應(yīng)量的波動會引起居民杠桿率變動。在長期貸款利率和居民杠桿率的因果關(guān)系檢驗中，LR統(tǒng)計量和P值沒有拒絕RATE不是HL的格蘭杰原因，也沒有拒絕HL不是RATE的格蘭杰原因的原假設(shè)。這也就是說明基于參數(shù)穩(wěn)定的基礎(chǔ)上長期貸款利率與居民杠桿率不存在顯著的雙向因果關(guān)系。然而實際上，時間序列數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)性變動是普遍存在的，參數(shù)不穩(wěn)定性使得全樣本檢驗結(jié)果可能存在較大的誤差，因此下面對全樣本參數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗。

（二）參數(shù)穩(wěn)定性檢驗

本文采用前文提到的Sup-F，Mean-F和Exp-F統(tǒng)計量檢驗來對上述VAR模型進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗，其中Sup-F統(tǒng)計量用來判斷時間序列是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變動，Mean-F和Exp-F統(tǒng)計量用來檢驗參數(shù)是否符合一定的變化規(guī)律而不是隨時間變化而變動，其中的Lc統(tǒng)計量用來檢驗?zāi)Ｐ驼w的穩(wěn)定性，它的原假設(shè)為VAR模型中的參數(shù)是常數(shù)。表5表6分別報告了MS和HL短期和長期的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗結(jié)果，通過表5檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，MS方程所有參數(shù)以及HL的Sup-F，Mean-F參數(shù)在1%水平上拒絕了參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，兩個方程綜合形成的整體VAR方程Exp-F參數(shù)在5%水平上拒絕了原假設(shè)，Lc統(tǒng)計量表示VAR模型中參數(shù)隨機游走的過程，檢驗結(jié)果顯示短期參數(shù)符合隨機游走假設(shè)，存在隨時間的漸變，即模型參數(shù)不穩(wěn)定。表6檢驗了長期參數(shù)穩(wěn)定性，Sup-F，Lc統(tǒng)計量在1%水平上拒絕了長期參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，另外Lc統(tǒng)計量還表示貨幣供應(yīng)量與居民杠桿率的協(xié)整關(guān)系，這里得到了與前面協(xié)整檢驗不同的結(jié)果，即二者不存在協(xié)整關(guān)系。

（三）分樣本滾動窗口因果關(guān)系檢驗及分析

上文進(jìn)行的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗表明之前做的貨幣供應(yīng)量、長期貸款利率與居民杠桿率之間的全樣本因果關(guān)系檢驗確實可能由于結(jié)構(gòu)性變動而得到不可靠的結(jié)論，基于此，現(xiàn)采用分樣本滾動窗口因果關(guān)系檢驗方法進(jìn)一步檢驗貨幣供應(yīng)量、長期貸款利率與居民杠桿率在2001年第4季度到2020年第3季度的因果關(guān)系、正負(fù)相關(guān)性以及傳導(dǎo)效應(yīng)幅度，由于整個模型將處于24個單位固定窗口寬度下隨時間變化滾動檢驗，可以更全面、準(zhǔn)確的獲得子樣本的變動特征。

1貨幣供應(yīng)量和杠桿率分樣本結(jié)果

MS和HL分樣本滾動窗口檢驗結(jié)果如圖1所示，其中（a1）中的陰影部分表示拔靴值P小于01的部分，這段區(qū)間內(nèi)檢驗結(jié)果拒絕MS不是HL因果關(guān)系的原假設(shè)，即二者存在單向因果關(guān)系，貨幣供應(yīng)量是居民杠桿率的格蘭杰原因;其中（a2）表示的是通過拔靴滾動窗口的估計方法得到的MS對HL的影響系數(shù)的上下限及均值三條曲線，若影響系數(shù)的均值大于0，則MS對HL有正向的作用，若影響系數(shù)均值小于0，則有負(fù)向作用，且影響系數(shù)最小值大于0（三條曲線均在0線上方）及最大值小于0（三條曲線均在0線下方）分別表示樣本存在強烈的正向或負(fù)向影響。由于因果關(guān)系方向判定的前提是因果關(guān)系的判斷，因此我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時間區(qū)間對照，結(jié)合圖中（a1）（a2）來看，可以發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率在多個時間段存在負(fù)向的作用包括2008Q1-Q2、2009Q1-2012Q1、2016Q3-2017Q2。至此可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)前時間周期內(nèi)并不能驗證假設(shè)1;但實證結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率的影響是不斷波動的，不是一成不變的，故假設(shè)2成立。但是在2007年第一季度到2020年第一季度這一時期中，貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率的影響一直是負(fù)向的，且2009年多個季度二者的相關(guān)關(guān)系表現(xiàn)出強負(fù)相關(guān)的特征，這可能是因為2008年9月國際金融危機爆發(fā)，我國為消除金融危機對中國經(jīng)濟的負(fù)面影響，在2008年11月推出了進(jìn)一步擴大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長的十大舉措，該舉措計劃到2010年底投資約4萬億，也稱“四萬億計劃”。此后，央行在同年11月、12月多次下調(diào)對金融機構(gòu)的再貼現(xiàn)利率，截止到2008年底，人民銀行對金融機構(gòu)的再貼現(xiàn)率由432%下降到297%，這大大增加了基礎(chǔ)貨幣的投放;另外11月中旬央行也下調(diào)了金融機構(gòu)的法定準(zhǔn)備金率和超額準(zhǔn)備金率，導(dǎo)致貨幣創(chuàng)造乘數(shù)提高，這些舉措都增加了貨幣供應(yīng)量。在寬松的貨幣政策的帶動、央行積極投資的引導(dǎo)作用下，國民經(jīng)濟逐漸復(fù)蘇，經(jīng)濟增長穩(wěn)步提升，名義GDP由2008年的32萬億元人民幣增加為2012年的54萬億人民幣，并且雖然國內(nèi)居民的信貸水平也隨著經(jīng)濟發(fā)展的趨勢不斷上漲，但是中國居民長期以來的消費觀念決定了中國居民部門信貸杠桿在相當(dāng)長的時間內(nèi)的增長是緩慢的，是小于經(jīng)濟增長的，這種背景下居民部門的杠桿率水平是呈現(xiàn)與貨幣供應(yīng)量反向影響的。另外相對比2008Q1-Q2、2009Q1-2012Q1，2016Q3-2017Q2期間貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率的負(fù)向影響明顯降低，這可能是因為2012年證監(jiān)會提出積極引導(dǎo)民間資本進(jìn)入金融業(yè)，2013-2015年央行實行穩(wěn)健的貨幣政策，大力推動金融改革、創(chuàng)新，引導(dǎo)貨幣信貸合理增長，在此積極引導(dǎo)、帶動作用下我國的金融業(yè)務(wù)獲得了長足進(jìn)步，金融機構(gòu)信貸產(chǎn)品逐漸多元化，為居民貸款方式提供了更加多樣化的途徑;并且隨著中國居民生活水平的不斷提升，金融產(chǎn)品多元化發(fā)展，居民的消費觀念也不斷發(fā)生變化，居民部門貸款意愿不斷提升;此外大量的貨幣流向房地產(chǎn)市場則直接導(dǎo)致居民債務(wù)特別是房產(chǎn)相關(guān)債務(wù)快速增長，以上因素都使得居民部門的信貸水平不斷提升。另外不可忽視的是這個階段我國的GDP增速已經(jīng)處于下降通道，貨幣化收益呈現(xiàn)出不斷降低的態(tài)勢，在居民信貸水平不斷快速提升，而名義GDP增速緩慢的情況下，居民杠桿率水平受貨幣供應(yīng)量的負(fù)向作用逐漸減弱。

圖1MS和HL分樣本檢驗結(jié)果

圖（b1）的陰影部分給出了HL是MS格蘭杰原因的區(qū)間，（b2）則報告了HL對MS的影響系數(shù)，同樣我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時間區(qū)間對照，結(jié)果表明居民杠桿率對貨幣供應(yīng)量的影響在整個長時間序列中是波動的，但不同時間階段的影響系數(shù)都為正，該時間段包括2009Q2-Q4、2020Q1-Q3，該階段對應(yīng)居民杠桿率水平是增加的，也就是說在這期間居民杠桿率的提升推動了貨幣供應(yīng)量的增加，此結(jié)論表明假設(shè)3成立。2009年，為緩解國際金融危機對國內(nèi)經(jīng)濟的影響，我國采取了四萬億的刺激計劃，該經(jīng)濟計劃和地方性建設(shè)聯(lián)動，大大促進(jìn)了各部門的資金需求，包括居民部門的投資需求。據(jù)統(tǒng)計在中央財政刺激計劃的帶動下，2009年全社會固定資產(chǎn)投資達(dá)2248億元，同比增長3010%，增速同比增長46個百分點。國家的政策引導(dǎo)形成了公眾積極的預(yù)期，降低了公眾對不確定性的預(yù)期，進(jìn)而導(dǎo)致貨幣的預(yù)防性需求減少，投機性需求增加，居民的借貸能力和意愿增加，居民杠桿率水平提升，在很大程度上減少了居民部門的現(xiàn)金持有水平，基于寬松的貨幣政策銀行也不再惜貸，導(dǎo)致現(xiàn)金漏損率降低，貨幣創(chuàng)造乘數(shù)增加，從而導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的增加。而2020年，面對突如其來的新冠疫情，我國經(jīng)濟活動受到?jīng)_擊，第一季度我國GDP增速降為-68%，二三季度逐步恢復(fù)，分別為32%和49%，這意味著該階段我國居民杠桿率可能是由于經(jīng)濟下滑而攀升，即此時居民杠桿率攀升的內(nèi)涵不再是居民信貸水平的快速上升，而是經(jīng)濟增長速度的減慢。為防止出現(xiàn)流動性危機，恢復(fù)經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長，央行采取了價降量寬、放松監(jiān)管的政策組合。2020年第一季度，針對新冠疫情防控，央行1月向部分銀行提供3000億低成本專項再貸款資金，2月再次增加再貸款再貼現(xiàn)專用額度5000億元，并且下調(diào)部分用途的再貸款利率;同年第三季度，央行從7月1日起下調(diào)再貸款、再貼現(xiàn)利率，其中再貼現(xiàn)利率下降025個百分點，金融穩(wěn)定再貸款利率下降05個百分點。在這個階段，居民杠桿率對經(jīng)濟增長的反映促使央行加大了基礎(chǔ)貨幣的投放，并且提高了貨幣創(chuàng)造乘數(shù)，增加了有效貨幣供應(yīng)量。

2利率和居民杠桿率分樣本結(jié)果

RATE和HL分樣本滾動窗口檢驗結(jié)果如圖所示，其中（c1）中的陰影部分表示拔靴值P小于01的部分，這段區(qū)間內(nèi)檢驗結(jié)果拒絕RATE不是HL因果關(guān)系的原假設(shè)，即二者存在單向因果關(guān)系，長期貸款利率是居民杠桿率的格蘭杰原因;其中（c2）表示的是通過拔靴滾動窗口的估計方法得到的RATE對HL的影響系數(shù)的上下限及均值三條曲線，若影響系數(shù)的均值大于0，則RATE對HL有正向的作用，若影響系數(shù)均值小于0，則有負(fù)向作用，且影響系數(shù)最小值大于0（三條曲線均在0線上方）及最大值小于0（三條曲線均在0線下方）分別表示樣本存在強烈的正向或負(fù)向影響。由于因果關(guān)系方向判定的前提是因果關(guān)系的判斷，因此我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時間區(qū)間對照。結(jié)合圖中（c1）、（c2）來看，可以發(fā)現(xiàn)長期貸款利率對居民杠桿率在2007Q2-Q3、2012Q4-2013Q2、2014Q2-2015Q1多個時間段存在顯著的影響，且不同時間段內(nèi)影響系數(shù)發(fā)生較大變化，至此表明長期貸款利率對居民杠桿率的影響在該時間序列階段存在結(jié)構(gòu)性變動，假設(shè)4成立。圖中表明2007年第2、3季度長期貸款利率對居民杠桿率的影響效應(yīng)為正，這可能是因為在這個階段央行為防止國內(nèi)經(jīng)濟過熱采取了緊縮性財政政策，從2007年1月15日起，央行先后十次上調(diào)人民幣存款準(zhǔn)備金率，先后6次提高金融機構(gòu)貸款基準(zhǔn)利率，隨之長期貸款利率相繼提高，在這種大背景下居民對長期貸款利率形成了不斷提升的預(yù)期。同時由于20世紀(jì)80年代出現(xiàn)改革開放后的人口高峰，在包括該區(qū)間的很長一段時間內(nèi)產(chǎn)生了大規(guī)模對房地產(chǎn)的剛性需求，隨著利率的不斷升高，居民形成了長期貸款利率會繼續(xù)升高的預(yù)期，長期貸款利率提高意味著購房成本增加，為減少購房成本居民通過信貸擴張，增加長期貸款規(guī)模的方式購房的需求反而不斷增強，長期貸款利率對居民杠桿率水平呈現(xiàn)出正向效應(yīng)。2012Q4-2013Q2、2014Q2-2015Q1這兩個區(qū)間內(nèi)，長期貸款利率對居民杠桿率的影響效果為負(fù)向，這可能是因為隨著居民擁有房產(chǎn)的數(shù)量增加，居民部門對房地產(chǎn)的剛性需求逐步降低，并且伴隨著利率、房價不斷上漲，居民對房地產(chǎn)投資邊際收益減少，投資風(fēng)險增加，故而投資需求也不斷降低。在此背景下，長期貸款利率提高意味著成本的增加，長期貸款利率提高會導(dǎo)致居民信貸需求降低，進(jìn)而導(dǎo)致居民部門杠桿率水平下降。

圖（d1）的陰影部分給出了HL是RATE格蘭杰原因的區(qū)間，（d2）則報告了HL對RATE的影響系數(shù)，同樣我們將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時間區(qū)間對照，結(jié)果表明居民杠桿率對長期貸款利率的影響在整個長時間序列中是波動的，但不同時間段的影響系數(shù)都為負(fù)，該時間段包括2011Q4-2014Q1、2017Q4-2019Q4，即這兩個時間區(qū)間內(nèi)居民杠桿率對長期貸款利率有負(fù)向作用，表現(xiàn)出強負(fù)相關(guān)的特征，此結(jié)論表明假設(shè)5成立。導(dǎo)致這種結(jié)果的原因可能是這兩個區(qū)間都位于國務(wù)院嚴(yán)格調(diào)控房價的區(qū)間，也是房價急劇攀升的兩個區(qū)間。為避免房價過快增長，保證房地產(chǎn)市場穩(wěn)定，國務(wù)院于2010年1月出臺“國十一條”、同年4月出臺“國十條“，2011年1月出臺“新國八條”，2013年再次出臺“國五條”，這些舉措主要以限購限貸為核心，逐步收緊購房貸款，但對房地產(chǎn)市場的政策調(diào)控并未立刻實現(xiàn)房價的穩(wěn)控，反而讓居民部門形成未來購房門檻提高的預(yù)期，導(dǎo)致房價不降反升，尤其是2013年“國五條”推出后，房價和交易量暴漲，其中北京、上海、深圳二手房價同比上漲36%、27%和21%，交易量上漲260%、183%和184%，居民部門不斷增加杠桿，購買房產(chǎn)，杠桿率水平不斷提升的同時推動著房價進(jìn)一步上漲，房價上漲帶來了居民部門的財富效應(yīng)，導(dǎo)致社會財富增加，緩解了流動性約束，降低了利率，這與TIORL的結(jié)論殊途同歸[20]。另外，2010年后我國GDP增速已經(jīng)進(jìn)入下降通道，這意味著央行為維持經(jīng)濟平穩(wěn)增長無法采取提高利率水平的貨幣政策，因為這會導(dǎo)致投資需求下降，反而需要降低利率來擴大內(nèi)需，GDP增速越慢，居民信貸規(guī)模越大，居民部門杠桿率水平越高，央行越需要寬松的貨幣政策來刺激經(jīng)濟。截止到2014年下半年，多項樓市調(diào)控政策逐漸落實，房地產(chǎn)市場需求方面的投資水分逐漸被擠干，局部泡沫破裂，房價劇烈波動，居民杠桿率水平對利率的負(fù)向作用不再明顯。與前一區(qū)間類似，2017年到2019年這個階段也是房地產(chǎn)調(diào)控政策出臺非常密集的階段，各地樓市出臺政策嚴(yán)格狙擊房地產(chǎn)投資投機需求，減緩房地產(chǎn)市場不斷升溫的勢頭。雖然政策調(diào)整下部分地區(qū)房價增幅逐漸下降但是整體的房價還是呈上漲趨勢，這意味著居民杠桿率通過流動性影響利率的傳導(dǎo)機制依然存在，這也反映了，央行在長期貸款利率的設(shè)定方面并沒有關(guān)注居民杠桿率水平，并沒有把控制長期貸款利率作為穩(wěn)控居民杠桿率手段。

四、結(jié)論與啟示

本文通過拔靴滾動窗口檢驗法對貨幣供應(yīng)量、長期貸款利率對居民杠桿率的傳遞效應(yīng)進(jìn)行了研究，并識別了相關(guān)關(guān)系的結(jié)構(gòu)性變動，基于實證結(jié)果得到以下結(jié)論：（1）綜合來看，當(dāng)前的貨幣政策不能實現(xiàn)對居民杠桿率水平的有效調(diào)控，不管是以貨幣供應(yīng)量作為中介指標(biāo)的數(shù)量型貨幣政策還是以利率作為中介指標(biāo)的價格型貨幣政策在穩(wěn)控居民杠桿率水平方面都存在不足。（2）貨幣供應(yīng)量對居民杠桿率存在負(fù)向的影響效應(yīng)，這表明，貨幣供應(yīng)量的超發(fā)并不是導(dǎo)致近些年居民杠桿率不斷攀升的原因，控制貨幣供應(yīng)量不能夠穩(wěn)控居民部門杠桿率水平，反而會導(dǎo)致經(jīng)濟增長變緩，名義GDP增速降低，居民杠桿率水平進(jìn)一步提升。這也在一定程度上表明當(dāng)前貨幣政策下單純的控制貨幣供應(yīng)量不能充分實現(xiàn)對居民杠桿率水平的穩(wěn)控。另外居民杠桿率對貨幣供應(yīng)量也存在分階段的、波動的正向作用，表明居民部門信貸水平的提高在一定程度上會增加貨幣供應(yīng)量，也是我國貨幣供求均衡逐步轉(zhuǎn)向需求主導(dǎo)的一種反映。（3）長期貸款利率對居民杠桿率的傳遞效應(yīng)存在時變性，在不同時間段存在差異，表明央行通過利率手段調(diào)控居民杠桿率的效果呈現(xiàn)復(fù)雜性和不確定性;同時居民杠桿率對長期貸款利率存在顯著的負(fù)向作用，居民杠桿率水平的提高緩解了流動性約束導(dǎo)致長期貸款利率水平降低。

根據(jù)以上結(jié)論，獲得如下政策啟示：（1）堅持平穩(wěn)的貨幣政策，保障貨幣供應(yīng)量平穩(wěn)增長。實證結(jié)果表明，不管是貨幣供應(yīng)量還是長期貸款利率都對居民杠桿率有顯著影響，穩(wěn)定居民部門杠桿率水平，把控居民部門風(fēng)險平穩(wěn)的貨幣政策必不可少[21]。（2）積極有序推進(jìn)利率市場化，利率對居民杠桿率的影響存在時變效應(yīng)，一定程度上增加了利率對居民杠桿率的調(diào)控難度。我國的利率市場化進(jìn)程尚未完成，存貸款利率無法對宏觀經(jīng)濟進(jìn)行靈敏反應(yīng)，穩(wěn)步有序地推進(jìn)利率市場化能夠促進(jìn)統(tǒng)一開放、競爭有序的多層級金融體系的建立，能更好地發(fā)揮利率對居民杠桿率水平的調(diào)節(jié)作用。（3）要加強貨幣政策與宏觀審慎政策協(xié)調(diào)配合，提高政策調(diào)控效率。本文研究發(fā)現(xiàn)由于貨幣政策調(diào)控目標(biāo)與居民杠桿率之間的關(guān)系存在時變效應(yīng)，所以單純的貨幣政策不能實現(xiàn)對居民部門杠桿率水平的穩(wěn)控，貨幣內(nèi)生性更增加了貨幣政策調(diào)控的難度。要想實現(xiàn)準(zhǔn)確調(diào)控，就要把握不同階段不同傳導(dǎo)效應(yīng)產(chǎn)生的不同因果，制定有針對性的政策，而不是一概而論。宏觀審慎政策對貨幣政策有一定的互補性和替代性，而且相比于貨幣政策大方向上的把控，宏觀審慎政策更靈活，調(diào)控力度也更精準(zhǔn)，合理搭配使用宏觀審慎政策可以提高貨幣政策的傳導(dǎo)效率。未來應(yīng)該健全協(xié)調(diào)配合的“雙支柱”調(diào)控架構(gòu)，靈活采取貨幣政策和宏觀審慎政策協(xié)調(diào)配合，發(fā)揮宏觀審慎政策的優(yōu)勢，彌補貨幣政策調(diào)控居民杠桿率水平的不足，提高政策的調(diào)控效率。

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China′sMonetaryPolicyRegulationandtheRisingLeverageRatioofResidents

WANGuang-cai，CHENXin-xin

（SchoolofFinance，AnhuiUniversityofFinanceandEconomics，Bengbu233030，China）

Abstract：BasedonthecurrenteconomicsituationoftherapidriseofleverageratioinChina′sresidentialsector，thispaperempiricallystudiesthetransmissioneffectofmonetarypolicyontheleverageratioofresidentsbyusingthemethodofrollingwindowcausalitytest.Thismethodcanidentifyanddealwiththestructuralmutationoftherelationshipbetweenvariables，andtherollingwindowtechnologycanprovidenewempiricalevidenceforthedynamicrelationshipbetweenmonetarypolicyandhouseholdleverage.Theempiricalresultsshowthat：China′smonetarypolicyregulationiscloselyrelatedtotherisingleverageratioofresidents，andtherearestructuralchangesintherelationshipbetweenthetwoinalongtimeseries.Ontheonehand，themoneysupplyhasanegativeeffectontheresidents′leverageratio，andtheresidents′leverageratiohasapositiveeffectonthemoneysupply;ontheotherhand，theregulationofinterestrateontheresidents′leverageratiohasatime-varyingfeature，andtheresidents′leverageratiohasanegativeeffectontheinterestrate.Basedontherelationshipbetweenmonetarypolicyregulationandresidents′leverageratio，thispaperarguesthatmonetarypolicycannotaccuratelyregulatetheleverageratioofresidents′departments，andshouldbecombinedwithmacroPrudentialpolicytomakeupforthelackofmonetarypolicyandimprovetheefficiencyofpolicy.

Keywords：monetarypolicy;moneysupply;longtermloaninterestrate;residentleverageratio;rollingwindow

（責(zé)任編輯：周正）