基于利率途径的货币政策传导效果实证研究

摘要：本文选取1998年第一季度－2007年第二季度的数据，运用Johansen协整检验、格兰杰因果检验、向量自回归模型(VAR)、脉冲响应函数和方差分解等多种计量方法，对我国利率途径的货币政策传导机制进行实证分析，研究结果表明，我国利率途径不通畅而不能充分发挥其传导作用，而货币供给量却表现出相对显著的传导效果。本文在此基础上揭示我国应重视对利率传导渠道的完善，并提出应进一步推进利率市场化、企业与金融机构改革、微观主体对利率的敏感性改革的相关政策建议。

关键词：货币政策；利率；传导途径；传导效果；政策建议

中图分类号：F821　文献标识码：A　文章编号：1006－1428(2008)03－0047－05

一、利率传导途径理论回顾

一般情况认为，货币政策利率传导渠道的理论基础是凯恩斯的货币理论和IS－LM模型。到目前为止，这两种视为经典理论仍然在宏观经济研究中占据着极其重要的地位。

凯恩斯关于货币政策的利率传导机制可以表述为：随着货币供给相对于货币需求的增加，人们手持货币超过了流动性偏好的程度而愿意替换成债券资产，债券需求随之增加，其价格相应上涨，债券价格上涨促使利率下降，当利率下降到小于资本边际效率时，就会刺激投资增加，在消费倾向一定的条件下，投资增加通过乘数作用，就可促成总需求和产出的增长。这一传导过程可以表述为：MiIY。

而英国经济学家希克斯(J．R．Hicks)和美国经济学家汉森提出的IS-LM模型，模型主要研究的就是物品市场和货币市场两个市场相互作用，如何在同时达到均衡时决定国民收入和利息率。模型中，I代表投资，S代表储蓄，L代表货币需求，M代表货币供给；ISLM模型中IS曲线描述物品市场达到均衡(如图1所示)，即I=S；LM曲线描述货币市场达到均衡，即L＝M。

从图1中可以看出货币政策的利率传导作用机理。当中央银行采取扩张性的货币政策时，货币供给量增加，这时影响到货币市场上，使得LM曲线向右下方移动，在物品市场还没有做出反映的情况下使利率下降，即由i下降到i*，收入增加，由Y右移至Y*。利率的下降紧接着会刺激物品市场中的对投资需求的增加，总需求的增加使得IS曲线向右上方移动，即由IS移至IS*，使利率升高收入增加，上述的传导过程可以表示为：MiIY。

国内很多学者结合我国实际经济情况对凯恩斯利率传导理论和IS－LM模型进行了检验。他们的结论基本一致，即我国非市场化决定的利率机制不能充分发挥其货币政策传导作用。张亚维(2000)认为，IS－LM模型不适合我国货币政策效用分析，其理由是IS－LM模型适用的前提条件是在封闭经济环境中，而我国由于改革开放已不具备IS－LM模型发挥作用的前提条件。曾宪久(2000)用1978－1998年的数据对GDP增长率与名义利率或实际利率分别进行了线性回归，研究表明当前利率对实体经济的影响虽然不可否认，但其影响尚是很小的。王召(2001)通过格兰杰因果关系检验和VAR模型，证明了我国管制利率对宏观经济变量解释作用不强，对货币政策实现直接调控向间接调控的转变制造了障碍。刘莉君，岳意定(2006)通过格兰杰因果检验证明了货币政策通过市场利率传导不畅。盛朝晖(2006)比较分析了1994－2004年中国货币政策主要传导渠道效应，发现由于我国利率尚未完全实现市场化，经济主体对利率变化的敏感度不如对信贷数量的变化，因此，利率渠道的作用小于信贷渠道。楚尔鸣(2007)用VEC模型对我国2000－2005年月度数据进行实证分析，研究表明实际利率的变动不是引起固定资产投资和消费变动的主要原因，说明我国货币政策的利率传导渠道存在“硬阻”。本文将在现有的研究基础上，选取最新的数据，针对我国近年来利率市场化改革的成绩，检验我国利率途径对货币政策的传导是否通顺和有效。

二、我国利率传导途径的实证分析

1、变量选取与数据处理。

宏观经济的最终目标是经济增长、物价稳定、充分就业和国际收支平衡。本文主要研究利率传导是否影响最终经济变量，影响最终经济变量的程度如何等问题，因此从以下几个方面选择最终经济变量指标。

本文选用季度GDP指标作为经济增长的宏观经济变量。目前世界上很多国家采用居民消费价格指数来反映物价稳定，我国也越来越重视对CPI指标的统计，因此，本文选取居民消费价格指数季度数据作为物价稳定指标。由于我国目前还没有合适的指标能够准确反映我国的充分就业情况，所以本文暂时不考虑失业率。货币供给量一直作为我国货币政策的中介目标，而且在实际经济中发挥着重要的作用，同时也与利率有密切的关系，我国自1996年起，正式确定Ml为货币政策中介目标，MO和M2为观测目标，因此选择M1作为反映货币供给量的指标。综上所述，本文选用GDP、CPI作为最终经济变量经济增长和物价的变量，用M1和一年期金融机构法定存款利率作为货币供给量和利率的变量，选取这些指标在1998年第一季度到2007年第二季度的各季度数据，其中，CPI选取以上年为基年的季末当月数，M1选取季末当月数，数据来源于中国人民银行统计季报。

为了消除季节影响，首先对GDP、CPI、Ml运用X－11方法进行季节性调整。在获得剔除季节性因素的数据后，对这些数据取对数，分别用LNGDP，LNCPILNMI和LNR来表示国民生产总值、居民消费价格指数、货币供给量和利率，这样有利于下一步的弹性分析，同时误差项由绝对误差变为相对误差，减少了误差值，尽量避免波动。本文计量分析采用软件EViews5.1。

2、单位根检验。

本文采用ADF检验对所采用的时间序列数据的平稳性进行单位根检验。用AIC和SC最小准则来确定最佳滞后期。通过检验发现LNGDP、LNCPI、LNM1和LNR每个序列的原序列均为非平稳序列，然后再对其进行一阶差分过程。结果发现，一阶差分后的ADF值均小于显著性水平在1％、5％、10％的临界值，表明拒绝存在单位根的原假设，也就是序列为平稳序列，由此可以判断这4个变量均是一阶单整的I(1)，这就意味着它们之间具备了有可能存在协整关系的前提条件。

3、Johansen协整检验。

有些时间序列，虽然它们自身非平稳，但其某种线性组合在一起就会一起漂移，表现出平稳的特性。这种线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，称为协整关系。

因为VAR模型要求系统中变量的平稳性为前提，若系统中变量都是非平稳的，并且具备协整关系，便可以以相应VAR模型中每个变量的一阶差分量作为变量组成一个新的VAR。因此本节对LNGDP、LNCPI、

LNMl和LNR之间的关系进行Johansen协整检验，并采用AIC准则确定滞后期数均为5期。

检验结果表明各变量之间至少会存在一个协整方程，也就是说各变量之间存在长期关系，上述经济系统是一个稳定的系统。由于本文主要是为了建立VAR模型，不涉及协整向量的选择问题，所以只需证明存在协整关系即可。第一个协整关系对应了最大的特征根，LNGDP、LNCPI、LNMI和LNR的长期稳定关系为：

LNR=0.27LNCPI－0.51LNMI+0.37LNGDP

(0.85909)(0.04858)(0.01984)

这一协整关系所反应的是系统各变量之间的长期稳定关系。从长期看，LNR对GDP的弹性约为0.37，对M1的弹性为－0.51，对CPI的弹性为0.27。从系数的符号上来看，利率与货币供给量M1成负相关关系，这符合货币供给量增加利率降低的经济原理。从系数的绝对值上来看，也是M1与利率有更大的相关性。

4、格兰杰因果检验。

格兰杰(Granger)提出了一个判断因果关系的检验，即格兰杰因果检验(Granger causality tests)，可以解决经济序列中的伪相关问题。

通过前述的Jonhansen协整检验，可以得知GDP、CPI、M1、R之间存在长期协整关系，为了进一步了解变量间的因果关系，对它们进行Granger因果关系检验，滞后期同样选择5期(如表1所示)。

上述实证检验结果的经济解释如下：(1)M1和CPI之间存在着双向的Granger因果关系。M1增加，意味着流通的基础货币的增加，随之带来信贷的增加和信用的扩张，而一旦信贷增加、信用扩张过度，极有可能影响物价稳定；反之，物价上涨，需要流通中更多的货币供给量，引起M1的增加。(2)利率和CPI之间不存在Granger因果关系。利率和物价CPI之间互不影响，说明我国利率传导机制对稳定物价这个最终目标的传导失效。(3)Ml和GDP之间不存在Granger因果关系。说明货币供给量这个货币政策的中介目标在我国对实现经济增长经济目标时受到限制。(4)利率和GDP之间存在着单向的Granger因果关系。利率不是GDP的格兰杰原因，但是GDP是利率的格兰杰原因。说明利率在货币政策传导机制中存在着传导阻碍，不能充分促进经济增长的最终经济目标。(5)利率和M1之间存在着单向的Granger因果关系。M1不是利率的格兰杰原因，而利率是M1的格兰杰原因。可以看出由于我国还未完全实现利率市场化，受到长期利率管制的影响，货币供应量的变动不能通过利率的敏感反应(Granger因果检验不显著)，进而传导到实体经济中，形成了货币供应量和利率变动之间的货币政策信号传导断层。

5、脉冲响应函数。

所谓脉冲响应函数(Impulse Response Function，IRF)，表示的是一个内生变量对一个标准单位误差的反应，即在随机误差项上加上一个标准差大小的冲击对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。在对货币政策传导的研究中，当VAR模型得到估计后，便可运用脉冲响应函数来解释货币政策对经济运行的影响程度，据此可知货币政策冲击解释经济运行预测误差方差的贡献度。

下面分别给各货币供给量和利率一个冲击，得到各脉冲响应函数图(即图2、图3、图4和图5)。在脉冲响应函数图中，横轴表示冲击作用滞后期间数，纵轴分别表示反映变量的增长率，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带，代表了各货币变量对相应的货币政策变量冲击的反应。

图2是给实际利率R冲击引起的GDP变化的脉冲响应函数图。当给利率一个冲击，GDP与利率呈反方向变动。在滞后两期时，GDP开始呈上升趋势，到第4期上升到最高点，响应接近0.02，之后呈现出小幅波动的态势。这是因为当利率增加时，投资减少，国内生产总值下降。在经济过热时期，适当地提高利率，有助于减缓国民经济的增长速度，抑制通货膨胀。反之，在通货紧缩时期，降低利率，刺激投资，可促进国民经济增长。

图3是给实际利率R冲击引起的CPI变化的脉冲响应函数图。当给利率一个冲击，当期的CPI会有一个反向的变动。随后上升在第5期达到最高点，响应接近0.001，之后在第7期下降到均衡点然后再反弹，随后围绕均值上下波动，且波动幅度偏大。说明物价对于利率变动的反映是十分敏感的，虽然CPI随利率变动的绝对数比较小，但是波动的频率相对较快。

图4是对货币供给量M1冲击引起的CPI变化的脉冲响应函数图。当给货币供给量一个冲击后，CPI在当期就表现出上升趋势，与M1正相关。在将近滞后4期时达到最大值，CPI对M1的响应是0.0025，之后下降到接近第8期时与M1负相关。随后围绕均值波动，但是可以看出波动幅度还是比较大的。

图5是对货币供给量M1冲击引起GDP的变化的脉冲响应函数图。当给货币供给量一个冲击后，GDP呈反向变动。之后上升到第4期达到最高点，响应为0.12。之后呈现出下降趋势，但与货币供给量仍然呈现出正相关关系。在第11期以后围绕均值上下波动，呈现出相对平稳的趋势。说明了在一定时期内增加货币供给量，降低了利率，刺激了投资，可以增加国民生产总值。货币供给量与GDP具有较强的相关性。

6、预测方差分解检验。

方差分解(varlance decomposition)表示的是当系统的某个变量受到一个单位的创新冲击以后，以一个变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用。本文主要考察R、M1和CPI对GDP的方差贡献率。不同预测期利率的方差分解见表2，第一列S.E.所对应的数据列表示为不同预测期的变量的预测误差，它受到新生标准误差的当期值和未来值的影响。其它变量所列的数据表示源于某个特定变量下的新生标准误差所引起的方差占总方差的比重。

由表2可知，在第一期GDP自身的贡献率较大，几乎可以解释50％的波动，这时M1和利率对GDP的贡献率几乎相等，分别占到25％。但是从第二期开始，GDP对自身的贡献率呈现出持续下降的趋势，M1和利率对GDP波动的解释比例增加。除了第二期利率对GDP的贡献率38.57％大于M1对GDP的贡献率16.82％之外，其他几期对GDP的贡献率M1总是大于利率的，而且有逐渐增加的趋势。这同样说明了在我国货币政策传导机制中货币供给量所起的作用还是要远远大于利率的作用，与脉冲响应函数的检验结果相同。

三、结论

以上实证检验充分说明了我国在1998年第一季度2007年第二季度里，利率途径传导货币政策信号虽然存在，但是发挥的作用极其有限。对于实证研究的最终经济变量GDP和CPI来说，都表现出能够受到利率途径传导的货币政策的影响，但是它们同时也可以受到货币供给量M1的影响，而且表现出对货币供给量的反应敏感程度要大于对利率的反应敏感程度，特别是GDP的表现程度更强烈一些。同时检验结果还说明，无论是利率途径还是货币供给量，对最终变量影响的滞后期都是相对比较长的，平均需要3-4期滞后才会对最终经济变量产生效应。这说明了虽然我国利率市场化改革取得了阶段性的成绩，但是由于改革尚未完成，市场化程度还不高，我国现行利率体制还是不能完全反映市场货币供求状况，导致了利率传导途径的不畅，从而影响着货币政策对宏观经济变量调控的效果。相比而言，以货币供给量M1作为我国货币政策的中介目标，在相当长的时期内依旧发挥着显著的传导作用，其作用要远远大于利率途径对货币政策的传导作用。