我国货币政策传导机制有效性的实证研究

摘要：本文应用当代主流的计量经济学的研究方法，通过对2002年以来相关的经济金融月度数据的实证分析，探究了我国货币政策传导渠道之汇率传导渠道的运作机制以及传导效果，提出了完善我国货币政策传导的微观金融环境、推动我国金融市场建设和金融体制改革的建议。

关键词：货币政策传导机制；汇率传导渠道；有效性；协整检验；VAR模型

中图分类号：F822文献标识码：Ａ文章编号:１００３－９０３１(２０11)05－００18－０5DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.05.05

一、引言

2008年下半年开始，一场由美国次贷危机引发的金融危机在全球蔓延开来。本轮全球金融危机极大地打击了金融业和金融市场的信心，货币市场和信贷市场一度出现流动性短缺的情况。为了抗击金融海啸的巨大破坏性，西方主要经济国家陆续采取了量化宽松的货币政策，通过各种金融创新工具向金融市场注入了大量的流动性。我国中央银行也果断地采取了降低法定存款准备金率、降低存贷款基准利率等适度宽松的货币政策，明显提高了商业银行的信贷规模，有效遏制了宏观经济下行的趋势。在这个过程中，货币政策传导机制作为联系货币因素和实体经济的重要纽带发挥了至关重要的作用。

货币政策作为调节经济的两大支柱之一，在宏观经济调控过程中发挥着举足轻重的作用，而货币政策传导机制作为货币政策的核心内容，是连接货币因素与实体经济活动的中介，直接关系到货币政策对实体经济的作用效果。

当前技术进步、金融创新、全球化浪潮的层出不穷以及人们日益增长的金融服务需要都给传统的货币政策传导机制带来了空前的挑战，从而决定了货币政策传导机制将是一个常研常新的课题。近年来，西方一些经济学者开始重新界定货币与实体经济变量之间的函数关系，其中许多问题都涉及到货币政策传导机制。因此，作为一个研究课题，货币政策传导机制表现出较强的生命力和前沿性。

二、文献综述

从实证研究方面来看，计量经济学的不断发展推动了计量经济方法在货币政策应用领域里的深入研究。1980年西姆斯（C. A. Sims）将向量自回归（VAR）模型引入到计量经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用[1]。此后，VAR模型便被广泛地运用于货币政策的研究之中。Bernanke（1986）运用VAR模型对美国的经济数据进行研究，认为美国银行贷款的冲击对总需求具有相当程度的影响效果，因而信贷渠道在美联储的政策传导中起着重要作用[2]。Dhakal & Kandil（1993）运用VAR模型考察了美国股票价格和货币供给之间的关系，结果表明货币供应量的变动通过资产替代效应对股票价格有显著的冲击[3]。Kamin & Rogers（2002）建立包括实际汇率、产出、通货膨胀3个变量的VAR模型对墨西哥的经济数据进行研究，发现产出的改变主要是由自身冲击得以解释，但永久性汇率贬值对产出的不利影响具有持久性[4]。从我国对货币政策传导机制的研究来看，总体上定性分析多于定量分析。仅从定量分析方法来看，20世纪90年代的基本研究方法还是采用简单回归分析，2000年以来运用现代计量经济学的研究成果开始出现，近年来大量的实证研究基本上都采用了高等计量模型。盛朝晖（2006）研究了我国1994―2004年货币政策主要传导渠道效应，认为信贷渠道在货币政策传导渠道中发挥主要作用，利率传导渠道的作用得到发挥，资本市场传导渠道效应开始显现[5]。楚尔鸣（2007）对2000―2005年我国货币政策利率传导有效性进行了实证分析，结果表明货币供应量很难引起利率的变动，而且利率也不是引起投资和消费变动的主要原因，从而说明我国货币政策的利率传导渠道存在梗阻[6]。孙敬祥（2008）实证检验了1996―2007年我国货币政策利率传导机制的有效性，得出了这段时间内我国的利率传导机制有效性相对较弱的结论。研究表明，利率对各经济变量产生了一定的影响，但对宏观经济变量的解释能力偏弱，而货币供给可以跨过利率直接影响消费、投资和产出水平[7]。江群、曾令华、黄泽先（2008）对1993―2007年我国货币政策信贷传导渠道进行了动态分析，结果表明我国货币政策信贷传导渠道有不断弱化的趋势。研究认为，我国货币政策信贷传导渠道的变迁有其特定的微观基础和制度环境，是适应我国经济金融体制改革的必然结果[8]。柳明花、李虹墨（2008）对我国1998年第一季度至2007年第三季度的季度数据进行实证检验，结果表明，虽然货币政策传导机制的货币渠道与信贷渠道都作用于经济，但信贷渠道效果更加显著[9]。董亮、胡海鸥（2008）对我国货币政策资产价格传导渠道进行了实证研究，结果表明，虽然资产价格可以影响投资和消费，但是投资的托宾q效应和消费的财富效应都很不明显，以致资产价格传导渠道在我国不够通畅[10]。蒋科（2009）选取1998年1月至2008年12月我国的贷款总额增长率、货币供应量增长率、实际产出增长率以及通货膨胀率等月度数据，研究我国货币政策传导渠道，发现在我国货币政策能够同时通过货币渠道和信贷渠道影响通货膨胀率，但只能通过货币渠道影响经济增长率[11]。王振杰、陶士贵（2009）比较分析了1994―2008年我国货币政策主要传导渠道效应，认为信贷渠道和货币渠道共同发挥作用，但信贷渠道起主要作用，而货币渠道只是作为辅助机制而存在[12]。

可见，我国学者在货币政策传导机制的研究方面已经做了许多工作，积累了丰富的经验，也产生了不少前沿成果。但遗憾的是这些研究往往只是对货币政策传导机制中的利率渠道和信贷渠道或某个问题进行考察和研究，而缺乏对资产价格渠道和汇率渠道的研究。本文认为随着我国资本市场制度建设的逐步完善、外汇管制的逐渐放松以及汇率形成机制改革的渐进实施，资产价格和汇率两方面在货币政策传导过程中开始逐渐发挥作用，因此非常有必要在研究我国货币政策传导机制有效性问题时加入对资产价格渠道和汇率渠道的研究，从而使研究更加系统和全面。

三、分析框架与变量选取

货币政策汇率渠道的传导过程是中央银行通过实施货币政策工具影响货币供应量，通过货币供应量的改变影响汇率，再通过汇率的变化影响净出口最终影响到产出水平，具体分析框架：货币供应量汇率净出口产出。故在分析汇率传导渠道时需要选取的变量指标有货币供应量、汇率、净出口、产出。

在汇率指标的选取方面，本文选择人民币实际有效汇率作为衡量汇率水平的指标。有效汇率是以贸易比重为权数的加权平均汇率指数，用于反映一国货币汇率在国际贸易中的总体竞争力和总体波动幅度。一般来说，一国的产品出口到不同的国家可能会使用不同的汇率，并且一国货币在对某种货币升值的同时也可能在对另一种货币贬值，即使该种货币同时对其他货币升值（或贬值），其幅度也不是完全一致的。因此，从20世纪70年代末起国际上开始使用有效汇率来观察某种货币的总体波动幅度及其在国际贸易和金融领域中的总体地位。在具体的实证过程中，通常将有效汇率区分为名义有效汇率和实际有效汇率。一国的名义有效汇率等于其货币与所有贸易伙伴国货币双边名义汇率的加权平均数，如果剔除通货膨胀对各国货币购买力的影响，就可以得到实际有效汇率。实际有效汇率不仅考虑了所有双边名义汇率的相对变动情况，而且还剔除了通货膨胀对货币本身价值变动的影响，能够综合反映本国货币的对外价值和相对购买力。实际有效汇率的样本区间选择2002年1月至2010年12月，数据来源于国际清算银行（BIS）（www.省略）网站的汇率报表。净出口采用月度贸易差额t来度量，样本期间同样选择2002年1月至2010年12月，数据来源于国家商务部网站（www.mofcom.省略/）的月度贸易差额情况表。货币供应量仍采用M2度量，产出水平也继续采用工业增加值q度量，数据与前面的分析相同。

四、数据处理与检验

从图1、图2中可以看出，贸易差额t不仅具有非零均值和上升趋势的特征，而且有明显的季节波动性，故先对其采用Census X12方法进行季节调整，经调整后的序列记为tx，实际有效汇率f则没有明显的季节性波动，从而不需要进行季节性调整。同时为了消除数据序列中可能存在的异方差，再对f、tx取对数，分别记为Lf、Ltx。

（一）单位根检验

建立VAR模型的前提要求是变量是平稳时间序列或者变量之间存在协整关系，因此，首先需要对模型中的变量进行平稳性检验。如果模型中的变量都是平稳时间序列，则可直接建立VAR模型。如果模型中的变量是非平稳时间序列，则需要对变量进行协整检验以判断变量之间是否存在协整关系。对于存在协整关系的变量也可以建立附加协整约束的VAR模型。

平稳性检验有多种方法，其中ADF单位根检验是最常用的一种检验方法。本文利用EViews6.0软件分别对各变量的水平值、一阶差分序列进行ADF单位根检验，以确定各序列的单整阶数。由于后续实证研究中所用到的Johansen协整检验和Granger因果关系检验对模型中变量所取的滞后期长度非常敏感，因此本文滞后阶数的选择原则应使回归式的残差符合白噪声状态①。具体检验结果见表1。

检验结果表明，变量Lf、Ltx的水平值在10%的显著性水平上都接受原假设，而其一阶差分值在1%的显著性水平上都拒绝原假设，所以变量Lf、Ltx都是一阶单整序列。

（二）约翰逊协整检验

由于所分析的经济数据是非平稳时间序列，不能直接建立VAR模型估计参数。但是具有相同单整阶数的非平稳时间序列之间的某种线性组合可能是平稳的，即各数据序列之间可能具有协整关系，从而满足建立VAR模型的条件。由于是多变量数据序列的协整检验，故在此采用Johansen协整检验法来对其进行检验③。具体检验结果见表2。

由检验结果可以看出，对于不存在协整关系的原假设，迹统计量和最大特征值统计量都大于各自的临界值，即拒绝原假设，说明变量之间存在协整关系；对于至多存在一个协整关系的原假设，迹统计量和最大特征值统计量都小于各自的临界值，即接受原假设，说明变量之间存在一个唯一的协整关系。所以变量LM2x、Lf、Ltx、Lqx之间可以建立VAR模型。

（三）格兰杰因果关系检验

由于协整检验仅仅是一种数量关系的分析，并不能完全说明在长期中各变量之间的因果关系。如货币供应量与实际有效汇率之间的协整关系，既有可能是货币供应量的变动引起了实际有效汇率的变动，也有可能是实际有效汇率的变动引起了货币供应量的变动。为了确定货币供应量与模型中各变量之间的因果关系，就必须进行格兰杰因果关系检验。具体检验结果见表3。

从检验结果来看，我国货币供应量的变动是实际有效汇率变动的格兰杰原因，但实际有效汇率的变动不是引起贸易差额和产出水平变动的格兰杰原因。以上分析表明，我国通过货币供应量的变动能在一定程度上引起实际有效汇率的变动，但实际有效汇率的变动对净出口和产出水平的传导有效性较低。

五、模型建立与分析

（一）VAR模型的建立

建立VAR模型的关键在于确定模型的滞后期，滞后期不能太大也不能太小。若太小则误差项的自相关性可能会比较严重，从而导致模型参数估计的误差过大；若过大则会使模型的自由度减小，直接影响参数估计量的有效性。利用AIC准则和SC准则确定VAR模型的滞后期①，经过计算滞后2期的AIC值和SC值最小，故模型选择滞后2期是合理的。利用EViews6.0软件建立汇率传导渠道的VAR模型，其向量表示形式为：

LM2xtLftLtxtLqxt=0.8041-0.00630.0005-0.00380.5605 0.8165 0.0005-0.0708-8.1572 1.2776 -0.0466 -1.88920.7728 -0.2478 -0.0106 0.6448LM2xt-1Lft-1Ltxt-1Lqxt-1+0.2095-0.00490.0006-0.0096-0.3340 -0.0323 0.0013-0.08041.4873 4.98870.08428.8457-0.66980.14360.00380.2797LM2xt-2Lft-2Ltxt-2Lqxt-2+0.0067-0.5487-1.0551-0.1166

（二）脉冲响应函数

在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作任何先验性的约束，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数方法。脉冲响应函数描述了来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响情况，它能够形象地刻画出变量之间动态作用的路径变化。因此，为了更具体地展现货币政策汇率渠道的传导过程，以及更为形象地说明货币供应量、汇率、净出口和产出之间的短期动态关系，本文将利用汇率传导渠道VAR模型的脉冲响应函数来分析它们的短期动态特征。用EViews6.0软件生成的脉冲响应过程如图3所示，图中横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示因变量对解释变量的响应程度，实线为脉冲响应函数的计算值，两侧的虚线为脉冲响应函数值两倍标准差的偏离带。

从脉冲响应函数图来看，对于来自货币供应量的一个标准差冲击，实际有效汇率在第1期基本没有响应，第2期的脉冲响应值也只有0.003，随后一直保持稳定，这说明我国货币供应量的增加短期内对实际有效汇率的影响很小。贸易差额对于来自实际有效汇率的一个标准差冲击在第1期的脉冲响应值为0.08，第2期降为0.03，第3期又增至0.09，随后呈现下降趋势，这说明我国实际有效汇率的上升即人民币升值，短期内会导致净出口的小幅增加。工业增加值对于来自贸易差额的一个标准差冲击在第1期的脉冲响应值为0.012，第2期降为0，第3期又增至0.007，随后基本保持稳定，这说明我国净出口的变动短期内对产出水平产生了一定的正向影响。

（三）方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解能够给出对VAR模型中的变量产生影响的各个随机扰动的相对重要性的信息。基于汇率传导渠道的VAR模型进行方差分解，结果见图4。图中横轴表示冲击的滞后期数，纵轴表示每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度。

从方差分解结果图来看，实际有效汇率的预测误差波动主要来自于自身的影响，第12期时为74.5%，而来自货币供应量的信息对预测误差的贡献度在第12期时仅为6.0%，这说明我国货币供应量的变动在短期对实际有效汇率的传导效果较差。贸易差额的预测误差波动同样主要来自于自身的影响，在第12期时达87.8%，而来自实际有效汇率的信息对预测误差的贡献度仅为2.7%，这说明我国实际有效汇率的变动在短期对净出口的传导有效性非常低。对于产出水平来说，其预测误差波动受自身影响的贡献度在第12期时为55.4%，而来自实际有效汇率的信息对预测误差的贡献度达到34.4%，这说明我国实际有效汇率的变动在短期对产出水平能够起到一定影响。

六、结论与政策建议

本文通过对我国货币政策汇率传导渠道所作的实证分析，得出如下结论：中央银行通过货币政策操作引起货币供应量的变动，但货币供应量的改变很难引起实际有效汇率的变动，这降低了货币政策操作对实际有效汇率传导的有效性。虽然实际有效汇率在短期内对产出水平能够起到一定程度的影响，但从长期来看，实际有效汇率的变动并不是引起净出口和产出水平变动的主要原因，而是导致中央银行通过汇率的变动来影响净出口，进而影响产出水平的有效性不足，这表明我国货币政策的汇率传导渠道的有效性程度同样较低。

结合我国的具体情况和国外汇率制度的实践经验来看，有管理的浮动汇率制是我国汇率制度改革的长期目标。实行浮动汇率制有利于货币政策的独立性和有效性，也有利于推进我国资本项目开放的进程。2005年7月，中国人民银行宣布实施以市场供求为基础，参考一篮子货币进行调节，有管理的浮动汇率制，这是人民币汇率形成机制的一次重大改革，标志着人民币汇率制度已开始向有管理的浮动汇率制迈进。

人民币汇率制度改革以来，关于汇率调整路径的选择问题成为了讨论的热点。从现行可供选择的方案来看，主要有长期固定、阶段调整、即时调整这3条路径。如果选择长期固定，就意味着保持人民币现有汇率水平长期不变，这种调整路径实质上又恢复到汇改之前的汇率制度，对货币政策的传导形成比较严重的约束。如果选择即时调整，就是人民币汇率根据外汇市场供求状况即时变动或频繁变动。从目前来看，这既不符合我国经济发展对人民币汇率保持基本稳定的要求，也不符合实行有管理的浮动汇率制的本意。所谓阶段调整，就是根据国内外经济形势的变化对人民币汇率实行阶段性调整，在阶段内保持基本稳定。人民银行可以考虑在国内经济趋热时适度使人民币升值，而在国内经济趋冷时适度使人民币贬值。这种汇率调整路径比较符合我国的实际情况，对宏观经济的影响比较温和。

我国汇率制度的改革要坚持渐进性、可控性和自主性的原则，充分认识到当前人民币汇率大幅波动对国内经济可能带来的风险。从近期来看，就是要适当扩大人民币汇率的浮动区间，减少人民银行在外汇市场上的被动操作，增强人民银行在基础货币投放上的主动性。当然，从国际汇率制度选择的实践经验来看，一国的汇率制度需要根据一国的实际情况来具体确定，总的趋势是更加灵活。今后可根据国际汇率制度选择的趋势并结合我国经济发展的实际情况，进一步完善人民币汇率形成机制，健全市场汇率形成的环境，逐步实施真正的可上下浮动的、有目标区间的汇率制度，从而构建起货币政策与汇率政策之间的协调机制。

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