中国货币政策的二元传导机制——两中介目标,两调控对象模式研究.doc

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1、2008 年第 10 期 中国货币政策的二元传导机制 两中介目标 , 两调控对象 模式研究 盛松成 ! 吴培新 ! ! 内容提要 : 本文利用 1998 年 1 月到 2006 年 6 月的经济金融月度数据 , 主要运用 VAR 模型对中国货币政策的中介目标 、 传导渠道进行实证检验和理论分析 , 发现 : ( 1) 货币供应 量 M2 是货币政策的重要指标 , 它对经济变量的解释 ( 预测 ) 能 力远高于其他货币变量 ; ( 2) 货币供应量 M2 对工业增加值和 CPI 作出系统性的反应 , 且 M2 新息是由央行决定的 , 表明货币供应量 M2 是货币政策中介目标 ; ( 3) 我国基

2、本不存在货币传导渠道 , 主要的传 导渠道是银行贷款 , 信贷规模是事实上的中介目标 , 直接调控 经济 , 并引导货币供应量的 变化 , 因而 , 我国的货币政策中介目标实际上是两个 信贷规模和货币供应量 M2 , 这种 调控模式在 1998 年前后没有发生根本性的改变 ; ( 4) 两个中介目标调控不同的领域 : 信贷 规模主要针对实体经济 , 货币供应量主要针对金融市场 , 这是我国央行的一种现实选择 , 央行也较为成功地实现了两者之间的一致和协调 。 上述结论对于货币政策实践是有意义 的 , 表明我们更应关注信贷规模指标并以此为核心来调控经济 。 当然 , 这种货币传导模式 存在缺陷

3、, 只是阶段性地起作用 。 从未来的发展 模式来看 , 要采用包含更多信息的利率作 为政策中介 , 其前提条件是利率和汇率的市场化改革 。 关键词 : VAR 模型 ! 实证检验 ! 货币政策 ! 中介目标 ! 传导机制 一、引 ! 言 货币政策传导机制是指由中央银行货币政策的变化引起经济过程中各中介变量的连锁反应 , 并最终引起宏观经济指标变化的工具、渠道、机理和效应。对货币政策的中介 目标、传导渠道进行 测定 , 是研究货币政策传导机制的核心内容 , 并对货币政策的实践有很强的现实指导意义。本文试 图对 1998 年以来的中国货币政策的中介目标、传导渠道等进行实证检验和理论分析。 国外对货

4、币政策传导机制的研究由来已久 , 成果丰硕 , 形成了各种不同的理论。传统的凯恩斯 主义的 IS LM 模型是通过利率渠道来传导的。由于价格粘性 , 货币政策的名义变量变动导致实际 利率的变化 , 从而对经济产生影响。货币主义者对此提出了批评 , 认为不仅仅只有利率传导渠 道 , 还有汇率、股票价格、财富效应以及房 产土地价格等渠道。以上这些渠道一般统称为 货币渠 道 ( Money Channel) 。 与货币渠道相对应的是 20 世纪 80 年代发展起来的 信贷渠道 ( Credit Channel) 。货币政策的 信贷传导渠道是指货币政策的变化通过银行系统引起了信贷市场的系统性变化 ,

5、从而影响实际经 * ! 盛松成 , 中国人民银行沈阳分行 , 邮政编码 : 110001, 电子信箱 : shengsch sh. pbc. gov. cn; 吴培 新 , 中国人民银 行上海总 部 , 邮政编码 : 200120, 电子信箱 : wupx sh. pbc. gov. cn。作者特别感谢匿名审稿人的宝贵意见。当然 , 文责自负。 ! 卢卡斯的理性预期理论认为 , 在信息充分的情况下 , 由于公众的预期而使价格粘性不存在 , 货币政策的 效果全部反映 为价 格的变化 , 而对实际经济无效 (Lucas Critique) 。 37 * 盛松成 、 吴培新 : 中国货币政策 的二元

6、传导机制 济。在 Tobin and Brainard( 1963) 、 Brainard( 1964) 等人的基础上 , Bernanke and Blinder( 1988) 对货币政 策的信贷观点作出了开创性和经典性的研究。他们在传统的 IS LM 模型的基础上放松银行信贷和 市场债券之间的完全可替代性假定 , 由 CC( 商品和信贷 ) 曲线替代原来的 IS 曲线 , 其主要结论是 : 如果货币需求冲击比信贷 需求冲击更加重要 , 那么 , 盯住信贷规模的货币政策可能比盯住货币供应 量的政策更好。他们随后对此作了进一步的研究 , 结果表明 : 除了银行存款对货币政策作出系统性 反应外

7、, 银行的资产 ( 证券和贷款 ) 结构也对货币政策作出系统性的反应 , 银行信贷渠道是货币政策 传导机制的重要组成部分 ( Bernanke and Blinder, 1992) 。 Kashyap 等 ( 1993) 则通过企业外部融资 ( 银 行贷款和商业票据 ) 结构的变化证实了货币政策信贷渠道的存在。 值得一提的是将信贷规模作为与货币供应量并重的货 币政策指标理论 ( Friedman, 1983) , 这种 理论与我国 1998 年以前的将货币供应量和信贷规模并列作为中介目标的货币政策实践有一定的 相似之处 , 本文将对此特别关注。 从我国的货币政策实践来看 , 1998 年以前

8、, 货币调控是以信贷行政分配 ( 即信贷规模的行政切 块管理 ) 方式进行的。 1998 年 , 我国改革了货币调控方式 , 取消对商业银行信贷规模的直接控制 , 实行资产负债比例管理 , 宣布以货币供应量为唯一的中介目标 , 并于当年 5 月恢复公开市场操作 , 这些举措标志着我国的货币调控由直 接方式向间接方式的转变。 实际上 , 以美国为代表的西方工业化国家基于货币主义理论而于上世纪 70、 80 年代普遍采用 以货币供应量为中介目标的调控模式 , 但金融产品的创新和金融技术的发展 , 导致各层次货币之间 的界限模糊、货币数量与经济目标之间稳固关系的瓦解以及货币数量的可控性较差 , 从而

9、迫使这些 国家放弃以货币供应量为中介目标的货币政策框架。现在的问题是 : 我国依然采用以货币供应量 为中介目标的政策框架。这种货币政策传导是有效的吗 ? 它有什么独特之处 ? 国内学者对我国货币政策的调控模式已经作了大量的研究 。夏斌和廖强 ( 2001) 认为货币供应 量在可测性、可控性及其与宏观经济的相关性等方面均已出现明显问题 , 货币供应量已经不适宜作 为货币政策中介目标。秦宛顺等 ( 2002) 从货币政策规则角度 , 考虑了以货币供应量和短期利率作 为中介目标的福利损失 , 提出以货币供应量和短期利率作为我国货币政策中介目标是无差异的。 范从来 ( 2004) 认为货币供应量作为货

10、币政策中介目标存在一定的局限性 , 但要克服这种局限性不 是简单地放弃货币供应量目标 , 而是要调整货币供应量的统计内涵 , 应该创造出一种有利于货币供 应量 发挥中介作用的货币控制机制 , 提高货币政策有效性。刘明志 ( 2006) 认为 , 由于货币供应量增 长率变化对通胀变化有明显影响 , 现阶段继续使用货币供应量作为货币政策中介目标仍具有一定 程度的合理性 , 但由于流通速度不稳定 , 应将中介目标动态化。李春琦和王文龙 ( 2007) 进行的实证 研究表明 : 货币供给的内生性增强 , 货币供给的可控性降低 ; 短期货币需求和货币流通速度不稳定 , 货币供给的可测性较差 , 但货币供

11、应量与 GDP 和物价之间的相关性较好。这些研究主要侧重于对 货币供应量作为中介目标的适用性进行 实证分析 , 加深了我们对货币政策一元传导机制的认识。 这种一元传导机制是足够和有效的吗 ? 是否存在另外的中介目标和传导渠道 ? 有相当多的学 者注意到了信贷指标对政策传导的作用 , 而将它与货币供应量一起作为中介目标进行了大量实证 研究及比较分析。大家普遍认同的观点是信贷指标在货币政策传导中发挥了重要作用。 上述研究多有创新之处 , 研究结论也基本与政策实践相一致 , 但存在一定的局限性 , 主要有 : ( 1) 或许是受期限较短的约束 , 这些研究的期限大多是从上世纪 90 年代初开始到本世

12、纪初结束 , 而 全面而简要的综述参见蒋瑛琨等 ( 2005) 。最近的研究见莫万贵 和王立元 ( 2008) 的文 章 , 他们通过 实证分析 认为 , 以货 币 供应量 M2 作为调控目标的同时 , 也要把贷款作为调控的目标 , 相对于使用利率 等价格型调控 工具 , 通过数量型 工具来加强 M2 贷款数量调控更有效。 和 38 2008 年第 10 期 忽视了 1998 年我国货币政策传导的体制性变革因素可能对研究结论的影响。 ( 2) 有些研究仅从金 融变量与宏观经济的相关性入手来进行实证检验 , 由相关性高低来确认其是否适宜作中介目标 , 这 是不够的 , 因为我国间接融资占据主导地

13、位 , 信贷规模与宏观经济的相关性较强 , 但不能由此就确 认信贷规模就是中介目标。 ( 3) 有些研究不大关注计量检 验的前提条件。比如 , 利用非约束 VAR 模型的前提条件是不同变量间不存在同期影响 , 而以季度或年度数据表示的不同变量之间很难排 除这种同期关系 , 因而 , 在检验非约束 VAR 模型时用季度或年度数据可能是存在问题的。 本文试图对我国自 1998 年 1 月 1 日中国人民银行宣布取消信贷规模限额控制、以货币供应量 为唯一的中介目标以来 , 对货币政策的中介目标、传导渠道等基础性问题进行实证研究 , 希望以此 加深对中国货币政策传导机制的理解。 本文其余部分安排如下

14、: 第二部分简单交待本文的研究模型和研究方法。 第三部分在 VAR 模型基础上 , 分别运用 Granger 因果检验法和方差分解法研究货币的价格和 数量指标对宏观经济的解释能力 , 明确 M2 是我国货币政策的中介目标。 第四部分利用 Granger 因果检验法、协整检验法研究 M2 对宏观经济变量的脉冲 - 响应函数 , 即 中央银行是否对宏观经济变量作出系统性的反应。进一步地 , 通过检验 M2 新息与各经济变量残 差的同期相关系数 , 确定了 M2 是央行的控制变量。 第五部分用 Granger 因果检验法分别检验了货币政策的利率传导渠道 , 结合第三部分的 检验 , 表明我国不存在这

15、种传导渠道。在第六部分也用 Granger 因果检验法检验了货币政策的信贷传导 渠道 , 得出信贷规模是 M2 的决定变量 , 同时用邹氏分割点检验法对信贷规模作为中介目标的稳定 性进行了检验 , 结果表明信贷规模始终是货币政策的中介目标。 在第七部分 , 用理论推理方法分析了 两中介目标 , 两调控对象 传导模式的可行性、现实性 , 并 指出了这种货币政策传导模式的不足之处及改革方向。 第八部分是结论及相关建议。 二、本文 的研究模型和研究方法 本文主要运用 VAR 模型进行研究。一个普遍适用 的结构 VAR 模型 ( 结构向量自回归模型 , SVAR, Structural Vector

16、Autoregression Model) 表述如下 : Yt = A 0 Yt + A 1 Yt- 1 + B0 Pt + B1 Pt- 1 + ut ( 1) Pt = C 0 Yt + C1 Yt- 1 + D Pt- 1 + vt ( 2) ! ! 在上述模型中 , Y 是以向量形式表示的宏观经济变量 ( 如经济增长、 通货膨胀等 ) , P 是以向量 形式表示的政策变量 ( 如政策利率、货币供应量等 ) , u 和 v 分别是以向量形式表示的经济变量和政 策变量的随机扰动项。该模型方程的等式表示等号右边决定或解释等号左边的变量 , A 、 B、 C、 D 分 别是相应变量的系数矩阵。

17、 由于时滞的存在 , 可以假设宏观经济变量 Yt 不对当期的政策变量 Pt 发生影响 , 即政策决策对 宏观经济的反应存在时滞 , 即式 ( 2) 中的 C0 = 0。将式 ( 2) 代入式 ( 1) , 可得 : Pt = C1 Yt- 1 + D Pt- 1 + vt ( 3) Yt = ( I - A 0 ) ( A 1 + B 0 C 1 ) Yt- 1 + ( B0 D + B 1 ) Pt- 1 + ut + B 0 vt ( 4) ! ! 这是标准的非约束 VAR 模型 ( Unrestricted Autoregression Model) 。在这个模型中 , 货币政策方程 当

18、信贷 规模完全随政策中介的变化而变化时 , 尽管信贷规模与宏观经济之间关系密切 , 但仍不能将其视作中介目标。 39 - 1 盛松成 、 吴培新 : 中国货币政策 的二元传导机制 放在 VAR 模型中的第一个 , Yt 除了受自身扰动项的影响外 , 也受政策变量扰动项 vt 政策效应可以通过经济变量 Y 对货币政策扰动项 v 的脉冲 响应函数来描述。 的影响 , 货币 类似地 , 可以假设政策变量 Pt 不对当期的宏观经济变量 Yt 产生影响 , 即货币政策对经济发挥 作用是有时滞的 , 即式 ( 1) 中的 B 0 = 0, 则方程式 ( 1) 、 ( 2) 变形如下 : Yt = ( I

19、- A 0 ) A 1 Yt- 1 + B1 Pt- 1 + ut ( 5) Pt = ( C1 + C0 ( I - A 0 ) A 1 ) Yt- 1 + ( D + C0 ( I - A 0 ) D ) Pt- 1 + vt + C0 ( I - A 0 ) ut ( 6) ! ! 在这个模型中 , 货币政策方程放在 VAR 模型的最后 , 政策变量 Pt 除了受自身扰动项 vt 的影响 外 , 也受经济变量扰动项 ut 的影响。本研究将根据不同需要 , 分别运用不同模型进行检验。 值 得一提的是 , 上述经济变量和政策变量之间没有同期影响的假设是重要的 , 因为这样 , 模型 就可由结

20、构式转化为简约式 , 不存在约束条件问题。也正是这个原因 , 我们要运用月度数据而不能 用季度数据来检验。 本文用统计软件 Eviews5 1 进行检验 , 具体运用了单位根检验、协整检验、 Granger 因果检验、方 差分解、残差相关检验、邹氏分割点检验、最小二乘估计等方法 , 在严格的检验结果的基础上展开逻 辑推导和理论演绎。 三、各货币指标 对经济变量解释能力的比较 货币政策中介目标的选择主要是在利率和货币供应量之 间展开的 , 其适用性受当时该国经济 结构的影响和决定。西方主要国家 ( 如美国、欧盟、日本等 ) 一般选择利率作为中介目标 , 但在某一 特定时期也曾选择货币供应量作为中

21、介目标 , 如 20 世纪 70、 80 年代的西方主要国家和 21 世纪初 的日本。在本部分 , 先比较货币的价格指标和数量指标对宏观经济变动的重要性。 在我国的利率体系中 , 储蓄存款利率和贷款利率对社会公众和宏观经济的影响最大。央行根 据当前及未来一段时期的通货膨胀状况及其他因素来调整一年期储蓄存款利率 , 而贷款利率一般 是由央行在一年期储蓄存款利 率的基础上 , 根据银行的经营管理成本测算加点而成 , 因而 , 一年期 储蓄存款利率在存贷款利率体系中具有标杆性的作用。另外 , 同业拆借利率和国债回购利率是银 行间市场利率 , 与金融机构关系密切 , 市场化程度高 , 其利率水平有一定

22、代表性。本研究将这三个 利率作为货币的价格指标 , 与货币供应量 M1 、 M2 一起构成货币指标体系 , 用以解释宏观经济变化。 在选取宏观经济变量时 , 考虑了两个条件 : ( 1) 数据的可得性 , 需要月度数据并能折实 ; ( 2) 数据 的代表性 , 要求对宏观经济活动具有代表性 , 其数值不 大受进出口因素的影响。本研究选取了工业 增加值、主要工业企业总产值、主要工业企业销售收入、水泥、发电量和粗钢等 6 个指标作为宏观经 济变量。 先用 Granger 因果检验法比较各货币指标对宏观经济变量的重要性。为避免宏观经济变量之 间的干扰 , 为每个宏观经济变量构建一个 VAR 模型 ,

23、 用 Granger 因果检验法来测定各货币指标对 宏观经济的解释能力。 这种方法实际上是运用非约束普通最小二乘法 ( Unrestricted Ordinary Least # 本研究的所有数据来源、处理情况及其数据特征留存备索。 这是非约束 VAR 模型 , 该模型的一个隐含的假设是变量间不存在同期影响 , 在实际使用时对该假设作出检验。若采 用季 度数据 , 显然不能满足这个条件 , 就要用结构 VAR 模型 ( SVAR) , SVAR 的检验结果受人为设定的约束的影响 , 其结论的客观性 受到 影响 ; 另外 , 由于所要估计的系数较多 , 季度数据的样本容量不能满足统计 要求。 由

24、于结果对滞后阶数的选择比较敏感 , 故对 VAR 模型进行了单位根检验 ( unit root test) 、滞后长度准则 ( lag length criteria) 、 滞后排除检验 ( lag exclusion tests) 、 Granger 因果检验、残差相关检验 (residual tests) 等由高阶向低阶开始逐阶排除 , 以使选定的阶 数是 恰当的。 40 - 1 - 1 - 1 - 1 # 2008 年第 10 期 Squares) 。检验排除某一个列变量的滞后项对方程预测能力的影响 , 排除后方程的预测能力以概率 P 值表示。 P 值越小 , 表明排除该变量对方程的预测

25、能力影响最大 , 该变量对宏观经济变量的解释 能力越显著。这样 , 比较各货币指标的 P 值就可以比较各货币指标对宏观经济的解释能力 , 即对宏 观经济的影响能力。 检验结果列于表 1 中 , 列中的经济变量自身 ( 结果没有显示在表 1 中 ) 、 CPI、货币变量用来解释 左侧相应的经济变量。从表 1 结果来看 , 货币供应量 M2 对宏观经济变量具有显著的解释 能力 , 对 6 个经济变量都具有比其他货币指标更好的解释能力 , 而同业拆借利率、国债回购利率等利率指标 基本没有解释能力。 表 1 各货币指标对宏观经济变量的边际解释能力显著水平检验结果 宏观经济变量 CPI 同 业拆借利率

26、国债回购利率 储蓄存款利率 M 1 M 2 工业增加值 主要工业企业总产 值 主要工业企业销售收入 水泥 发电量 粗钢 0 6759 0 0144 0 0002 0 9256 0 0388 0 0461 0 8140 0 7428 0 4875 0 8079 0 0348 0 1097 0 8994 0 9606 0 9419 0 5656 0 0518 0 1397 0 9453 0 6786 0 6871 0 7314 0 0042 0 1175 0 1855 0 3868 0 2682 0 8048 0 0008 0 0405 0 1529 0 0589 0 0250 0 1327 0

27、0000 0 0047 ! ! 注 : 1 工业增加值、主要工业企业总产值及销售收入的样本 期为 1998 年 1 月至 2006 年 6 月 ; 水泥、发 电量、粗钢 的样本期 为 1999 年 1 月至 2006 年 6 月 , 其单位为实际生产的数量而非产值 ; 2 工业增加值、主要工业企业总 产值、主要工业企业销售收入是剔 除价格因素后的实际值 ; 3 引入 CPI 是为了剔除解释变量中的价格因素 , 从而表示是真实的 ( real, 与 nominal( 名义 的 ) 相对 ) 货 币变 量影响实际经济 ; 4 所有一阶单整序列经差分处理为平稳序列 ; 5 模型的滞后阶数都是 8。

28、但是 , 用 Granger 因果检验法有一个严重的缺陷 : 解释变量之间可能存在多重共线性 , 即解释变 量中的某变量被另一解释变量所决定 , 这样 , 会影响相关变量的实际解释能力。尽管在计量软件的 编程时已经考虑到这个问题 , 并力求避免由此而对统计结果的影响 , 但是 , 由于上述模型中的解释 变量较多 , 共线性对检验结果的影响难以避免。为避免共线性这一缺陷对检验结果造成的影响 , 本 研究试用另外的方法 方差分解法来检验。 下面用方差分解法 ( Variance Decomposition) 来比较各货币指标对宏观经济的解释能力 。方差分 解是指对 VAR 模型的残差矩阵进行方差分

29、解 , 其主要思想是 , 把系统中每个内生变量的波动按其 成因分解为与各方程新息相关联的组成部分 , 从而可以比较各新息对模型内生变量的重要性。该 方法也有一定的缺陷 , 即检验结果受 VAR 模型内方程设定顺序的影响 , 方程设定顺序靠后的 , 其影 响被低估。从数值上来说 , 某指标的方差分解数值越大 , 表明该指标对宏观经济变量的解释能力越 强。用上述已经构建的 VAR 模型进行检验 , 方差分解期限设定为 24, 检验结果见表 2。 表 2 宏观经济变量的方差分解结果 ( 单位 : % ) 宏观经济变量 滞后变量 CPI 同业拆借利率 国债回购利率 储蓄存款利率 M 1 M 2 工业增

30、加值 主要工业企业总产值 57 3301 53 3886 7 2108 8 0482 3 1667 2 5523 6 5566 1 0156 3 6348 5 3706 13 3693 11 3014 8 7318 18 3233 主要工业企业销售收入 水泥 发电量 粗钢 53 5787 13 4283 33 8929 15 7119 33 8447 10 2160 33 8854 19 1115 3 3235 7 9735 15 5343 10 9588 1 9714 7 4961 7 9045 8 4346 4 0106 5 3011 9 2774 6 8659 7 2907 6 3292

31、 10 1158 11 6078 16 3968 23 2953 13 1074 9 1360 ! ! 注 : 1 本 表的数 据来源、处理 情况及 建模同 表 1; 2 在 VAR 内 方程的 设定顺 序如表 所示由 左至 右排 列 ; 3 各 行相 加值 为 100% 。 为避免 CPI 因素可能对检验结果产生影响 , 本研究先用名义变量作了同样方法的检验 , 得出的结论是一致的。 41 M 盛松成 、 吴培新 : 中国货币政策 的二元传导机制 表 2 显示 , 尽管 M2 被置于最后位置 , 其对经济变量的解释能力将被低估 , 但是 , 从总体来看 , 对宏观经济变量的解释能力还是优于其

32、他货币变量 , 因而 , 用方差分解法所得的检验结果与前 2 述的Granger 因果检验法的结果 是一致的。 Granger 因果检验法和方差分解法各有优势 , 也各有缺陷。由于本研究主要关注各货币指标对 经济变量的解释能力的排序及相对强弱 , 而不太关注具体的数值 , 因而 , 用这两种方法来比较各货 币指标对实体经济的解释能力是足够的。 四、 M2 的脉冲响应函数及其新息决定 第三部分确认了货币供应量 M2 对宏观经济的解释能力远优于其他货币变量。本部分将要研 究的是 : 如果货币供应量 M2 是我国中央银行货币政策的中介目标 , 那么 , M2 应该与宏观经济的目 标变量 ( 如通货膨

33、胀、经济增长、充分就业、国际收 支平衡等 ) 之间存在系统的、有规则的关联 , M2 应 对宏观经济变量作出系统性的反应 , 即存在 M2 的反应函数 ( Reaction Function) 。进一步地 , 要探讨 M2 是如何决定的。 根据 %中国人民银行法 &, 我国中央银行货币政策的目标是 : 保持币值稳定 , 并以此促进经济增 长 , 也就是说 , 物价稳定和经济增长是我国央行主要关注的两个目标。我们假定 M2 为政策变量 , 且不对当期的宏观经济变量 ( 工业增加值和通胀 ) 产生影响 , 这样 , 可以利用前述 ( 3) 、 ( 4) 式的非 约束 VAR 模型求得脉冲 响应函数

34、 , 以其表示政策反应函数。因而 , 选择居民消费价格指数 CPI、 实际工业增加值 与货币供应量 M2 构建三变量的 VAR 模型 , 分别用水平变量和差分变量建模 。 Granger 因果检验结果如下 : 表 3 CPI、 实际工业增加值和货币供应量之间的因果关系检验 原假设 LCPI 不能 Granger 引起 LM 水平变量模型 Chi 统计量 P 值 差分变 量模型 Chi 统计量 P 值 2 LIVA 不能 Granger 引起 LM2 LCPI、 LIVA 不能同时 Granger 引起 LM 2 10 652 17 829 23 478 0 0587 0 0032 0 0091

35、 10 1022 21 4320 29 1954 0 0788 0 0005 0 0010 ! ! 注 : 1 LCPI、 LIVA 和 LM2 分别表示居民消费价格指数 , 实际工业增加值和货币供应量 M2 的对数值 ( 下同 ) ; 2 水平变量模 型的 滞后阶数为 5, 差分变量模型的为 6。 表 3 显示 : 水平变量模型和差分变量模型的检验结果是一致的 , CPI 和工业增加值不能分别 Granger 引起货币供应量 M2 的假设分别在 92% 和 99% 以上的置信度下被拒绝 , 即 CPI 和工业增加 值分别对货币供应量 M2 有较强的解释能力 , 货币供应量 M2 对 CPI

36、和工业增加值的变化作出反应。 另外 , 对水平变量模型进行协整检验表明 , 这三个变量之间存在协整关系 ( 秩为 1) , 即三变量 之间存在长期均衡关系。 利用水平变量模型 , 将脉冲 响应函数图示如下 : 同样地 , 本研究也先用名义变量作了同样方法的检验 , 其结论是一致的。另外 , 若非 平稳序列不经 差分处理 , 其检验 结果 比经差分处理的结果要好。 # 这个假定至少在以货币的数量指标为政策变量的情况下是合理的 , 因为在数量指标 下 , 公众难以在短 期内形成由于 政策 变化而导致经济变化的一致预期 , 对宏观经济的影响存在时滞。 因为 GDP 只有季度数据 , 故用工业增加值来

37、代替 , 这是合理的 , 因为我国的经济增长主要是由工业带动的。 在用水平变量建模时 , 这三个变量都是一阶 单整非平 稳序列。我们 进行了 协整检 验 , 结 果表明 三个变 量间存 在协整 关 系 , 因而避免了伪 ( Spurious) 回归现象。 42 # 由图 1 可知 , LIVA 方程残差的一个标准 差冲击将导致 LM2 发生同向变化 , 并于 20 个 月后趋于稳定 , 即货币供应量 M2 保持在一 定水平上 ; LCPI 方程残差的一个标准差冲击 将导致 LM2 发生反向变化 , 并在较长时滞后 才能趋于稳定 , 表明通货膨胀将导致央行的 紧缩政策 , 使货币供应量水平下降

38、, 但最终将 趋于稳定。 前面已经研究并确认了货币供应量 M2 对 CPI 和工业增加值作出滞后反应 , 那么 , 又 是哪些因素决定 M2 的变化呢 ? 是来自货币 的需求方 , 即是由实际经济变化导致的 , 还是 图 1! 货币供应量 M 2 2008 年第 10 期 对工业增加值和通货膨胀冲击的反应 由货币的供给方 , 即由中央银行的货币政策导致的 ? 显然 , 如等式 ( 3) 所示 , 假如货币供应量 M2 的 变化作为货币政策走向的指标 , 代表的是中央银行货币政策的立场 , 应该由中央银行所控制 , 而不 受当期宏观经济的影响。 对此的研究理念和思路如下 : M2 作为一个政策变

39、量 , 对实际经济的变化作出反应有一定的时滞 , 中央银行必须在经济统计 数据出台后才能作出决策 , 即政策不可能在经济变量 Yt 当期 ( 在本研究中是 当月 ) 内作出反应 , 因而 , 政策变量的随机扰动项和经济变量的随机扰动项之间不存在当期相关关系 , M2 新息应由货 币政策决定 ; 否则 , 当 M2 新息主要是由 宏观经济的变化决定时 , 则 M2 的随机扰动项与经济变量的 随机扰动项之间应该有较强的同期相关关系 , 这时 M2 冲击就是由当期宏观经济变动决定的 , 就不 是货币政策目标。从计量经济学的角度看 , 可以通过对 VAR 模型各方程的残差进行同期相关矩阵 检验来得到各

40、个随机扰动项之间的相关系数。 利用在 第二 部分 使用 的 VAR ! ! 表 4 M2 新息与各变量的残差同期相关系数 变量自身 同业拆借利率 国债回购利率 之间的残差同期相关系数如表 4。 工业增加值 - 0 2530 0 0462 - 0 1929 ! ! 从表 4 的 第 2 列数值 可以看 的残差同期相关关系基本不成立 , 发电量 - 0 1348 - 0 1345 - 0 2437 粗钢 - 0 1931 - 0 3333 - 0 3359 量的变化所决定 , 而是由中央银行 ! ! ! ! 注 : 表中的 自身变量 是指表中 左侧的各 经济变量。上 表中第 2 列数 值 的货币政

41、策 决定的。另外 , 我们也 是 M2 方程与第 1 列相应的经济变量方程之间 残差的同 期相关系 数值 ; 第 3、 4 顺便检验了同业拆借利率和国债回 购利率的变化对 M2 新息的同期影 响 , 可以看出这两个利率的变化与 ! 用 liva 和 lcpi 方程残差的一个标准差 ( Residual One Std. Devia) 作为脉冲。 # ! 用差分模型检验脉冲 响应函数时 , d( lm2) 在一定时期后逐步收敛为 0, 与图 1 在经济含义上是一致的。 ! 在这里仅研究 M2 新息的决定 , 而 不是研究 M2 的内生性和外生性问 题 , 这两者是有 区别的。 M2 的内 生、外

42、生性问题 还应 包括 M2 对经济的滞后反应 , 而不仅仅是当期关系。 43 # 模型 , 得到 M 方程与各 变量方程 主要工业企业总产值 - 0 1239 - 0 1797 - 0 1423 主要工业企业销售收入 - 0 1445 - 0 1163 - 0 1908 出 ,M2 方程与各经济变量方程之间 水泥 - 0 0982 - 0 2450 0 2822 表明 M 的变化不是由当期经济变 列数字是 M 方程分别与同业拆借利率、国债回购利率方程之间残差 的同 期相 关系数值。 M 盛松成 、 吴培新 : 中国货币政策 的二元传导机制 新息不存在同期影响 , 这也从侧面验证了 M 新息是由

43、央行政策决定的。 2 2 因而 , 实证检验表明 , 货币供应量 M2 是货币政策的中介目标。 五、中国货币政策 的传导渠道 ( : 利率渠道检验 前面已经研究并确认了货币供应量 M2 是货币政策的中介目标 , 本部分和下一部分将要研究 货币政策的传导渠道。研究逻辑是 : 由于货币政策中介目标 M2 那么 , 如模型 ( 5) 、 ( 6) 式所示 , 各货币指标 ( 如利率、贷款等 ) 对 M 新息代表了央行货币政策的意图 , 2 新息的响应情况就能测定货币政 策的传导渠道。我们在本部分以及第六部分分别对中国货币政策的利率传导渠道和信贷传导渠道 进行检验 , 而忽略对其他相对次要的传导渠道的

44、检验 , 如汇率、资产价格、财富效应等渠道。 本部分对货币政策传导机制的货币渠道的检验集中于利率渠道。 按照传统的货币政策传导机制观点 , 无论是以货币供应量还是以利率为货币政策的中介目标 , 对实际经济发生影响都要通过利率这一中介 , 可以说 , 利率是货币政策发挥作用的中枢。 近年来 , 外汇占款成为我国央行基础货币发行的主要渠道 , 且央行的冲销操作未能完全吸纳市 场的流动性 , 导致流动性过剩。具体表现为存差规模发展迅速 , 市场利率处于超低水平 , 甚至经常 出现市场利率低于银行资金成本的 利率倒挂 现象。本研究分别用两变量的 VAR 模型来研究货 币供应量对同业拆借利率和国债回购利

45、率的影响。结果如下 : 表 5 货币供应量与市场利率之间的因果检验结果 原假设 d( lm2) 不能 Granger 引起 chibor - 7d 滞后阶数 1 F 统计值 16 1902 相伴概率 P 0 0001 chibor - 7d 不能 Granger 引起 d( lm2 ) 2 6011 0 1100 d( lm2) 不能 Granger 引起 br - 7d 3 2 6382 0 0543 br - 7d 不能 Granger 引起 d( lm2 ) 1 3742 0 2557 ! ! 从表 5 的结果来看 , 同业拆借利率 ( chibor- 7d) 和国债回购利率 ( br-

46、 7d) 都受 M2 变化的影响 , 但 同 业拆借利率受 M2 的影响更加明显。这是由于 : ( 1) 同业拆借所形成的资产或负债是银行的 边 际资产 或 边际负债 , 对货币政策的反应最敏感 ; ( 2) 银行买卖国债主要作为赢利手段而不是调控 其流动性。西方主要国家的同业拆借利率对政策和市场的变化也比较敏感 , 且与其他市场利率之 间有较强的关联性 , 因而普遍采用其作为货币政策的操作目标。 尽管同业拆借利率和国债回购利率受货币政策中介目标的影响较大 , 但这两种利率对实体经 济基本没有传导功能。中国各种市场利率的形成表现为 : 除了存贷款利率外 , 同一层次的利率是由 市场竞争形成的 , 即在 横截面 上是市场化的 , 而不同层次