中國貨幣政策傳導機制有效性——基于VAR模型的實證分析

引言

貨幣政策傳導機制是指一國貨幣當局通過調(diào)節(jié)和控制可操作的中介變量（如銀行信用和貨幣供給），以實現(xiàn)預期的宏觀經(jīng)濟目標的途徑和作用機理。作為宏觀調(diào)控的主要手段，貨幣政策涉及多種工具和渠道的調(diào)節(jié)和控制，其傳導機制的暢通對于實現(xiàn)貨幣政策目標至關(guān)重要。因此，貨幣政策傳導機制的有效性一直是學術(shù)界關(guān)注的研究領(lǐng)域。

然而，現(xiàn)有文獻存在局限性。首先，關(guān)于中國的二元貨幣政策傳導機制的最新研究仍停留在2020年，近三年缺乏填補這一時期空白的新研究。其次，學術(shù)界對貨幣政策傳導渠道的相對重要性存在分歧，不同時期和渠道的傳導效果也有所差異。新冠肺炎疫情對全球經(jīng)濟造成了顯著沖擊，導致全球經(jīng)濟普遍下行。中國一直將貨幣政策定位為穩(wěn)健、精準、靈活和適度。然而，在疫情期間，中國貨幣政策未能如預期那樣有效實現(xiàn)宏觀目標。數(shù)據(jù)顯示，2020年國內(nèi)生產(chǎn)總值同比增長2.2%，2021年同比增長8.1%，2022年回落至3.0%。這表明經(jīng)濟增速未達到政府設(shè)定的5.0%的年度預期目標。因此，有必要進一步探究新冠肺炎疫情是否影響了中國經(jīng)濟并改變了貨幣政策傳導機制的有效性。因此，本研究旨在通過對近三年（2020—2022年）的季度數(shù)據(jù)進行實證分析，探究中國貨幣政策傳導機制的有效性。研究將重點關(guān)注近三年來貨幣政策傳導機制的有效性，運用方差分解、脈沖響應等技術(shù)，建立向量自回歸模型。本研究創(chuàng)新地引入格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型，旨在為我國選擇適宜的貨幣政策提供實證依據(jù)和政策建議，同時填補近三年相關(guān)研究的時期空白。

1.理論文獻基礎(chǔ)

目前理論上，貨幣政策的傳導主要通過兩個關(guān)鍵渠道實現(xiàn)：貨幣渠道和信貸渠道。貨幣渠道根植于凱恩斯的宏觀經(jīng)濟學框架，進一步細分為利率途徑、匯率途徑以及資產(chǎn)價格途徑。二是Bernanke和Gertler（1996）提出的信貸渠道。

根據(jù)國內(nèi)學者的實證研究，關(guān)于中國貨幣政策傳導機制的兩種渠道的相對重要性，存在一定的學術(shù)分歧。絕大多數(shù)學者采用向量自回歸模型來研究該問題，以下將結(jié)論分為兩類。

第一類結(jié)論認為，在中國貨幣政策傳導中，信貸渠道占據(jù)主導地位。周英章（2002）的研究采用向量自回歸模型，分析了中國從直接調(diào)控向間接調(diào)控轉(zhuǎn)軌時期的季度數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示貨幣政策通過兩種渠道同時發(fā)揮作用，但信貸渠道仍然起主導作用[1]。盛朝暉（2006）研究顯示，我國宏觀調(diào)控轉(zhuǎn)軌時期，信用渠道在貨幣政策傳導中起主要作用，而其他渠道的有效性不明顯[2]。盛松成和吳培新（2008）的研究基于1998—2006年的數(shù)據(jù)進行了實證分析，得出的結(jié)論是中國的貨幣傳導主要依賴于信貸渠道，并且基本不存在貨幣渠道[3]。高山、黃楊和王超（2011）指出貨幣政策通過貨幣渠道傳導的有效性較低[4]。周鑫雨（2022）以2016-20—0年為研究區(qū)間的實證分析為依據(jù)，指出貨幣政策傳導機制的有效性總體顯弱，信貸渠道起主導作用貨幣渠道有很大潛力[5]。樂毅、刁節(jié)文（2013）采用較為新穎的銀行隔夜拆借利率作為利率水平的代理變量進行研究。結(jié)果表明，貨幣供應量和利率變動之間的貨幣政策傳導機制存在信號傳導斷層現(xiàn)象[6]。祁婧和張浩（1998）的研究基于微觀經(jīng)濟主體的數(shù)據(jù)進行實證研究，指出貨幣政策信貸傳導渠道是存在的事實。 

然而，也有學者持不同觀點，認為貨幣渠道是貨幣政策傳導過程的主導渠道，而非信貸渠道。例如，孫明華（2004）的研究使用了與盛朝暉有較高重疊度的樣本區(qū)間，但得出了與前者相左的結(jié)論。孫明華基于1994-2003年的樣本數(shù)據(jù)研究表明，貨幣政策的傳導是通過貨幣渠道而非信貸渠道。黃澤華（2010）則專注于中國貨幣政策的信貸傳導渠道研究，并指出信貸規(guī)模更多被理解為貨幣工具變量而非傳導機制[7]。王振山、王志強（2000）對中國1984-1995年的政策傳導途徑進行研究，認為貨幣政策的傳導渠道兩者兼有，并未強調(diào)哪一渠道更有效[8]。

另外，一些學者從定性的角度指出中國貨幣政策傳導渠道雖然多元化，但傳導機制尚不成熟，從而導致貨幣政策的效果不盡如人意。李博源（2022）提出，中介目標與最終目標之間的相關(guān)性較低且不穩(wěn)定性較高，這妨礙了中國貨幣政策傳導機制的順暢運行[9]。同時，

石珂菲（2016）強調(diào)了近些年來中國影子銀行的發(fā)展對貨幣政策傳導機制的有效性產(chǎn)生了重要影響[10]。劉涵逸（2021）對此觀點進行了定量分析，并發(fā)現(xiàn)隨著影子銀行規(guī)模的擴大，對中國貨幣政策傳導機制產(chǎn)生了顯著負面影響，從而削弱了貨幣政策的有效性[11]。

以上對貨幣政策傳導渠道的研究已基本覆蓋近30年，上述文獻多有創(chuàng)新點，都表明貨幣政策通過二元傳導渠道對宏觀經(jīng)濟發(fā)展的有效調(diào)控。但是貨幣政策有效性基于時效性，近幾年并無相關(guān)研究繼續(xù)探究。文章旨在填補近幾年關(guān)于貨幣政策有效性的研究空白，解決國內(nèi)學者在貨幣渠道和信用渠道傳導有效性上存在的爭議。通過選擇疫情這一特殊背景下三年季度數(shù)據(jù)，我們希望填補時間序列上的研究空白，以實證研究的方式得出具有時效性的結(jié)論，提供更客觀全面的研究結(jié)果。

2020-2022年受新冠肺炎疫情影響全球經(jīng)濟呈現(xiàn)普遍下行趨勢，中美兩國經(jīng)濟恢復的節(jié)奏不同導致中美經(jīng)濟周期不一致，進而在貨幣政策上也體現(xiàn)背離。但其中，信貸融資一直是中國企業(yè)、居民和政府進行資金融通的主要渠道。近年來，中國的信貸結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化，信貸總量相對穩(wěn)定上升，信貸融資比例仍然保持較高水平。因此，可以看出銀行信貸在整個金融系統(tǒng)中占據(jù)主導地位，信貸量及其變化是決定貨幣政策傳導效果的核心因素。綜上，本文認為在近三年的新冠肺炎疫情期間，信貸渠道仍然是貨幣政策傳導機制的主要途徑。

2.變量選擇和樣本數(shù)據(jù)說明

本研究的樣本區(qū)間為2020年第一季度至2022年第四季度，共計12個季度，時間跨度為3年。2020年，世界衛(wèi)生組織正式將新型冠狀病毒疫情列為國際關(guān)注的公共衛(wèi)生事件，對全球經(jīng)濟產(chǎn)生了巨大影響，中國宏觀經(jīng)濟調(diào)控也受到了極大的影響。因此，以2020年為起點研究貨幣政策在不同渠道對宏觀經(jīng)濟的有效調(diào)控具有重要意義。

在變量選擇上，本文選取廣義貨幣供應量M2來衡量中國貨幣政策傳導的貨幣渠道，以金融機構(gòu)各項貸款余額CR來衡量中國貨幣政策傳導機制的信用渠道。貨幣政策傳導機制是指貨幣當局運用一定的貨幣政策工具，通過特定的途徑和過程實現(xiàn)預期的最終目標。從宏觀角度來看，最終目標既具有一致性又存在矛盾性。本文基于2020-2022年這三年的實際國情和貨幣政策執(zhí)行報告的相關(guān)內(nèi)容，選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量宏觀經(jīng)濟發(fā)展水平的最終目標。本文所使用的數(shù)據(jù)頻率為年度，經(jīng)過二次差分處理后，確保數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性。數(shù)據(jù)來源于中國政府網(wǎng)、Wind數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)和國家統(tǒng)計局。

表 1 變量說明

變量名稱 變量類型 經(jīng)濟指標

M2 解釋變量 貨幣渠道

CR 解釋變量 信用渠道

GDP 被解釋變量 宏觀經(jīng)濟發(fā)展水平

資料來源：經(jīng)作者整理

3.中國貨幣政策傳導機制實證分析

3.1 協(xié)整檢驗

根據(jù)AIC和SC準則滯后期階數(shù)確定為2。非平穩(wěn)序列經(jīng)二級差分后處理為平穩(wěn)序列，可采用Johansen檢驗進行協(xié)整檢驗，觀察這些變量序列是否存在長期均衡關(guān)系。

第一組：LNGDP、LNM2、LNCR

表 2 第一組數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

原假設(shè) 特征值 跡統(tǒng)計量 5%臨界值 P值

None* 0.966101 65.63465 29.79707 0.0000

At most 1* 0.898452 31.79081 15.49471 0.0001

At most 2* 0.590105 8.918537 3.841466 0.0028

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

上表為協(xié)整檢驗結(jié)果，跡統(tǒng)計量檢驗都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系和至少存在1個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這意味著至少存在2個協(xié)整關(guān)系，因此時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，揭示了貨幣政策能夠通過貨幣渠道和信用渠道的共同傳導而對經(jīng)濟增長目標發(fā)揮作用。

第二組：LNGDP、LNCR

表 3 第二組數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

原假設(shè) 特征值 跡統(tǒng)計量 5%臨界值 P值

None* 0.953526 41.60976 15.49471 0.0000

At most 1* 0.664491 10.92106 3.841466 0.0009

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

上表為協(xié)整檢驗結(jié)果，跡統(tǒng)計量檢驗都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系和至少存在1個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這意味著至少存在2個協(xié)整關(guān)系，因此時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，揭示了貨幣政策能夠通過信用渠道影響宏觀經(jīng)濟總量。

第三組：LNGDP、LNM2

表 4 第三組數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

原假設(shè) 特征值 跡統(tǒng)計量 5%臨界值 P值

None* 0.962583 35.45728 15.49471 0.0000

At most 1* 0.229020 2.600926 3.841466 0.1068

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

上表為協(xié)整檢驗結(jié)果，跡統(tǒng)計量檢驗都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這意味著至少存在1個協(xié)整關(guān)系，因此時間序列之間存在長期均衡關(guān)系，揭示了貨幣政策能夠通過貨幣渠道影響宏觀經(jīng)濟總量。

3.2 AR特征根檢驗

建立的VAR模型中回歸方程的擬合優(yōu)度均高于0.96，說明模型具有較強的解釋力。AR單位根檢驗旨在驗證VAR模型的穩(wěn)定性，其要求所有AR單位根小于1，即所有檢驗點位于單位圓內(nèi)。我們的研究中進行的VAR模型的AR單位根檢驗結(jié)果顯示，所有點均在單位圓內(nèi)，這證明了所建立的VAR模型兼顧穩(wěn)定性和有效性。同時，這也揭示了變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

圖1  AR單位根檢驗

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

3.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)是將某一變量在模型中去除，若該變量的卡方統(tǒng)計量對應的P值低于0.05，即在5%的顯著性水平下能夠達到統(tǒng)計顯著性，原假設(shè)則被拒絕。這便意味著該變量與被解釋變量存在顯著的影響關(guān)系。

表 5 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

原假設(shè) F統(tǒng)計量 P值

LNGDP不是LNCR的格蘭杰原因 12.6016 0.0112

LNCR不是LNGDP的格蘭杰原因 21.1105 0.0036

LNM2不是LNGDP的格蘭杰原因 20.0401 0.0041

LNGDP不是LNM2的格蘭杰原因 57.7960 0.0004

LNM2不是LNCR的格蘭杰原因 0.66243 0.5556

LNCR不是LNM2的格蘭杰原因 1.44256 0.3202

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

經(jīng)檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，前四個原假設(shè)的P值均小于0.05，因此拒絕這些原假設(shè)。可得出結(jié)論，LNCR和LNM2對LNGDP存在格蘭杰因果關(guān)系，同時LNGDP也對LNCR和LNM2存在格蘭杰因果關(guān)系。然而，后兩個原假設(shè)的P值大于0.05，在5%的顯著性水平下無法拒絕這兩個原假設(shè)。因此，可以得出結(jié)論，LNCR和LNM2之間不存在因果關(guān)系，表明貨幣渠道和信用渠道之間的相關(guān)性較小。

3.4 脈沖響應及方差分解

圖2 脈沖響應

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

通過脈沖響應函數(shù)的應用，本研究能夠直觀地觀察各變量之間的相互影響。

圖一顯示了信用渠道對貨幣政策有效性的沖擊反應。初期階段，信用渠道對貨幣政策有效性產(chǎn)生負向沖擊。隨后，正負沖擊交替出現(xiàn)：第二和第三期出現(xiàn)正向沖擊，第四和第五期出現(xiàn)負向影響。隨著時間推移，第六和第七期再次產(chǎn)生正向沖擊，第八和第九期轉(zhuǎn)為負向影響。這表明在相對短的時間內(nèi)，信用渠道對貨幣政策有效性的影響呈現(xiàn)負向效應，且具有正負交替的特征。

圖二描述了貨幣渠道對貨幣政策有效性的沖擊反應。前三期內(nèi)，貨幣渠道對貨幣政策有效性產(chǎn)生負向影響。然后從第三期開始，呈現(xiàn)出正負沖擊的交替模式：第四和第五期產(chǎn)生正向沖擊，第六和第七期轉(zhuǎn)為負向影響，第八和第九期再次出現(xiàn)正向沖擊。這表明在短期內(nèi)，貨幣渠道對貨幣政策有效性產(chǎn)生負向效應，而在長期內(nèi)表現(xiàn)出正負交替的影響模式。然而，與信用渠道相比，貨幣渠道對貨幣政策有效性的影響程度較小。

表 7 方差分解結(jié)果

Period S.E. LNCR LNGDP LNM2

1 0.003818 81.64067 18.35933 0.000000

2 0.004646 57.60630 36.42794 5.965757

3 0.006009 46.46843 50.08194 3.449635

4 0.006092 43.69955 49.63388 6.666535

5 0.007596 51.74453 41.30740 6.948066

6 0.008492 48.34518 45.11152 6.543296

7 0.008436 46.48547 47.78422 5.730304

8 0.008721 46.23348 47.64662 6.119900

9 0.009413 48.18154 45.89784 5.920629

10 0.009675 48.27798 45.36673 6.355292

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

方差分解對LNGDP，即貨幣政策有效性的關(guān)鍵變量，顯示其在第一期受到自身變量的顯著影響，約為18.4%。隨著時間的推移，該影響在后續(xù)兩期中增大，在第三期達到峰值，約為50.1%。從第三期開始，盡管存在波動，但總體變化幅度較小，到第十期時，影響程度降至約45.4%。

相對之下，信貸渠道對貨幣政策有效性的影響更大，在第一期，其影響程度達到了81.6%。然而，在第一期至第四期間，其影響程度有所降低，第四期時約為43.7%。此后的波動較小，到第十期，其影響程度仍然較大，約為48.3%。

在對比中，貨幣渠道對貨幣政策有效性的影響相對較小。在第一期，其影響程度為0%，但隨后呈現(xiàn)出增減波動。盡管如此，其影響程度整體較小，并在長期內(nèi)穩(wěn)定在6%左右。綜合來看，信貸渠道對貨幣政策有效性的影響顯著超過貨幣渠道。

4.結(jié)論與建議

本研究采用多元統(tǒng)計分析，包括單位根檢驗、協(xié)整檢驗、向量自回歸模型的AR特征根檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應和方差分解等，對2020至2022年中國宏觀經(jīng)濟的季度數(shù)據(jù)進行實證研究。分析結(jié)果揭示了中國貨幣政策傳導機制具備二元傳導渠道的特性。其中，M2（作為貨幣渠道的代表變量）和CR（作為信用渠道的代表變量）均能有效解釋貨幣政策對國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的影響，尤其是信用渠道在中國貨幣政策傳導中占據(jù)主導地位。方差分解結(jié)果進一步顯示，信用渠道的CR變量對經(jīng)濟變量GDP的解釋能力明顯優(yōu)于其他變量。值得注意的是，雖然信用渠道存在波動，但貨幣渠道對貨幣政策總體績效的貢獻較小。

基于該樣本數(shù)據(jù)研究結(jié)果，提出以下幾點政策建議：

(1)繼續(xù)推行利率市場化改革

根據(jù)脈沖響應和方差分解的結(jié)果，貨幣渠道對貨幣政策有效性的影響程度低于信貸渠道的傳導效果。因此，有必要采取措施增強貨幣渠道的傳導效能。推進存量浮動利率貸款定價基準的轉(zhuǎn)換并積極推廣貸款市場報價利率（LPR）的應用，解決了舊版LPR無法及時反映市場利率變化，從而影響實體經(jīng)濟的貨幣傳導渠道的問題，同時推動了利率市場化改革的步伐。通過積極利用如再貸款、再貼現(xiàn)以及公開市場操作等總量型貨幣工具，使宏觀經(jīng)濟政策直接影響實體經(jīng)濟，以刺激經(jīng)濟保持其潛在增速。

(2)謹慎對影子銀行的監(jiān)管

近年來，影子銀行的大規(guī)模發(fā)展源自金融市場的供需失衡[12]。影子銀行的表外業(yè)務拓展增加了借貸渠道，對貨幣政策傳導機制中的信貸渠道產(chǎn)生了影響。雖然影子銀行的發(fā)展在短期內(nèi)可能有利于實現(xiàn)貨幣政策目標，但從長期的視角來看，影子銀行的增長導致信貸規(guī)模擴大，可能導致貨幣政策的最終效果偏離預期。因此，對影子銀行的界定需有明確定義，并盡可能將其納入銀行監(jiān)管體系。通過加強審慎監(jiān)管，可以正確引導影子銀行的資金流向，并調(diào)整金融市場的供需關(guān)系，以減輕其對貨幣政策有效性的潛在負面影響。

(3)堅持以穩(wěn)健基礎(chǔ)、精準為導向的貨幣政策

貨幣政策在提升宏觀經(jīng)濟調(diào)控的精準性方面尚存在空間。實證檢驗結(jié)果揭示，貨幣政策的有效性在很大程度上受到自身變量的影響，盡管此影響趨勢隨年逐漸降低，然而在最近兩年中呈現(xiàn)穩(wěn)定狀態(tài)。因此，結(jié)構(gòu)性貨幣政策工具的應用，尤其是那些能實現(xiàn)精準滴灌效果的工具，可有助于確保貨幣政策信號在二元貨幣政策傳導渠道中的有效傳遞，進一步提升政策的“直達性”。這樣的策略能增強中央銀行對利率的有效引導，降低社會融資成本，并確保貨幣政策的有效性在預定的經(jīng)濟領(lǐng)域內(nèi)達到預期的調(diào)控目標。 

本文來源：《中國集體經(jīng)濟》http://www.12-baidu.cn/w/jg/1406.html