周方蕾

摘要:本文首先回顧性的比較了國內(nèi)外對貨幣政策利率傳導(dǎo)機制有效性的理論,通過利率政策對中國貨幣政策的有效性方面考慮,發(fā)現(xiàn)我國的利率傳導(dǎo)機制還有很多欠缺,在傳導(dǎo)過程中還存在著很多的問題,須進一步的研究。本文就此深入的借助近年來的數(shù)據(jù)和模型分析,以貨幣長期中性和短期非中性為假設(shè)前提,對貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道的有效性進行重新分析。

關(guān)鍵詞:利率;傳導(dǎo)機制;有效性

一. 前言

利率是宏觀經(jīng)濟中的重要變量,它由投資、儲蓄、貨幣的供給與需求等諸多因素決定,反過來,利率的變化又通過微觀主體行為發(fā)生變化,對整個宏觀經(jīng)濟的發(fā)展造成重大影響,已經(jīng)成為各國貨幣政策的杠桿。關(guān)于利率對宏觀經(jīng)濟的影響,國內(nèi)外學者己經(jīng)作了大量的研究。利率和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系主要表現(xiàn)在利率與物價、利率和投資、利率和儲蓄和利率和經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系上。

在金融貨幣領(lǐng)域方面,凱恩斯主義認為,這個領(lǐng)域只有兩利,資產(chǎn),一是貨幣,它有十足流動性而無收益性;二是債券,它的流動性不如貨幣但有收益。在真實(商品)領(lǐng)域方而,凱恩斯主義者認為,社會的總收入須與社會總支出保持均衡,而社會總支出又是由私人消費、私人投資和政府支出三者構(gòu)成。在貨幣領(lǐng)域中由于貨幣供應(yīng)量增加而導(dǎo)致利率下降時,利率的變化就帶動了真實領(lǐng)域里的變化。對于二傳導(dǎo)機制問題,凱恩斯否認貨幣供應(yīng)增加會直接引起總需求增加的觀點,他認為貨幣數(shù)量變動直接影響物價同比例變動只是充分就業(yè)之后產(chǎn)生的一種貨幣策傳導(dǎo)機制分析情況。在凱恩斯學派看來,利率是整個傳導(dǎo)機制的核心。貨幣政策的作用,首先是改變貨幣市場的均衡。貨幣政策作用的大小主要取決于三個因素:第一,取決于貨幣需求的利率彈性,即一定量貨幣供應(yīng)量變動能使利率發(fā)生變動的程度;第二,取決于投資支出的利率彈性,即利率降低一定量時,投資將增加若干;第三,取決于投資乘數(shù),即投資增加一特定量時,總有效需求將增加若干。

利率傳導(dǎo)機制雖然一直在發(fā)達市場經(jīng)濟體制的西方國家的貨幣政策傳導(dǎo)體制中居于中心位置,但在中國仍然是一個以管制利率為主的社會主義市場經(jīng)濟體制國家,只有少部分的利率屬于市場利率,包括存貸款利率在內(nèi)的絕大多數(shù)利率仍然由中央銀行直接管制,因此在中國逐步與世界接軌,市場經(jīng)濟進一步的深化改革中,更需要確定中國的利率現(xiàn)在是否有效地發(fā)揮著貨幣政策的傳導(dǎo)機能,這仍需要大量的實證分析。

二、計量模型與變量,數(shù)據(jù)說明

在嚴格檢驗兩個變量之間是否存在因果關(guān)系時,Granger因果關(guān)系檢驗是一種常用的方法。Granger因果分析主要是用于考察被解釋序列是否是解釋序列產(chǎn)生的原因,先估計被解釋序列的當前值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入解釋序列的滯后值是否可以提高被解釋程度,如果是則稱解釋序列是被解釋序列的格蘭杰成因,而且此時解釋序列的滯后期系數(shù)的F統(tǒng)計量具有顯著性。

在確定了貨幣供應(yīng)量作為中央銀行貨幣政策操作的代理變量后,擬選擇投資,消費,產(chǎn)出三個因素,因為在假設(shè)貨幣政策傳導(dǎo)渠道獨立的條件下,利率傳導(dǎo)鏈條中投資,消費,產(chǎn)出之間有著非常緊密的聯(lián)系:貨幣供給會刺激利率,利率又會影響投資(城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額X2),消費(全社會消費品零售總額X3),進而影響產(chǎn)出。我們選用貨幣供應(yīng)量M2(X1)作為中央銀行貨幣政策操作的代理變量。其次是利率,在此選擇居民儲蓄存款定期一年實際利率r,因為在我國貨幣政策的實際操作過程中,首先定出的是一年期存款利率,再推出的3,6個月以及3,5年等檔次的存款利率,然后確定各檔次的貸款利率,從而使一年期存款利率居于利率體系的核心。在國外都應(yīng)用的是同行業(yè)拆借利率,它雖然是一種市場化程度很高的利率,但畢竟在廠商和居民在做投資或消費決策時,幾乎與同行拆借利率沒有任何關(guān)系,所以本文采取居民儲蓄存款定期一年名義利率減去以上年同期為基期的居民消費價格指數(shù)CPI來計算實際利率(X5)。因為本文取用的數(shù)據(jù)是月度數(shù)據(jù),而我國只公布了GDP 的季度數(shù)據(jù),固采用工業(yè)增加值q(X4)來代替GDP作為產(chǎn)出的度量指標(其波動情況在附表中)。

基于貨幣中長期中性和短期非中性的理論前提,以貨幣政策對實體經(jīng)濟只有短期影響為先驗假設(shè),以為本文采用月度數(shù)據(jù)來反映貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng),數(shù)據(jù)樣本期間為2005年1月至2008年12月,以上數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國人民銀行網(wǎng)站。

三、實證結(jié)論及其分析

由于格蘭杰檢驗要求各數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的,所以在建模型前必須對序列數(shù)據(jù)和利率數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。利用Eview5.0計量經(jīng)濟學分析軟件對各序列分別采用ADF檢驗法進行單位根檢驗,檢驗結(jié)果如下表1:

從表中數(shù)值A(chǔ)DF檢驗來看,貨幣供應(yīng)量M2(X1)和全社會消費品零售總額(X3)不存在滯后期,且t統(tǒng)計量小于1%顯著性水平臨界值,工業(yè)增加值(X4)在滯后期p=2且t統(tǒng)計量小于1%顯著性水平臨界值,實際利率(X5)在滯后期p=11,檢驗的t統(tǒng)計量小于1%顯著性水平臨界值,表明這四個序列能在99%的置信度下拒絕存在單位根的零結(jié)論;城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額(X2)在滯后期p=4,檢驗的t統(tǒng)計量小于5%顯著性水平臨界值,表明這個序列能在95%的置信度下拒絕存在單位根的零結(jié)論;這些說明這五個序列是平穩(wěn)序列。

在單位根檢驗完畢,得出這五個序列為平穩(wěn)序列后,對其進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗,結(jié)果為下表2:

從表中結(jié)果看出,對于貨幣供應(yīng)量M2(X1)不是實際利率(X5)的格蘭杰原因假設(shè),拒絕犯第一類錯誤的概率高達0.29,不能拒絕原假設(shè),表明我國的貨幣供應(yīng)量的變動基本上不是實際利率的格蘭杰原因。對于實際利率(X5)不是固定資產(chǎn)投資(X2)的格蘭杰原因假設(shè),說明我國實際利率的變動不是引起固定自查投資變動的格蘭杰原因。實際利率不是全社會消費品零售總額(X4)的格蘭杰原因假設(shè),拒絕犯第一類錯誤的概率有0.08,表明至少在92%的置信度上實際利率的變動是全社會消費品零售總額變動的格蘭杰原因。對于全社會消費品零售總額(X3)不是工業(yè)增加值(X4)的格蘭杰原因假設(shè),但在99%的置信度下拒絕原假設(shè)。以上的分析說明,我國通過貨幣供應(yīng)量的操作引起實際利率變動的傳道效應(yīng)極低,同時實際利率變動對固定資產(chǎn)投資的傳導(dǎo)有效性也很低,反而實際利率對消費的傳導(dǎo)有效性比較高,而消費仍然是拉動我國產(chǎn)出增長的主要因素。

從以上的模型分析中,我們可以看出,我國的貨幣政策的利率傳導(dǎo)機制仍然存在比較嚴重的問題。而這些原因主要是由于我國在市場經(jīng)濟體制的改革進程中,一些體制的非健全性。其中由于我國現(xiàn)在還是在執(zhí)行對利率的管制政策,從而導(dǎo)致利率傳導(dǎo)渠道形成的梗塞的主要原因;而利率結(jié)構(gòu)的不合理也影響了利率傳導(dǎo)機制的有效性發(fā)揮;再次,我國現(xiàn)在雖然存在著國有企業(yè),集體企業(yè),股份制企業(yè)和私營企業(yè)等多種不同的企業(yè)所有制形式,但國有企業(yè)的貸款總量還是占全社會總貸款量的68%左右,這些貸款顯然很難根據(jù)實際利率的變動而發(fā)生變化。居民消費水平偏低,利率波動所產(chǎn)生替代作用有效,社會保障制度的缺失,也影響了利率傳導(dǎo)機制的有效性。

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