楊 梅

(福建師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350108)

我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制效應(yīng)分析

楊 梅

(福建師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350108)

從西方貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論出發(fā)，分別利用貨幣供應(yīng)量、實(shí)際利率與各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量建立兩組VAR模型，并以脈沖響應(yīng)法和方差分解法進(jìn)一步分析了貨幣供應(yīng)量、實(shí)際利率與GDP、房地產(chǎn)投資、CPI之間的關(guān)系,結(jié)果表明：貨幣供應(yīng)量受房地產(chǎn)投資和GDP的影響為正向作用，CPI對貨幣供應(yīng)量的作用具有反向作用。實(shí)際利率對GDP和房地產(chǎn)投資、CPI的影響為負(fù)作用，因此，實(shí)際利率的提高會(huì)減少投資，進(jìn)而影響GDP的增長，使收入減少、消費(fèi)縮緊、CPI降低。

貨幣政策；貨幣供應(yīng)量；實(shí)際利率；AR模型；傳導(dǎo)機(jī)制

0 引 言

貨幣政策是政府在市場經(jīng)濟(jì)條件下調(diào)控市場的重要宏觀經(jīng)濟(jì)政策。所謂貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制就是中央銀行運(yùn)用貨幣政策工具影響中介目標(biāo)(如利率和貨幣供給量等)，進(jìn)而最終實(shí)現(xiàn)既定政策目標(biāo)的傳導(dǎo)途徑與作用機(jī)理。隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體系的逐步完善，政府的職能從對市場的直接干預(yù)逐步過渡到以市場化手段和工具間接調(diào)控，而貨幣政策又是政府間接調(diào)控市場的重要工具。[1]24-27目前，我國已經(jīng)初步建立了一套貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制，這對中央銀行調(diào)控市場失靈，優(yōu)化社會(huì)資源配置，提高防御市場風(fēng)險(xiǎn)的能力，加強(qiáng)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控以維持宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)揮了巨大作用。然而，我國貨幣政策調(diào)控機(jī)制還存在很多缺陷，從而影響了貨幣政策調(diào)控效果，這與貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制存在梗塞問題汲汲相關(guān)[2]8-10。如何通過實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)來豐富貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的理論基礎(chǔ)，以避免由于市場環(huán)境變化導(dǎo)致的中介指標(biāo)反應(yīng)不靈敏、指標(biāo)傳導(dǎo)作用不顯著等問題也成了學(xué)者們競相爭論的問題，這也是完善宏觀經(jīng)濟(jì)理論體系的重要問題。

1 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制理論從貨幣數(shù)量論開始。美國的費(fèi)雪和英國的馬歇爾和庇古認(rèn)為，物價(jià)水平和貨幣數(shù)量之間存在正比例關(guān)系，貨幣數(shù)量的變動(dòng)只影響物價(jià)水平的變動(dòng)，對實(shí)際產(chǎn)出沒有顯著影響。根據(jù)費(fèi)雪的交易方程式,當(dāng)現(xiàn)金M0變動(dòng)時(shí),存款貨幣M1及存款貨幣總額均發(fā)生變動(dòng),并且由于商品交易量和貨幣流通速度假設(shè)是一個(gè)常量,所以貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)最終只會(huì)引起物價(jià)水平的運(yùn)動(dòng)[3]53-57。1936年，凱恩斯發(fā)表的《就業(yè)利息和貨幣通論》中提出的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是貨幣政策—市場利率—投資—產(chǎn)出與國民收入—物價(jià)水平。他認(rèn)為：如果一國實(shí)行擴(kuò)張性的貨幣政策，使貨幣供應(yīng)量增加，在貨幣需求不變的情況下，貨幣供應(yīng)量的增加使市場利率趨于下降，使融資成本降低，全社會(huì)投資增加，由此帶來產(chǎn)出增加和國民收入增加，達(dá)到充分就業(yè)狀態(tài)后使物價(jià)水平上升，因而利率是貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的核心[4]12-15。20世紀(jì)50年代的貨幣學(xué)派代表人物——弗里德曼強(qiáng)調(diào)：貨幣供應(yīng)量在整個(gè)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制上的重要作用，他認(rèn)為當(dāng)一國實(shí)行擴(kuò)張性的貨幣政策會(huì)引起貨幣供應(yīng)總量的增加，當(dāng)貨幣需求不變，貨幣供應(yīng)量的增加將引起市場利率的下降，使社會(huì)融資成本降低，引起投資增加，投資的增加如果達(dá)到充分就業(yè)狀態(tài)后會(huì)引起物價(jià)上升，包括金融資產(chǎn)價(jià)格上升，同時(shí)引起貨幣需求增加，引起利率上升，投資下降，新增加的貨幣需求抵消了貨幣供應(yīng)的影響，如果兩者在更高水平上達(dá)到均衡，那么對物價(jià)將不會(huì)產(chǎn)生影響，如果不均衡，那么產(chǎn)生通貨膨脹或通貨緊縮[5]53-62。

目前，西方的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制主要通過以下4個(gè)途徑：利率傳導(dǎo)途徑、信用傳導(dǎo)途徑、非貨幣資產(chǎn)傳導(dǎo)途徑、匯率傳遞途徑。其中，利率傳導(dǎo)途徑就是以凱恩斯為基礎(chǔ)的傳導(dǎo)機(jī)制。信用傳導(dǎo)途徑的理論基礎(chǔ)是威廉斯提出的貸款人信用可能性學(xué)說，伯南克則在此理論基礎(chǔ)上進(jìn)一步提出了銀行借貸途徑和資產(chǎn)負(fù)債途徑兩種理論，并得出貨幣政策傳遞過程中即使利率沒發(fā)生變化也會(huì)通過信用途徑來影響國民經(jīng)濟(jì)總量[6]23-27。非貨幣資產(chǎn)傳導(dǎo)途徑主要包括托賓的Q 理論和財(cái)富效應(yīng)理論。托賓提出：一個(gè)企業(yè)的市場價(jià)值(主要指股票價(jià)格)除以企業(yè)資本的重置價(jià)格，得到一個(gè)Q值。當(dāng)Q大于1 時(shí)，企業(yè)的市場價(jià)值大于資本重置價(jià)格，新的實(shí)物資本相對便宜，企業(yè)更愿意擴(kuò)大對新的機(jī)器廠房設(shè)備的投資，托賓理論還作了如下描述：當(dāng)一國擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量時(shí)，市場利率下降，引起債券價(jià)格和銀行存款收益下降，居民和企業(yè)增加對股票的持有，使得股票價(jià)格上升，Q值上升，導(dǎo)致直接投資擴(kuò)大，產(chǎn)出擴(kuò)大。財(cái)富效應(yīng)理論的基礎(chǔ)是莫迪利亞尼的生命周期收入理論。持財(cái)富效應(yīng)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的學(xué)者認(rèn)為：一國擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量，會(huì)引起市場利率下降，金融資產(chǎn)價(jià)格上升，社會(huì)財(cái)富增加，消費(fèi)支出增加，經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出增加[7]161-163。隨著我國國際貿(mào)易的不斷發(fā)展，匯率已成為開放經(jīng)濟(jì)中重要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。關(guān)于匯率傳導(dǎo)機(jī)制的理論主要有購買力平價(jià)理論、利率平價(jià)理論和蒙代爾—弗萊明模型等。貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制相關(guān)理論如表1所示。

表1 貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制相關(guān)理論

2 研究方法及數(shù)據(jù)處理

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的研究多運(yùn)用向量自回歸模型(VAR)。向量自回歸模型最早由美國學(xué)者Sims在1980年提出，這種方法是用模型中所有當(dāng)期變量對所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸，以此估計(jì)內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。該模型的優(yōu)越性主要體現(xiàn)在：一方面不再區(qū)分內(nèi)生變量和外生變量，而把模型中所有變量都視作內(nèi)生變量，從而減少由于主觀判斷偏差而增加的聯(lián)立方程組模型中的不確定性；另一方面不以嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，只要變量之間存在相關(guān)關(guān)系，就可以把它們?nèi)堪谀Ｐ椭小?/p>

VAR模型的定義式：設(shè)Yt=(y1t,y2t,…,yNt)T是N×1階時(shí)序應(yīng)變量列向量，則p階VAR模型為：

式中，Πi(i=1,2,…,p)是第i個(gè)待估參數(shù)N×N階矩陣;Ut=(u1t,u2t,…,uNt)T是N×1階隨機(jī)誤差列向量;Ω是N×N階方差協(xié)方差矩陣；p為模型最大滯后階數(shù)。

VAR模型一般與脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解結(jié)合起來，以研究模型變量的動(dòng)態(tài)特征。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以較好地描述模型內(nèi)各向量之間的影響軌跡，從而有效衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量未來取值的影響，并直觀地刻畫變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及效應(yīng)。而方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)對內(nèi)生變量沖擊的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。它給出的是對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對重要性信息。

本文以貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中利率(R)和貨幣供應(yīng)量(M2)為媒介，對國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、房地產(chǎn)投資(I)、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(CPI)的影響效應(yīng)分析。在此本文建立兩個(gè)VAR模型，分別采用兩組變量，每組變量包含4個(gè)內(nèi)生變量。第一組變量包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)投資、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)和貨幣供應(yīng)量。即：Yt=(LM2，LGDP，LI，LCPI)；第二組變量包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)投資、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)和利率，即：Yt=(LR，LGDP，LI，LCPI)。[8]124-127

本文選取的指標(biāo)有：

(1)利率。選取一年期存款利率為基準(zhǔn)利率，并是經(jīng)過當(dāng)期的通貨膨脹率衡量指標(biāo)CPI調(diào)整之

后的實(shí)際利率值*數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行官網(wǎng)：http://www.pbc.gov.cn/；中國統(tǒng)計(jì)年鑒；中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒。。

(2)貨幣供應(yīng)量。選取廣義貨幣供應(yīng)量M2，即交易貨幣(M1)加上定期存款與儲(chǔ)蓄存款之和。

(3)國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、房地產(chǎn)投資。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差和避免因數(shù)據(jù)變化帶來的劇烈波動(dòng)，本文對各變量取自然對數(shù)值[9]128-131。

3 實(shí)證分析

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止變量偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，通過ADF(Augmented Dickey - Fuller test)方法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出：在10% 的置信水平下，所有變量都是平穩(wěn)的，序列不存在單位根。

3.2 Granger因果檢驗(yàn)

3.2.1 貨幣供應(yīng)量傳導(dǎo)機(jī)制的Granger因果檢驗(yàn)

通過格蘭杰因果檢驗(yàn)分析貨幣供應(yīng)量與實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，如表3所示。

表3 貨幣供應(yīng)量與各經(jīng)濟(jì)變量的Granger因果檢驗(yàn)

注：滯后階數(shù)為2階，prob概率為拒絕零假設(shè)時(shí)犯錯(cuò)誤的概率。

由表3可知，貨幣供應(yīng)量是引起國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、房地產(chǎn)投資三者變化的主因。因?yàn)樨泿殴?yīng)量增加，引起房地產(chǎn)投資的增加和物價(jià)水平的提高，房地產(chǎn)投資的增加也要求貨幣供應(yīng)量相應(yīng)的增長，二者相互作用。房地產(chǎn)投資的增加引起了社會(huì)生產(chǎn)量的增加，即國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加又促進(jìn)了房地產(chǎn)投資，二者也是相互作用的。另外國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加會(huì)導(dǎo)致物價(jià)的上漲，物價(jià)的上漲又導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值增加。四者的關(guān)系如圖1所示。

圖1 貨幣供應(yīng)量與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制

3.2.2 利率傳導(dǎo)機(jī)制的Granger因果檢驗(yàn)

下面通過格蘭杰因果檢驗(yàn)分析實(shí)際利率與實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，具體采用Granger因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 貨幣供應(yīng)量與各經(jīng)濟(jì)變量的Granger因果檢驗(yàn)

注：滯后階數(shù)為3階，prob概率為拒絕零假設(shè)時(shí)犯錯(cuò)誤的概率。

由表4可知，實(shí)際利率的變化引起房地產(chǎn)投資的變化，房地產(chǎn)投資的變化引起國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的變化，國內(nèi)生產(chǎn)總值和物價(jià)水平又反向影響房地產(chǎn)投資。另外，國內(nèi)生產(chǎn)總值又會(huì)引起居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的變化，居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的變化又會(huì)引起實(shí)際利率的調(diào)整，4者的關(guān)系如圖2所示。

3.3 VAR模型的建立

3.3.1 貨幣供應(yīng)量傳導(dǎo)機(jī)制的VAR模型

圖2 實(shí)際利率與實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量影響機(jī)制

(1) VAR模型分析。本文利用SC 準(zhǔn)則、AIC信息準(zhǔn)則驗(yàn)證后可知，貨幣供應(yīng)量的VAR方程的滯后階數(shù)為2階，所得VAR模型為：

上述4個(gè)VAR模型方程的可決系數(shù)分別為 R=0.999、0.999、0.999、0.952，說明方程的擬合度較高。VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有特征根都在單位圓內(nèi)，因此VAR模型是穩(wěn)定的。從方程不同滯后期的系數(shù)來看，當(dāng)期貨幣供應(yīng)量受滯后一期貨幣供應(yīng)量、GDP、房地產(chǎn)投資的影響為正作用，其它為負(fù)作用；當(dāng)期GDP受滯后一期貨幣供應(yīng)量、GDP、滯后兩期房地產(chǎn)投資的影響為正作用，其它為負(fù)作用；當(dāng)期房地產(chǎn)投資受滯后一期貨幣供應(yīng)量、房地產(chǎn)投資、滯后二期房地產(chǎn)投資的影響為正作用，其它為負(fù)作用；當(dāng)期居民物價(jià)指數(shù)受滯后一期居民物價(jià)指數(shù)、GDP、滯后二期房地產(chǎn)投資的影響為正作用，其它為負(fù)作用。

(2)脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。本文在以上VAR模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，得到貨幣供應(yīng)量脈沖響應(yīng)分析結(jié)果[10]128-131LM2在受到自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)沖擊后，在第1期就做出了0.012個(gè)單位的正面反應(yīng)，在第3期達(dá)到高峰，為0.017 6，總體來看，呈緩慢的變化狀態(tài)，但均為正面沖擊。LGDP和LI對LM2也均為正面沖擊，LCPI對LM2為負(fù)面沖擊，在第4期達(dá)到最大，為-0.005 6，而后逐漸減弱并趨于0;LGDP對自身的沖擊在第2期達(dá)到最大，為0.013，第2期后逐漸下降趨于0。LM2和LI對LGDP的正面沖擊明顯，LCPI對LGDP的沖擊為負(fù)面沖擊，在第3期負(fù)面沖擊最大，為-0.009 3，而后逐步趨于0；LI對自身的沖擊一直為穩(wěn)定的正面沖擊，LM2對LI的沖擊也為正面沖擊，LGDP對LI的沖擊在第3期由正轉(zhuǎn)負(fù)，第5期達(dá)到最大，第7期又由負(fù)轉(zhuǎn)正，LCPI對LI的沖擊在0附近徘徊；LCPI、LM2、LGDP、LI對LCPI的沖擊最后都趨于0，如表5所示。

表5 貨幣供應(yīng)量影響機(jī)制方差分解分析結(jié)果

續(xù)表5

時(shí)期LI的方差分解LCPI的方差分解LM2LGDPLILCPILM2LGDPLILCPI15．1631．0463．790．001．0632．948．5357．48224．7317．6856．571．0148．8327．874．4918．82330．3310．3858．051．2350．2019．135．8024．87427．219．9161．631．2446．4618．6310．2324．68524．8010．4561．782．9644．0521．789．3224．85625．239．7161．383．6741．4722．518．6927．32727．178．7160．783．3441．4422．478．6627．43828．858．1159．963．0741．2622．428．6827．63930．487．7958．872．8641．7222．228．6127．451032．797．5657．012．6442．2121．968．6227．21

由脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析結(jié)果可知，LM2的自我貢獻(xiàn)度達(dá)到71.11%。LGDP對LM2的貢獻(xiàn)度在第四期達(dá)到高峰，為11.67%，以后逐步下降，最后為7.13%。LI對LM2的貢獻(xiàn)度逐期遞增，第十期為19.12%。LCPI對LM2的貢獻(xiàn)度在第五期達(dá)到高峰，為4.12%，最后下降為2.63%；LGDP的自我貢獻(xiàn)度下降幅度大，第十期為19.84。LM2對LGDP的貢獻(xiàn)度在第七期開始穩(wěn)定，最終為52.83%。LI對LGDP的貢獻(xiàn)度穩(wěn)步增長，第十期為20.3%，LCPI對LGDP的貢獻(xiàn)度在第四期達(dá)到高峰，為12.79%，隨之下降；LI對自身的貢獻(xiàn)度最終穩(wěn)定在57.01%，LM2對LI的貢獻(xiàn)度逐步增加，最終為32.79%。LGDP和LCPI對LI的貢獻(xiàn)度不大；LM2對LCPI的貢獻(xiàn)度最大，為42.21%，LGDP對LCPI的貢獻(xiàn)度為21.96%，LCPI自身的貢獻(xiàn)度為27.21%，LI對LCPI的貢獻(xiàn)度僅為8.62%。

貨幣供應(yīng)量具有較強(qiáng)的自我累計(jì)效應(yīng)，LGDP、LI、LCPI對LM2的影響都不大，但LM2對LGDP、LI、LCPI的影響則比較大，由此可知，貨幣供應(yīng)量對國內(nèi)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)投資、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有較大的帶動(dòng)作用[11]70-77。

3.3.2 利率傳導(dǎo)機(jī)制的VAR模型

(1)VAR模型分析。本文利用據(jù)SC準(zhǔn)則、AIC 信息準(zhǔn)則驗(yàn)證后可知，實(shí)際利率的VAR方程的滯后階數(shù)為3階，所得VAR模型如下：

上述四個(gè)VAR模型方程的可決系數(shù)分別為：R=0.827、0.998、0.999、0.920，說明方程的擬合度較高。VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果也顯示，所有特征根都在單位圓內(nèi)，因此，VAR模型是穩(wěn)定的。從方程不同滯后期的系數(shù)來看，當(dāng)期實(shí)際利率受滯后二期GDP、滯后三期利率、房地產(chǎn)投資、CPI的正作用，其它為負(fù)作用；當(dāng)期GDP受滯后一期、三期GDP、滯后一期、滯后三期房地產(chǎn)投資、滯后一期CPI的影響為正作用，其它為負(fù)作用；當(dāng)期房地產(chǎn)投資受滯后一期利率、滯后三期GDP、滯后一期、二期房地產(chǎn)投資、滯后一期、二期CPI的影響為正作用，其它為負(fù)作用；當(dāng)期CPI受滯后一期、二期利率、滯后二期GDP、滯后一期、二期、三期房地產(chǎn)投資、滯后一期、三期CPI的影響為正作用，其它為負(fù)作用。

(2)脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。在以上VAR模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，可以得到貨幣供應(yīng)量脈沖響應(yīng)分析結(jié)果。LCPI、LR、LGDP、LI對LR的沖擊經(jīng)過五期變動(dòng)后，最后都趨于0；LGDP和LI、LCPI對LGDP的沖擊均為正面沖擊，LR對LGDP的沖擊為負(fù)；LGDP和LI、LCPI對LI的沖擊也均為正面沖擊，LR對LGDP的沖擊為負(fù)，且負(fù)作用在不斷增大；LCPI、LR、LGDP、LI對LCPI的沖擊經(jīng)過五期變動(dòng)后最后也都趨于0，如表6所示。

由表5和表6可知，LR的自我貢獻(xiàn)度在第四期達(dá)到穩(wěn)定，最終為43.26%。LGDP對LR的貢獻(xiàn)度變化緩慢，第十期為39.01%。LI、LCPI對LR的貢獻(xiàn)度逐期遞增，最后為8.29%和9.44%；LGDP的自我貢獻(xiàn)度緩慢下降，第十期為28.88%。LR對LGDP的貢獻(xiàn)度逐漸下降，最終為48.62%。LI對LGDP的貢獻(xiàn)度穩(wěn)步增長，第十期為20.68%，LCPI對LGDP的貢獻(xiàn)度極低，可忽略不計(jì)；LI對自身的貢獻(xiàn)度最終穩(wěn)定在47.80%，LR對LI的貢獻(xiàn)度先減后增，最終為24.47%。LGDP對LI的貢獻(xiàn)度最終穩(wěn)定為25.40%，LCPI對LI的貢獻(xiàn)度極小，可忽略不計(jì)；LR對LCPI的貢獻(xiàn)度最大，為58.24%，LGDP對LCPI的貢獻(xiàn)度為26.89%，LCPI自身的貢獻(xiàn)度為11.05%，LI對LCPI的貢獻(xiàn)度僅為3.83%。

表6 利率影響機(jī)制方差分解分析結(jié)果

續(xù)表6

時(shí)期LI的方差分解LCPI的方差分解LRLGDPLILCPILRLGDPLILCPI128．4846．0525．470．0060．5028．431．379．70225．1042．0032．450．4554．8029．483．2012．52318．7631．8747．292．0857．9927．293．5711．15417．5827．0353．631．7658．7427．163．2810．83516．0030．1352．511．3558．5527．013．2911．15615．6025．8755．882．6658．2326．903．6911．18716．5825．1155．732．5858．0227．043．8211．11818．9225．8253．032．2358．1726．933．8311．07921．3026．5949．942．1758．2526．873．8311．051024．4725．4047．802．3358．2426．893．8311．05

一般地，實(shí)際利率的自我累計(jì)效應(yīng)較高，但不如貨幣供應(yīng)量的自我累計(jì)效應(yīng)，LGDP對LR的影響較大，LR對LGDP、LCPI的影響也較大，由此可知，貨幣供應(yīng)量對國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有較大的帶動(dòng)作用。LI的自我累計(jì)效應(yīng)較高，且受到LGDP和LR的影響相當(dāng)[12]26-33。

4 結(jié) 語

通過以上分析可知，貨幣供應(yīng)量受房地產(chǎn)投資和GDP的正向影響，且貨幣供應(yīng)量受自身前期的影響，房地產(chǎn)投資、GDP的正向影響依次遞減，因此，貨幣供應(yīng)量的自身累計(jì)效應(yīng)較強(qiáng)。同時(shí)，房地產(chǎn)市場的繁榮和經(jīng)濟(jì)的增長也會(huì)刺激貨幣供應(yīng)量的增加。CPI對貨幣供應(yīng)量的作用為反向作用，居民物價(jià)指數(shù)的增長會(huì)導(dǎo)致政府緊縮的貨幣政策，最終減少貨幣供應(yīng)量。另外，貨幣供應(yīng)量對GDP、房地產(chǎn)投資和CPI的影響很大，且都為正向影響。因此要發(fā)展貨幣市場，完善貨幣市場制度基礎(chǔ)，擴(kuò)充貨幣市場容量，建立長期完善的貨幣市場體系[13]43-59。

實(shí)際利率對GDP和房地產(chǎn)投資、CPI為負(fù)作用，實(shí)際利率的提高會(huì)減少投資，進(jìn)而影響GDP的增長，收入的減少，消費(fèi)的縮緊，CPI的降低。因GDP、房地產(chǎn)投資、CPI對利率的影響都是滯后的，且長期趨于0，其原因主要是實(shí)際利率會(huì)隨著市場的調(diào)整，逐步接近于市場利率，達(dá)到平衡。因此，國家要逐步推進(jìn)利率市場化，進(jìn)一步發(fā)揮利率途徑的傳導(dǎo)作用。長期以來，我國一直處于利率壓制的金融體制下，利率對貨幣政策傳導(dǎo)的作用十分有限，因此，推進(jìn)利率市場化改革勢在必行。

[1] 張超.我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)證研究[J].區(qū)域金融研究,2010(6).

[2] 楊柳.我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制研究[J].甘肅金融,2009(12).

[3] 蔣敏.西方貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論評述[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2000(2).

[4] 凱恩斯.就業(yè)利息和貨幣通論[M].北京：世界圖書出版社，2011.

[5] 伯南克.金融危機(jī)之非貨幣因素如何加劇大蕭條之蔓延[J].美國經(jīng)濟(jì)評論,1983(6).

[6] 祿曉龍，劉陪生.我國房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與貨幣政策聯(lián)動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].西部金融,2014(2).

[7] 牛衛(wèi)東.中國金融結(jié)構(gòu)與貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2013(10).

[8] 賈麗平，郭薇.我國貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2014(8).

[9] 楊贊，沈彥皓.貨幣政策傳導(dǎo)中房價(jià)對居民消費(fèi)作用的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2013(2).

[10] 王宏濤.貨幣政策調(diào)控對資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響效應(yīng)的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)論壇，2010(21).

[11] 王曉楓，王秉陽.基于流動(dòng)性動(dòng)態(tài)特征的貨幣政策效果與工具選擇[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2013(9).

[12] 趙進(jìn)，文閔捷.央行貨幣政策操作效果非對稱性實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005(2).

[13] 劉金全.貨幣政策作用的有效性和非對稱性研究[J].管理世界,2002(3).

(責(zé)任編輯 王栓芹)

Effect Analysis of Our Monetary Policy Transmission Mechanism

YANGMei

(SchoolofEconomics,FujianNormalUniversity,Fuzhou,Fujian,350007,China)

From the theory of western monetary policy transmission mechanism, the paper established two groups of VAR models by using money supply, real interest rates and macroeconomic variables, and then analyzed the relationship between money supply, real interest rates and GDP, real estate investment, as well as CPI by means of impulse response and variance decomposition analyses.Empirical analysis shows that the money supply has the positive effect on real estate investment and GDP while the CPI has reverse effect on the money supply.Meanwhile, real interest rates have negative effect on GDP, real estate investment, and CPI.Therefore, for the increase of real interest rates can reduce investment, affect the growth of the GDP, lower the citizen's income, tighten the consumption and decrease the CPI.

monetary policy;money supply;real interest rate;VAR model;transmission mechanism

2015-04-10

楊梅，女，福建寧德人，福建師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院在讀碩士研究生，研究方向：西方經(jīng)濟(jì)學(xué)。

F820

A

1008-5645(2015)04-0040-08