崔治文，肖智文

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，蘭州 730070)

引 言

2020年5月中共中央首次提出了“雙循環(huán)”新發(fā)展格局構(gòu)想并表明暢通內(nèi)循環(huán)是關(guān)鍵；同年12月中央政治局會(huì)議上又首次提出需求側(cè)改革，引起了國內(nèi)學(xué)者的深切關(guān)注。國內(nèi)多數(shù)學(xué)者認(rèn)為構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局需要打通需求側(cè)改革中的消費(fèi)和投資堵點(diǎn)，形成需求和供給相互聯(lián)動(dòng)的更高水平的平衡。2008年金融危機(jī)過后，我國寬松的宏觀貨幣政策及財(cái)政政策使得較大一部分資金流向虛擬經(jīng)濟(jì)，導(dǎo)致了區(qū)域性房地產(chǎn)泡沫問題，國內(nèi)宏觀杠桿高企，物價(jià)漲幅較大，同時(shí)中美貿(mào)易摩擦及美聯(lián)儲(chǔ)加息縮表使得國外經(jīng)濟(jì)環(huán)境相對(duì)惡化。2019年底開始的新冠肺炎疫情更加劇了對(duì)我國宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊，使國內(nèi)需求受到嚴(yán)重影響，導(dǎo)致當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)面臨著“債務(wù)升高—核心CPI通縮壓力—食品漲價(jià)較快—部分資產(chǎn)價(jià)格存在泡沫化跡象”的復(fù)雜格局。因此，探討在需求側(cè)改革下我國現(xiàn)行不同類型貨幣政策的時(shí)變效應(yīng)及搭配具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)評(píng)述

國內(nèi)宏觀杠桿高企在一定程度上壓縮了消費(fèi)和投資的空間，陳彥斌(2020)認(rèn)為提升居民消費(fèi)和有效投資是形成“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的關(guān)鍵[1]?！半p循環(huán)”新發(fā)展格局以國內(nèi)大循環(huán)為主體，通過發(fā)揮內(nèi)需潛力來更好地整合運(yùn)用國內(nèi)國際資源。金碚(2021)認(rèn)為新形勢(shì)下的需求側(cè)改革國家宏觀調(diào)控的不應(yīng)該是“量”而應(yīng)該是消費(fèi)和投資的“質(zhì)”[2]，這里“質(zhì)”的改善就是指居民消費(fèi)的提高和有效投資的增加。從消費(fèi)角度來看，國內(nèi)大部分民眾的超前消費(fèi)行為主要集中在房地產(chǎn)行業(yè)，而房地產(chǎn)泡沫嚴(yán)重?cái)D壓了居民的其他消費(fèi)行為，使得居民消費(fèi)欲望受到壓制，導(dǎo)致國內(nèi)需求市場(chǎng)疲軟，外加近年來物價(jià)漲幅較大和新冠肺炎疫情沖擊，使得居民消費(fèi)信心受到壓制，未來預(yù)期消費(fèi)也受到影響，導(dǎo)致我國居民儲(chǔ)蓄率居高不下，出現(xiàn)“流動(dòng)性陷阱”。國內(nèi)學(xué)者梁紅梅、趙宏寶等(2020)[3]和李軍輝(2020)[4]從理論實(shí)證的角度出發(fā)，認(rèn)為居民收入及收入結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)水平產(chǎn)生影響，但是很少有學(xué)者從消費(fèi)者信心角度去考察其對(duì)居民消費(fèi)水平的作用。從理論上來看，居民收入水平與居民消費(fèi)雖呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，但是若是在經(jīng)濟(jì)下行期宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境處于不良狀態(tài)，居民對(duì)未來收入預(yù)期較低或者對(duì)物價(jià)上漲預(yù)期過高而變得更加理性，此時(shí)居民消費(fèi)信心就會(huì)受到抑制，即使是高收入者也會(huì)優(yōu)先選擇儲(chǔ)蓄而非消費(fèi)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中消費(fèi)增長(zhǎng)就會(huì)出現(xiàn)黏性。從投資角度來看，我國固定資產(chǎn)投資增速增長(zhǎng)勢(shì)態(tài)較為樂觀，但是呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)性問題。首先房地產(chǎn)投資增速占比較大，扣除房地產(chǎn)因素后實(shí)際投資增速較為低迷;其次占整體投資比重約2/3的民間投資同比增速較低，這些都導(dǎo)致了投資有效性偏低的問題。因此，需求結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)需要投資發(fā)揮關(guān)鍵作用，尤其是激發(fā)占主導(dǎo)地位的民間投資活力，拓展投資空間，為構(gòu)建新發(fā)展格局提供支撐。

從需求側(cè)改革的體制機(jī)制層面上來看，實(shí)質(zhì)性需求不足和工具性需求泛濫是需求側(cè)改革所要面臨的重大問題，金碚(2021)從理論分析的角度認(rèn)為這一問題解決的關(guān)鍵在于貨幣，貨幣由于本身的高流動(dòng)性，外加信息化和數(shù)字化技術(shù)的推動(dòng)，能夠發(fā)揮極大的市場(chǎng)效應(yīng)[2]。張勛、楊桐等(2020)從理論實(shí)證的角度，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融的發(fā)展使得貨幣流動(dòng)性約束放松從而能夠顯著提高居民消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也進(jìn)一步佐證了這一觀點(diǎn)[5]。能夠調(diào)控貨幣的是貨幣政策工具，因此需求側(cè)改革在體制機(jī)制上很大一部分需要依靠貨幣政策工具的正向操作。Mishkin&Frederic(1995)認(rèn)為貨幣傳導(dǎo)渠道和信貸傳導(dǎo)渠道是貨幣政策工具作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的兩類主要渠道[6]。其中貨幣傳導(dǎo)渠道是基于金融市場(chǎng)信息是完全的假設(shè)前提，廣義貨幣的變動(dòng)最終只會(huì)在貨幣和有價(jià)債券之間進(jìn)行配置，從而調(diào)控貨幣數(shù)量最終作用于消費(fèi)和投資，總量型貨幣政策工具更傾向于這類傳導(dǎo)方式。信貸傳導(dǎo)渠道主要包括銀行貸款傳導(dǎo)渠道和資產(chǎn)負(fù)債表傳導(dǎo)渠道，其中資產(chǎn)負(fù)債表渠道主要是作用于企業(yè)，通過對(duì)輸入企業(yè)資金進(jìn)行調(diào)整來影響企業(yè)投融資；銀行信貸渠道是指貨幣政策通過政策工具調(diào)整金融機(jī)構(gòu)的貸款價(jià)格、規(guī)模和結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響社會(huì)消費(fèi)和投資水平，相比而言結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具更傾向于這類傳導(dǎo)方式。關(guān)于總量型與結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具的實(shí)施效果研究目前極少，殷興山、易振華等(2020)基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性通過理論實(shí)證研究的方式探討總量型與結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具對(duì)國有企業(yè)和民營企業(yè)宏微觀杠桿的影響[7]。

根據(jù)前文的討論和文獻(xiàn)梳理，發(fā)現(xiàn)“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的構(gòu)建需要通過需求側(cè)改革來實(shí)現(xiàn)，其關(guān)鍵在于提升居民消費(fèi)和有效投資，居民消費(fèi)水平的提高更應(yīng)該關(guān)注于居民消費(fèi)信心的增強(qiáng)，有效投資的改善更應(yīng)該發(fā)揮民間投資的主力作用，需求側(cè)的改革最終需要貨幣政策工具來實(shí)現(xiàn)。目前少有文獻(xiàn)探討總量型與結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具在需求側(cè)改革信號(hào)下的政策效果，本文利用帶時(shí)變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型具有考量經(jīng)濟(jì)變量之間時(shí)變聯(lián)動(dòng)關(guān)系的獨(dú)特特征，以此來分析兩種不同類型貨幣政策的時(shí)變效應(yīng)。

二、模型設(shè)定與變量說明

(一)模型構(gòu)建

本文主要分析兩類貨幣政策工具的實(shí)施效果及其時(shí)變效應(yīng)，故采用帶時(shí)變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。帶時(shí)變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型相較于傳統(tǒng)的VAR模型而言，能更加精準(zhǔn)地把握經(jīng)濟(jì)變量間的時(shí)變相關(guān)關(guān)系，同時(shí)解決模型中可能存在的異方差問題。

帶時(shí)變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型是結(jié)構(gòu)性向量自回歸模型(SVAR)進(jìn)一步演變的成果，對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)變特征解釋效果更佳。原本一個(gè)含有s 階滯后的SVAR模型的基本形式如下：

Ayt=F1yt-1+F2yt-2+…+Fsyt-s+μt,t=s+1,…,n

(1)

其中，yt代表的是包含k個(gè)內(nèi)生變量的k×1維向量；At表示k×k維聯(lián)立參數(shù)矩陣；F1,…,Fs表示k×1維待估系數(shù)矩陣；t+1,…,t+s代表不同的滯后期；ut代表殘差項(xiàng)或結(jié)構(gòu)沖擊，ut～(0,∑∑)，At與∑t表示為：

將式(1)改寫成簡(jiǎn)約化的VAR模型，其中Bi=A-1Fi，可以得到：

yt=B1yt-1+B2yt-2+…+Bsyt-s+A-1∑εt,εt～(0,Ik)

(2)

將系數(shù)矩陣Bi按照元素進(jìn)行堆疊，且定義Xt=Ik?(yt-1,yt-2,…,yt-s)，可將式(2)進(jìn)一步簡(jiǎn)化為：

yt=Xtβ+A-1∑εt,t=s+1,…,n

(3)

其中，Kronecker乘積由?表示，在SVAR模型中假定參數(shù)(β、A和∑)是固定值，本文在此處放松這一假設(shè)條件，即假設(shè)該類參數(shù)均服從時(shí)變的一階隨機(jī)游走過程，從而能夠捕捉到潛在經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的漸變和時(shí)變特征。最終得到的TVP-SV-VAR 模型如下：

βt+1=βt+μβt

αt+1=αt+μαt

(4)

ht+1=ht+μht

其中，βs+1～N(μβ0,∑β0)，as+1～N(μa0,∑a0)，hs+1～N(μh0,∑h0)。

(二)變量設(shè)定與數(shù)據(jù)選取

本文所涉及的變量主要包括總量型貨幣政策工具、結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具、居民消費(fèi)信心以及民間投資增速，以下將對(duì)變量的選取和預(yù)處理進(jìn)行詳細(xì)說明。

1.總量型貨幣政策工具

本文根據(jù)貨幣政策作用渠道將總量型貨幣政策劃分為總量數(shù)量型貨幣政策工具和總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具，分別選取廣義貨幣供給量(M2)和銀行間七天同業(yè)拆借加權(quán)利率(R)作為代理變量。

2.結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具

楚爾鳴、曹策等(2019)認(rèn)為結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具雖然是定向操作，但也包括結(jié)構(gòu)數(shù)量型定向工具和結(jié)構(gòu)價(jià)格型定向工具[8]。本文參考成學(xué)真(2018)的做法[9]，以抵押補(bǔ)充貸款余額與金融機(jī)構(gòu)貸款余額的比值PSL作為結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具的代理變量，選取中期借貸便利余額與金融機(jī)構(gòu)貸款余額的比值MLF作為結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具的代理變量。

3.消費(fèi)者信心

消費(fèi)者信心代表了居民在對(duì)未來物價(jià)變化、預(yù)期收入和宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的理性思考下而產(chǎn)生的消費(fèi)預(yù)期，并直接作用于居民的消費(fèi)率和消費(fèi)水平，也是促進(jìn)消費(fèi)的重要?jiǎng)恿?，與居民的收入水平相比能更全面地體現(xiàn)出居民的實(shí)際消費(fèi)意愿，因此本文選取消費(fèi)者信心指數(shù)的絕對(duì)值(CCI)作為代理變量。

4.民間投資

民間投資約占整體投資比重的2/3左右，說明民間投資才是投資增長(zhǎng)的主力，激發(fā)民間投資活力才能為構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局提供支撐。所以，發(fā)揮民間投資的潛力才能創(chuàng)造內(nèi)生動(dòng)力，促進(jìn)有效投資，故本文選取民間投資同比增速(MI)作為代理變量。

由于變量數(shù)據(jù)須完整可得，以上經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)選取區(qū)間為2015年1月至2020年11月，然后對(duì)所有變量數(shù)據(jù)進(jìn)行X-12季節(jié)性調(diào)整后再進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，數(shù)據(jù)來源于央行官網(wǎng)、國家統(tǒng)計(jì)局及東方財(cái)富網(wǎng)數(shù)據(jù)中心(1)經(jīng)作者查閱東方財(cái)富網(wǎng)所披露的經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)與權(quán)威官方網(wǎng)站所披露的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)相一致，所以變量數(shù)據(jù)具有可靠性。。

三、實(shí)證準(zhǔn)備

(一)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

在構(gòu)建時(shí)間序列類的模型之前需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在10%的顯著性水平下數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如下：

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，原始序列數(shù)據(jù)除了R、PSL是平穩(wěn)的時(shí)間序列以外，其他經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)都不是平穩(wěn)的，一階差分后的數(shù)據(jù)均顯示平穩(wěn)。但是一階差分后的數(shù)據(jù)極容易導(dǎo)致數(shù)據(jù)信息缺失而且差分后的數(shù)據(jù)會(huì)失去其本來的經(jīng)濟(jì)意義，因此分別對(duì)總量型貨幣政策工具和結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具與消費(fèi)者信心指數(shù)和民間投資進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 各變量ADF 檢驗(yàn)結(jié)果(10%顯著水平)

表2-1 總量型貨幣政策工具協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表2-2 結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，總量型貨幣政策工具變量與居民消費(fèi)信心和民間投資的原始序列數(shù)據(jù)存在至少兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以可以使用原始序列數(shù)據(jù)構(gòu)建模型，避免了偽回歸的可能。同理，價(jià)格型貨幣政策工具變量與居民消費(fèi)信心和民間投資至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，故也可以使用原始數(shù)據(jù)構(gòu)建帶時(shí)變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型。

(二)滯后階數(shù)的選擇

TVP-SV-VAR模型在構(gòu)建之前須通過無約束的VAR模型和LR(似然比)檢驗(yàn)、FPE等常用信息準(zhǔn)則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)，本文分別構(gòu)建總量型貨幣政策與結(jié)構(gòu)型貨幣政策的無約束VAR模型，估計(jì)結(jié)果如下：

從表3可以看出，總量型貨幣政策工具下模型所確定的最優(yōu)滯后階數(shù)都為2階，故選取階數(shù)2作為最優(yōu)滯后期。同時(shí)結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具下模型只有在SC準(zhǔn)則下的滯后階數(shù)為1，其余都為2階，故按LR準(zhǔn)則選取的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)樣本參數(shù)模擬結(jié)果

采用OxMetrics6 軟件分別對(duì)兩類貨幣政策工具構(gòu)建的模型進(jìn)行模擬且滯后階數(shù)按上文估計(jì)結(jié)果確定為2，MCMC的抽樣次數(shù)取值為10 000。

對(duì)總量型貨幣政策工具沖擊的參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析，從表4可以看出,Geweke診斷值均小于1，故判斷樣本抽樣最終傾于收斂。雖然存在最大的無效影響因子為242.19，但是其余的無效因子均小于100，因此模擬結(jié)果依然是可以接受的，表明可以得到有效抽樣。

表3-1 總量型工具下模型最優(yōu)滯后期估計(jì)結(jié)果

表3-2 結(jié)構(gòu)型工具下模型最優(yōu)滯后期估計(jì)結(jié)果

表4 樣本參數(shù)模擬結(jié)果

結(jié)構(gòu)型貨幣政策沖擊參數(shù)估計(jì)結(jié)果與總量型貨幣政策模型估計(jì)結(jié)果類似，都存在一個(gè)最大的無效因子大于100、其余無效因子小于100的情況，故模擬結(jié)果也處于可接受范圍以內(nèi)。如圖1和圖2所示，兩個(gè)模型的抽樣結(jié)果都滿足后驗(yàn)推斷要求且樣本抽樣最終都會(huì)傾于收斂，從而樣本的自相關(guān)性穩(wěn)定下降。因此，綜合表4、圖1和圖2結(jié)果，表明對(duì)于總量型和結(jié)構(gòu)型貨幣政策模型所抽樣的樣本均是有效的。

圖1 總量型貨幣政策工具估計(jì)結(jié)果

圖2 結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具估計(jì)結(jié)果

(二)總量型貨幣政策工具的時(shí)變響應(yīng)分析

1.消費(fèi)者信心受總量數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

在三維等間隔脈沖響應(yīng)圖中，X軸上從左往右提前期逐漸遞增，代表變量從短期到長(zhǎng)期的脈沖響應(yīng)函數(shù)，為了較為均衡地分析整個(gè)三維脈沖響應(yīng)圖，本文預(yù)設(shè)步長(zhǎng)h=4、8、12，分別對(duì)應(yīng)X軸上的第4、8和12期，從而形成短期、中期和長(zhǎng)期的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

從圖3 M2對(duì)消費(fèi)者信心的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖中可以看出，2015—2020年整個(gè)曲面呈現(xiàn)一種相對(duì)一致的波動(dòng)趨勢(shì)，說明在三個(gè)不同時(shí)期的脈沖響應(yīng)函數(shù)呈現(xiàn)相似的走勢(shì)，這表明帶時(shí)變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的模擬結(jié)果具有較好的科學(xué)性和可靠性。同時(shí)在三個(gè)時(shí)期都表現(xiàn)為正向影響，可以看出總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心具有正向刺激的作用，因?yàn)樵黾邮袌?chǎng)上的貨幣流通量可以滿足居民的貨幣需求，從而促進(jìn)了消費(fèi)信心的提高。但是從三維響應(yīng)圖來看，呈現(xiàn)相似的波動(dòng)趨勢(shì)在短期正向影響波幅較小，在中長(zhǎng)期波動(dòng)幅度相對(duì)較大且大部分時(shí)期的脈沖響應(yīng)值低于短期。這表明M2對(duì)消費(fèi)者信心的沖擊存在明顯的結(jié)構(gòu)性變化，說明在不同時(shí)期的沖擊效應(yīng)易受政策時(shí)滯或者突發(fā)事件的影響，也驗(yàn)證了從時(shí)變角度分析貨幣政策效果的必要性。從短期來看，脈沖響應(yīng)值在2015—2017年之間較為平穩(wěn)，基本保持在0.02-0.025之間波動(dòng)，隨后在2017—2018年迎來了一次較大的增幅，并在2018年達(dá)到峰值約0.03，然后在經(jīng)歷了短暫的波動(dòng)后在2019年又迎來了一次駝峰，隨后這種正向沖擊作用開始減弱，并從2019年中期開始逐漸穩(wěn)定在0.022左右。在中長(zhǎng)期這種正向沖擊作用在2015—2017年呈現(xiàn)減弱的趨勢(shì)且小于在短期時(shí)的沖擊作用。從2017年開始正向沖擊作用逐漸增大并都在2018—2019年之間超過短期響應(yīng)值達(dá)到峰值0.032左右，隨后與短期類似正向沖擊作用開始衰減并從2019年開始穩(wěn)定，中期穩(wěn)定在0.022左右，長(zhǎng)期穩(wěn)定在0.025左右。這表明總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向沖擊作用從長(zhǎng)期來看會(huì)經(jīng)歷一段時(shí)間的時(shí)滯，最終產(chǎn)生略高于短期的正向效果，但在短期內(nèi)總量數(shù)量型貨幣政策工具的正向作用更為穩(wěn)定。這是因?yàn)樵诙唐诰用竦南M(fèi)信心主要還是取決于居民的收入水平和宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，由于總量數(shù)量型貨幣政策工具存在時(shí)滯，居民在短期內(nèi)對(duì)貨幣補(bǔ)足的預(yù)期較低，因此當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)居民還是處于理性狀態(tài)，所以消費(fèi)信心不會(huì)產(chǎn)生較大增幅。在中長(zhǎng)期，居民受貨幣政策信號(hào)的導(dǎo)向而產(chǎn)生較高的貨幣補(bǔ)足預(yù)期，而總量數(shù)量型工具的時(shí)滯性又導(dǎo)致了居民貨幣需求和貨幣供給的錯(cuò)配，因此出現(xiàn)了在中長(zhǎng)期的開始階段正向作用降低的現(xiàn)象，但在經(jīng)歷時(shí)滯過后由于貨幣供給的增加才使得居民消費(fèi)信心有了較大幅度的提高，并且總量數(shù)量型貨幣政策工具屬于長(zhǎng)期操作，故使得中長(zhǎng)期平穩(wěn)后的正向作用高于短期。

圖3 M2對(duì)CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

結(jié)合時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖(圖4)來看，本文從三個(gè)不同時(shí)點(diǎn)(2016年8月、2018年4月、2019年12月)來分析總量數(shù)量型工具對(duì)消費(fèi)者信心的沖擊效應(yīng)。從圖4可以看出，在三個(gè)不同時(shí)點(diǎn)總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心都產(chǎn)生了正向影響，且從時(shí)變演進(jìn)的角度來看，2018年4月的脈沖響應(yīng)值大于2016年8月和2019年12月，呈現(xiàn)出一種駝峰狀的波動(dòng)趨勢(shì)，這與等間隔脈沖響應(yīng)圖所得結(jié)論一致。在0-5期三個(gè)時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)走勢(shì)基本一致，呈現(xiàn)出“M”型波動(dòng)趨勢(shì)，從第5期開始，2016年8月這個(gè)時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)值開始呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢(shì)，并于第16期后收斂于0，這說明總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向影響具有一定的持續(xù)性。同時(shí)從第5期開始，2018年4月的反應(yīng)強(qiáng)度顯著大于2019年12月和2016年8月，且在第13期這種反應(yīng)強(qiáng)度才開始衰減，而2019年12月這個(gè)時(shí)點(diǎn)的反應(yīng)強(qiáng)度呈現(xiàn)出緩慢走高的趨勢(shì)，并在第16期超過2018年4月的反應(yīng)強(qiáng)度。這說明從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心具有更強(qiáng)且持續(xù)時(shí)間更久的正向影響，這也進(jìn)一步佐證了總量數(shù)量型貨幣政策的時(shí)滯性特征。

圖4 M2對(duì)CCI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

2.民間投資受總量數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

從圖5可以看出，整體上M2對(duì)民間投資的脈沖響應(yīng)值大部分為正，所以大部分時(shí)期總量數(shù)量型工具對(duì)民間投資總體上產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。從年份時(shí)間線來看，2015—2020年在不同提前期下整個(gè)曲面呈現(xiàn)出較為整齊的波動(dòng)趨勢(shì)，表明模型估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)定可靠。從不同時(shí)期下的沖擊效應(yīng)來看，在短期總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)民間投資的正向影響效果顯著大于中期和長(zhǎng)期，并且在中長(zhǎng)期最后還會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生負(fù)向影響。這說明總量數(shù)量型貨幣政策操作使得貨幣供給量增加在短期內(nèi)能夠滿足民間投資的貨幣需求，使得民間投資出現(xiàn)較為顯著的增加，但是從中長(zhǎng)期尤其是長(zhǎng)期來看，寬松的總量數(shù)量型貨幣政策工具使得貨幣供給量持續(xù)增加，容易導(dǎo)致資本的無序擴(kuò)張和產(chǎn)能過剩問題，反而會(huì)降低民間投資的有效性，抑制民間投資的增加。從時(shí)變演進(jìn)角度來看，三個(gè)時(shí)期隨時(shí)間的演變趨勢(shì)大致相同，呈“M”的駝峰狀。從圖5可以看出三個(gè)時(shí)期在2016—2017年M2對(duì)民間投資的正向作用呈現(xiàn)出較為急劇的下降趨勢(shì)，并在2017—2018年之間下降至最低點(diǎn)，在中期和遠(yuǎn)期甚至由正向影響轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向影響。這是因?yàn)樵?016年之前的八年里，為恢復(fù)金融危機(jī)以來的國民經(jīng)濟(jì)，我國貨幣政策總體是寬松的，市場(chǎng)需求旺、投資機(jī)會(huì)多，外加國家對(duì)創(chuàng)業(yè)的鼓勵(lì)和對(duì)小微企業(yè)的扶持，使得民間投資在這段時(shí)期高速增長(zhǎng)，但是這也導(dǎo)致了在高收益的競(jìng)爭(zhēng)性領(lǐng)域民間資本過度集中化，造成投資收益下跌、資本的無序擴(kuò)張和產(chǎn)能過剩問題。民間投資因此遭受擠壓，使得民間資本投資回報(bào)率降低，民營企業(yè)家信心受到不利影響，對(duì)未來投資預(yù)期下降進(jìn)而導(dǎo)致投資規(guī)模減少，因此在2015年國家提出“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”來調(diào)控經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的高杠桿和產(chǎn)能過剩問題。由于總量數(shù)量型工具的操作存在時(shí)滯，所以其在政策導(dǎo)向下從2016年開始對(duì)民間投資產(chǎn)生了顯著的抑制效果，且這種效果在2017年左右最為顯著。從2018年開始為解決經(jīng)濟(jì)下行期的就業(yè)問題，國家又加大了對(duì)民營企業(yè)的扶持力度，發(fā)揮民營企業(yè)吸納就業(yè)的能力使得民間投資從2018年中期開始進(jìn)入了新一輪的增長(zhǎng)期，并于2019年開始衰減收斂至平穩(wěn)狀態(tài)。

圖5 M2對(duì)MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖(圖6)來看，總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)民間投資的影響在三個(gè)時(shí)點(diǎn)的走勢(shì)大致相同，都經(jīng)歷了先升后降的駝峰形變化過程，且基本都在0-5期達(dá)到最大正向脈沖響應(yīng)值，其中2018年4月的正向反應(yīng)持續(xù)時(shí)間更長(zhǎng)、強(qiáng)度更大，這是因?yàn)閺?018年開始國家加大了對(duì)民間投資和民營企業(yè)的政策扶持，使得民間投資增速穩(wěn)定在一個(gè)較高水平，促使民間投資進(jìn)入了快速發(fā)展期且持續(xù)高于整體投資增速，此時(shí)總量數(shù)量型貨幣政策的正向促進(jìn)效果更加顯著。和三維等間隔脈沖響應(yīng)圖所得結(jié)論一致，從長(zhǎng)期來看，這種正向影響效果會(huì)隨著總量數(shù)量型貨幣政策的持續(xù)寬松而走向衰減，從時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖來看，最早在第7期開始產(chǎn)生負(fù)向影響效果。

圖6 M2對(duì)MI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

3.消費(fèi)者信心受總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

從圖7可以看出，總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心產(chǎn)生正向沖擊，故總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具能通過貨幣渠道增強(qiáng)居民消費(fèi)信心。但是不同時(shí)期下的脈沖響應(yīng)效果存在差異，在短期的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向脈沖響應(yīng)值大于在中長(zhǎng)期的脈沖響應(yīng)值，這說明總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具在短期對(duì)消費(fèi)者信心的促進(jìn)效果優(yōu)于中長(zhǎng)期。這是因?yàn)樵诙唐诰o縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具通過緊縮銀根減少貨幣供應(yīng)量來抑制通貨膨脹，穩(wěn)定物價(jià)，使得居民消費(fèi)欲望增強(qiáng)，提高消費(fèi)者信心。但是從中長(zhǎng)期來看，長(zhǎng)時(shí)間的緊縮型總量?jī)r(jià)格型貨幣政策會(huì)使居民的手持財(cái)富減少，消費(fèi)者是理性的，從而導(dǎo)致消費(fèi)需求受到抑制，并且受外部沖擊和宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)影響，會(huì)使總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向影響強(qiáng)度弱于短期。從時(shí)變演進(jìn)的角度來看，三個(gè)時(shí)期從2015—2017年總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向脈沖響應(yīng)值整體上都呈現(xiàn)逐年增加的狀態(tài)，并都在2017—2018年達(dá)到各自的峰值，隨后這種正向反應(yīng)呈現(xiàn)衰減的趨勢(shì)，原因是從2018年開始的中美貿(mào)易摩擦使國外宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化，從而影響國內(nèi)企業(yè)的良性經(jīng)營，使得國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)受到影響，隨后2019年末的新冠肺炎疫情沖擊也使居民消費(fèi)信心受到?jīng)_擊。從2019年開始由于這種正向脈沖響應(yīng)傾向于平穩(wěn)，其中短期平穩(wěn)于0.075左右，中長(zhǎng)期平穩(wěn)于0.063左右，短期正向效果依然強(qiáng)于中長(zhǎng)期。

圖7 R對(duì)CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖(圖8)來看，在三個(gè)時(shí)點(diǎn)上總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的沖擊效應(yīng)整體上較為相似，都呈現(xiàn)出先急劇上升后緩慢衰減的趨勢(shì)，即當(dāng)消費(fèi)者信心受到1單位正向沖擊時(shí)，在前兩期呈現(xiàn)出迅速上升的趨勢(shì)，三個(gè)時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)最大值都出現(xiàn)在第2期和第3期之間，隨后呈現(xiàn)出逐漸衰減的趨勢(shì)，但三個(gè)時(shí)點(diǎn)直到第15期也沒有收斂于0。這說明總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心在短期內(nèi)的正向促進(jìn)作用強(qiáng)于中長(zhǎng)期，這與三維等間隔脈沖響應(yīng)圖分析結(jié)果一致，同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向影響持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。

圖8 R對(duì)CCI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

4.民間投資受總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

從圖9可以看出，整體上R對(duì)民間投資的脈沖響應(yīng)值大部分為正，所以大部分時(shí)期總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)民間投資產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。從不同時(shí)期下的沖擊效應(yīng)來看，整體而言短期和中期的正向脈沖響應(yīng)強(qiáng)度大于長(zhǎng)期，并且在長(zhǎng)期總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具最終會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生負(fù)向影響效果。這說明緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具在短期和中期對(duì)民間投資的促進(jìn)效果優(yōu)于長(zhǎng)期，但隨著政策實(shí)施時(shí)間的延長(zhǎng)，長(zhǎng)期緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具最后會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生抑制作用。因?yàn)榭偭績(jī)r(jià)格型貨幣政策相較于總量數(shù)量型貨幣政策工具而言具有更好的透明性，能夠更好地向市場(chǎng)傳遞政府導(dǎo)向信息，緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策的實(shí)施背景往往是當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于過熱周期，緊縮的價(jià)格型政策可以通過緊縮銀根控制通脹問題，而民營企業(yè)對(duì)物價(jià)的彈性反應(yīng)相對(duì)于國有企業(yè)更加敏感，因此在緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策下可以降低民營企業(yè)的投資成本，進(jìn)而促進(jìn)民營企業(yè)投資水平的提高。但從長(zhǎng)期來看，與對(duì)消費(fèi)者信心的影響類似，長(zhǎng)期緊縮的總量?jī)r(jià)格型政策仍然會(huì)抑制企業(yè)家的投資信心，還容易導(dǎo)致民營企業(yè)的融資約束問題，資金難以正常運(yùn)轉(zhuǎn)，很多民營小微企業(yè)淪為僵尸企業(yè)，使民間投資受到抑制。從時(shí)變演進(jìn)的角度來看，總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)民間投資的影響呈現(xiàn)出與總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)民間投資沖擊類似的“M”型趨勢(shì)，原因與總量數(shù)量型貨幣政策工具類似，都是由于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化導(dǎo)致2017—2018年的低谷反應(yīng)，但是與總量數(shù)量型貨幣政策相比較,總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具的降幅更大，這說明總量?jī)r(jià)格型貨幣政策的正向影響效果更容易受到?jīng)_擊，因?yàn)槲覈适袌?chǎng)化水平整體而言不夠高，經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化程度和金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)也不夠完善，在面對(duì)宏觀環(huán)境的不良沖擊時(shí),總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具顯得更加脆弱，調(diào)控能力更容易受到影響。

圖9 R對(duì)MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從圖10時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖來看，在三個(gè)時(shí)點(diǎn)上總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)民間投資的沖擊效應(yīng)整體上較為相似，都呈現(xiàn)出先升后降的趨勢(shì)。其中2016年8月這個(gè)時(shí)點(diǎn)的最大脈沖響應(yīng)值0.044在上升后的第1期達(dá)到，隨后開始緩慢衰減，直到第12期才開始向0收斂，說明正向影響持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。其余兩個(gè)時(shí)點(diǎn)在經(jīng)歷了前期較為顯著的正向影響后在第12期和第15期由正向響應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)，這說明總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)民間投資在短期的正向影響強(qiáng)度大于長(zhǎng)期，且在長(zhǎng)期最終會(huì)抑制民間投資增速，這與三維等間隔脈沖響應(yīng)圖所得結(jié)論相一致。

圖10 R對(duì)MI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

(三)結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具的時(shí)變響應(yīng)分析

1.消費(fèi)者信心受結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

從圖11可以看出，整體上1個(gè)單位正向抵押補(bǔ)充貸款PSL對(duì)消費(fèi)者信心沖擊的脈沖響應(yīng)值基本為正，說明抵押補(bǔ)充貸款對(duì)消費(fèi)者信心具有正向刺激的作用。從不同時(shí)期的沖擊效應(yīng)來看，抵押補(bǔ)充貸款在中長(zhǎng)期的脈沖響應(yīng)值顯著大于在短期的脈沖響應(yīng)值，這說明在中長(zhǎng)期抵押補(bǔ)充貸款操作對(duì)消費(fèi)者信心的正向促進(jìn)作用更加顯著。這是因?yàn)榈盅貉a(bǔ)充貸款對(duì)特定金融機(jī)構(gòu)提供資金，從而改善了宏觀融資環(huán)境，對(duì)外釋放了流動(dòng)性支持，從而促進(jìn)消費(fèi)者信心增強(qiáng)，但是從整個(gè)政策工具操作到最終流動(dòng)性的加快卻需要一段時(shí)滯，所以在中長(zhǎng)期的正向影響強(qiáng)度要大于短期。從時(shí)變演進(jìn)的角度來看，無論是在短期還是長(zhǎng)期，抵押補(bǔ)充貸款對(duì)消費(fèi)者信心的促進(jìn)作用都在逐漸增大，原因是近年來抵押補(bǔ)充貸款這一結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具的操作越來越頻繁，對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的預(yù)期導(dǎo)向作用增強(qiáng)，融資成本降低，對(duì)消費(fèi)者信心刺激效果顯著。說明最近五年來抵押補(bǔ)充貸款操作不僅改善了宏觀融資環(huán)境，在擴(kuò)大內(nèi)需上也發(fā)揮了重要作用。

圖11 PSL對(duì)CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從圖12時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖可以看出，在三個(gè)時(shí)點(diǎn)上抵押補(bǔ)充貸款對(duì)消費(fèi)者信心的脈沖響應(yīng)走勢(shì)基本相同，都呈現(xiàn)出短期負(fù)向長(zhǎng)期正向的效果。在0-2期三個(gè)時(shí)點(diǎn)上的脈沖響應(yīng)都為負(fù)值，從第3期開始扭負(fù)為正，都呈現(xiàn)出逐漸上升的趨勢(shì)，并分別在第11期之后達(dá)到最大脈沖反應(yīng)值，隨后顯現(xiàn)出緩慢下降的趨勢(shì)。這說明抵押補(bǔ)充貸款在早期存在時(shí)滯性，在中后期開始產(chǎn)生較強(qiáng)的正向影響效果，并且持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)，這與三維等間隔脈沖響應(yīng)圖所得結(jié)論一致。

圖12 PSL對(duì)CCI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

2.民間投資受結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

從圖13可以看出，在1個(gè)單位抵押補(bǔ)充貸款對(duì)民間投資的正向沖擊下大部分時(shí)期產(chǎn)生了正向沖擊效果，說明從整體上來看抵押補(bǔ)充貸款對(duì)民間投資產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用。從不同時(shí)期的沖擊效應(yīng)來看，三個(gè)時(shí)期的脈沖響應(yīng)走勢(shì)大致趨同，結(jié)合時(shí)變演進(jìn)的角度可以看出，2015—2018年三個(gè)不同提前期的脈沖響應(yīng)值都呈現(xiàn)出由負(fù)轉(zhuǎn)正并逐漸走高的趨勢(shì)，這說明抵押補(bǔ)充貸款對(duì)民間投資的正向促進(jìn)作用是在經(jīng)歷了一個(gè)短暫的時(shí)滯后才產(chǎn)生的。2015—2018年因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化出現(xiàn)了短暫的衰減，但隨后又繼續(xù)出現(xiàn)增勢(shì)，在此期間中長(zhǎng)期的正向沖擊強(qiáng)度整體上大于短期，這是因?yàn)闀r(shí)滯較短，從長(zhǎng)期來看抵押補(bǔ)充貸款的正向促進(jìn)作用所受影響較小，故顯得正向響應(yīng)強(qiáng)度更大。三個(gè)不同提前期的脈沖響應(yīng)都在2017—2018年達(dá)到最大脈沖響應(yīng)值過后開始逐漸衰減，同時(shí)在2018—2019年短期的正向反應(yīng)強(qiáng)度又開始反超中長(zhǎng)期，因?yàn)閺拈L(zhǎng)期來看抵押補(bǔ)充貸款的政策效果到了運(yùn)行后期對(duì)民間投資的促進(jìn)作用受到顯著削弱，并且三個(gè)時(shí)期在2019—2020年正向響應(yīng)值又變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)值也進(jìn)一步佐證了這一點(diǎn)。說明抵押補(bǔ)充貸款作為一種結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具在短期和中期對(duì)民間投資的正向促進(jìn)作用較大，但是從長(zhǎng)期來看會(huì)抑制民營企業(yè)投資。

圖13 PSL對(duì)MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從圖14時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖可以看出，在三個(gè)時(shí)點(diǎn)上抵押補(bǔ)充貸款對(duì)民間投資的脈沖響應(yīng)走勢(shì)大致趨同，整體來看都呈現(xiàn)出先升后降的趨勢(shì)。其中2016年8月和2018年4月這兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)值分別在第1期和第2期扭負(fù)為正，隨后呈現(xiàn)出逐漸走高的趨勢(shì)，這也說明了抵押補(bǔ)充貸款對(duì)民間投資的正向促進(jìn)作用會(huì)經(jīng)歷短暫的時(shí)滯。但是這種正向響應(yīng)在第10期過后基本都呈現(xiàn)出衰減的趨勢(shì)，同時(shí)從2019年12月這一時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)值都為負(fù)也可以看出，從長(zhǎng)期來看抵押補(bǔ)充貸款這一結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)民間投資的正向影響會(huì)顯著削弱，甚至出現(xiàn)負(fù)向反應(yīng)值。

圖14 PSL對(duì)MI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

3.消費(fèi)者信心受結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

從圖15可以看出，1個(gè)單位正向中期借貸便利MLF對(duì)消費(fèi)者信心沖擊的脈沖響應(yīng)值都為正，說明中期借貸便利對(duì)消費(fèi)者信心具有正向刺激的作用。從不同時(shí)期的沖擊效應(yīng)來看，中期和長(zhǎng)期的脈沖響應(yīng)值整體上顯著大于短期，這說明結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具在中期和長(zhǎng)期對(duì)消費(fèi)者信心的正向刺激作用大于短期。因?yàn)橹衅诮栀J便利有利于降低金融機(jī)構(gòu)中期融資的成本，從而降低受扶持的實(shí)體經(jīng)濟(jì)部分的中長(zhǎng)期資金成本，使得居民未來收入預(yù)期增加進(jìn)而增強(qiáng)居民消費(fèi)信心，所以在中長(zhǎng)期政策效果更佳。結(jié)合時(shí)變演進(jìn)的角度，從2018年開始這種正向影響呈現(xiàn)出顯著的衰減趨勢(shì)，尤其是中長(zhǎng)期下降幅度最大，從2019年開始短期的脈沖響應(yīng)值甚至高于中長(zhǎng)期的脈沖響應(yīng)值。這是因?yàn)閺?018年開始，受中美貿(mào)易戰(zhàn)、新冠肺炎疫情蔓延以及后疫情時(shí)期工業(yè)恢復(fù)較慢等宏觀因素的影響，居民未來收入預(yù)期顯著降低，故導(dǎo)致結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具M(jìn)LF對(duì)消費(fèi)者信心的正向影響削弱。

圖15 MLF對(duì)CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

圖16時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖表明，在三個(gè)時(shí)點(diǎn)上消費(fèi)者信心對(duì)中期借貸便利沖擊的脈沖響應(yīng)路徑導(dǎo)致趨同，整體上都呈現(xiàn)出先升后降的趨勢(shì)。三個(gè)時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)在經(jīng)歷了第一期短暫的下降后，從第2期開始呈現(xiàn)出逐漸走高的趨勢(shì)，其中2016年8月和2018年4月這兩個(gè)時(shí)點(diǎn)都在第10期達(dá)到最大值，2019年12月在第4期達(dá)到最大值，隨后脈沖響應(yīng)值都呈現(xiàn)出逐漸走低的趨勢(shì)，直到第15期依然沒有收斂至0。這不僅說明中期借貸便利對(duì)消費(fèi)者信心在短期和中期的正向影響最大，還說明了中期借貸便利這一結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心正向影響的持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。

圖16 MLF對(duì)CCI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

4.民間投資受結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具沖擊的時(shí)變響應(yīng)分析

從圖17可以看出，1個(gè)單位正向中期借貸便利MLF對(duì)民間投資沖擊的脈沖響應(yīng)值在大部分時(shí)期為正，說明中期借貸便利對(duì)民間投資具有正向刺激的作用。結(jié)合不同時(shí)期的沖擊效應(yīng)和從時(shí)變演進(jìn)過程來看，在短期中期借貸便利經(jīng)歷了短暫的負(fù)向脈沖響應(yīng)值過后在2016年扭負(fù)為正，隨后迅速走高，在2016年和2017年達(dá)到最大脈沖響應(yīng)值，在中期和長(zhǎng)期也呈現(xiàn)出一致的脈沖響應(yīng)走勢(shì)，這說明中期借貸便利經(jīng)歷短暫的時(shí)滯過后對(duì)民間投資的正向促進(jìn)作用會(huì)加強(qiáng)。從2016年初到2017年中期三個(gè)提前期的脈沖響應(yīng)值開始迅速降低，在短期脈沖響應(yīng)值甚至為負(fù)。這說明在2016—2018年由于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化導(dǎo)致民間投資降低，而在短期中期借貸便利由于存在時(shí)滯性，外加民營企業(yè)本身投資意愿降低因而產(chǎn)生短暫的負(fù)向影響。隨后三個(gè)提前期的脈沖響應(yīng)值又開始迅速回升，并在2017年和2018年達(dá)到峰值，這說明中期借貸便利作為國家扶持小微企業(yè)的重要政策之一，對(duì)民營企業(yè)產(chǎn)生了較強(qiáng)的拉動(dòng)作用，隨后又呈現(xiàn)出衰減的趨勢(shì)，在短期的脈沖響應(yīng)值顯著大于在中長(zhǎng)期，并且從長(zhǎng)期來看最終會(huì)再次變?yōu)樨?fù)向反應(yīng)值。這說明中期借貸便利更加適宜短期操作，雖然從中長(zhǎng)期來看對(duì)民間投資的拉動(dòng)作用強(qiáng)，但長(zhǎng)期操作最終也會(huì)抑制民間投資的提高。

圖17 MLF對(duì)MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

圖18時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖表明，在三個(gè)時(shí)點(diǎn)上民間投資對(duì)中期借貸便利的響應(yīng)路徑表現(xiàn)出與等間隔脈沖響應(yīng)圖類似的響應(yīng)特征，整體上都呈現(xiàn)出先升后降的趨勢(shì)，也進(jìn)一步佐證了模型的可靠性。具體來看，在第1期三個(gè)時(shí)點(diǎn)都呈現(xiàn)出脈沖響應(yīng)值變小的狀態(tài)，在2019年12月這個(gè)時(shí)點(diǎn)甚至呈現(xiàn)出負(fù)向脈沖響應(yīng)值，這說明中期借貸便利這一結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具具有時(shí)滯性，這與三維等間隔脈沖響應(yīng)分析所得結(jié)論一致。隨后脈沖響應(yīng)值逐漸走高，其中2016年8月和2019年12月這兩個(gè)時(shí)點(diǎn)在第5期達(dá)到最大脈沖響應(yīng)值，2018年4月這個(gè)時(shí)點(diǎn)在第9期達(dá)到最大脈沖響應(yīng)值，隨后開始呈現(xiàn)出衰減的趨勢(shì)，2018年4月和2019年12月這兩個(gè)中期和長(zhǎng)期時(shí)點(diǎn)最終都會(huì)衰減為負(fù)值，而2016年8月這個(gè)短期時(shí)點(diǎn)在第12期過后又呈現(xiàn)出走高的趨勢(shì)。這說明中期借貸便利在短期對(duì)民間投資的正向促進(jìn)作用更穩(wěn)定且持續(xù)時(shí)間更長(zhǎng)，適宜短期操作。

圖18 MLF對(duì)MI的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖

結(jié) 論

本文基于構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局視角，采用帶時(shí)變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型探討在需求側(cè)改革信號(hào)下總量型與結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具的時(shí)變效應(yīng)。所得結(jié)論如下：

1.寬松的總量數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向促進(jìn)作用具有時(shí)滯性，且在中長(zhǎng)期的正向刺激強(qiáng)度大于短期，同時(shí)寬松的總量數(shù)量型貨幣政策工具在短期對(duì)民間投資增長(zhǎng)正向促進(jìn)作用大于中長(zhǎng)期，且長(zhǎng)期寬松的總量數(shù)量型貨幣政策工具反而會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生抑制作用，所以在中后期應(yīng)該收緊總量數(shù)量型貨幣政策工具，以防資本的無序擴(kuò)張和產(chǎn)能過剩導(dǎo)致的投資有效性下降。

2.緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策對(duì)消費(fèi)者信心在短期內(nèi)的正向刺激作用強(qiáng)于中長(zhǎng)期，同時(shí)發(fā)現(xiàn)總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具對(duì)消費(fèi)者信心的正向影響持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。另外，從民間投資角度來看，相對(duì)緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具表現(xiàn)出與總量數(shù)量型貨幣政策工具類似的響應(yīng)特征，即總量?jī)r(jià)格型貨幣政策的相對(duì)緊縮在短期對(duì)民間投資的正向促進(jìn)作用大于長(zhǎng)期，但是持續(xù)緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具在長(zhǎng)期最終會(huì)抑制民間投資增速，所以總量?jī)r(jià)格型貨幣政策從長(zhǎng)期來看應(yīng)適當(dāng)放松。

3.結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具(抵押補(bǔ)充貸款)對(duì)消費(fèi)者信心的影響在早期存在時(shí)滯性，從中后期開始產(chǎn)生較強(qiáng)的正向影響效果，并且持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。同時(shí)抵押補(bǔ)充貸款作為一種結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具在短期和中期對(duì)民間投資具有較大的正向促進(jìn)作用，但是在長(zhǎng)期會(huì)抑制民間投資，故適宜短期操作。

4.結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具(中期借貸便利)對(duì)消費(fèi)者信心在短期和中期的正向刺激作用較大，并且對(duì)消費(fèi)者信心正向影響的持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。短期中期借貸便利對(duì)民間投資的正向刺激作用存在時(shí)滯性，由于時(shí)滯較短，經(jīng)歷過時(shí)滯過后依然能對(duì)民間投資產(chǎn)生較強(qiáng)的正向促進(jìn)作用，但是在中長(zhǎng)期最終會(huì)對(duì)民間投資產(chǎn)生抑制作用，所以結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具在短期對(duì)民間投資的正向促進(jìn)作用更穩(wěn)定，持續(xù)時(shí)間更長(zhǎng)，故適宜短期操作。

綜上，從提振消費(fèi)者信心角度來看，由于總量數(shù)量型貨幣政策工具和結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具存在時(shí)滯性且短期正向效果弱于中長(zhǎng)期，故可以搭配相對(duì)緊縮的總量?jī)r(jià)格型貨幣政策工具，同時(shí)也可以通過結(jié)構(gòu)價(jià)格型貨幣政策工具的短期操作產(chǎn)生持續(xù)性正向促進(jìn)作用來應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)下行周期的宏觀不良經(jīng)濟(jì)因素。從民間投資增長(zhǎng)來看，寬松的總量數(shù)量型工具和緊縮的總量?jī)r(jià)格型工具分別通過資金供給和控制物價(jià)在短期產(chǎn)生較強(qiáng)的促進(jìn)作用，但在長(zhǎng)期會(huì)抑制民間投資增長(zhǎng)，故在長(zhǎng)期應(yīng)適當(dāng)調(diào)整減小抑制作用，同時(shí)結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具也表現(xiàn)出長(zhǎng)期影響的抑制性，故可以適當(dāng)增加結(jié)構(gòu)型工具的操作頻率，從而對(duì)民間投資產(chǎn)生更持久的拉動(dòng)作用。通過總量型和結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具的相互搭配和使用來提高居民的消費(fèi)信心并發(fā)揮民間投資對(duì)國內(nèi)投資的核心推動(dòng)作用，進(jìn)而打通經(jīng)濟(jì)循環(huán)中釋放需求側(cè)潛力的堵點(diǎn)，深化需求側(cè)改革，為構(gòu)建“雙循環(huán)”經(jīng)濟(jì)發(fā)展新格局提供支撐。