白中帥，張前程

(安徽大學 經(jīng)濟學院，合肥 230601)

在經(jīng)濟新常態(tài)下，我國經(jīng)濟從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，國際收支保持穩(wěn)定，大量外匯進入我國市場的局面發(fā)生了巨大改變，中央銀行傳統(tǒng)的流動性管理措施效果下降，需要創(chuàng)新型貨幣政策工具主動發(fā)揮管理流動性作用。我國政府要求中央銀行積極開拓流動性渠道，于是央行創(chuàng)立了一系列適應當前經(jīng)濟發(fā)展的創(chuàng)新型貨幣政策工具，如短期流動性調(diào)節(jié)工具、常備借貸便利(Standing Lending Facility，SLF)，抵押補充貸款(Pledged Supplementary Lending，PSL)等數(shù)量型和價格型工具，這些創(chuàng)新型工具能夠較好地適應新常態(tài)下的經(jīng)濟，提高貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟的有效性。

當央行運用創(chuàng)新型貨幣政策工具為市場提供大量資金時，根據(jù)流動性供求理論，在其它條件不變的前提下，貨幣供給量的增加導致利率降低，進而使得市場資產(chǎn)價格變動。創(chuàng)新型貨幣政策工具通過質(zhì)押方式發(fā)行，金融機構(gòu)根據(jù)自身的特性可直接向央行抵押，從而獲得較低的流動性資金。因此，創(chuàng)新型貨幣政策工具使銀行擁有大量的資金，金融機構(gòu)融資成本降低也使得企業(yè)貸款成本隨之減少，公司有足夠的資金進行投資，推動了產(chǎn)出的增加。

國內(nèi)許多學者對創(chuàng)新型貨幣政策工具進行了研究，李文樂[1]在研究中發(fā)現(xiàn)：短期工具對利率影響不顯著且存在滯后，但其能緩解金融市場資金短期流動性緊張等問題；中期借貸便利(Medium-term Lending Facility，MLF)工具對金融機構(gòu)信貸的刺激作用明顯，且能直接傳導企業(yè)投資；長期工具易使利率下降，但也存在一定的滯后。李成等[2]研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)新型貨幣政策工具對市場利率下降起到了推動作用；其對信貸、投資和產(chǎn)出有明顯的影響，但這種作用在短期才會有明顯效果。黃晶[3]在研究中發(fā)現(xiàn)：金融結(jié)構(gòu)偏向銀行業(yè)，使得銀行業(yè)具有一定集中度，對增強貨幣政策利率傳導渠道有效性產(chǎn)生了積極作用。楊金鵬等[4]通過結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(structural vector autoregression，SVAR)模型發(fā)現(xiàn)常備借貸便利工具對我國短期市場利率傳導明顯減弱。鄧海清等[5]研究發(fā)現(xiàn)：MLF工具在當期即可對基準利率產(chǎn)生較大影響且持續(xù)時間長，而直接對市場進行貨幣投放對基準利率的影響明顯且短暫。劉姍等[6]研究發(fā)現(xiàn)：央行積極主動使用長短期借貸便利工具，能夠有效降低市場的長短利率，但中期借貸便利工具還不能發(fā)揮對利率的積極引導作用。黃威[7]通過對傳統(tǒng)型和創(chuàng)新型貨幣政策工具對比研究發(fā)現(xiàn)：隨著經(jīng)濟不斷變化發(fā)展，傳統(tǒng)的存款準備金率對經(jīng)濟調(diào)整作用下降，而新設(shè)立的三種創(chuàng)新型貨幣政策工具對經(jīng)濟增長并沒有起到積極作用。陳麗英等[8]研究發(fā)現(xiàn)：央行實施的創(chuàng)新型工具能夠有效降低市場利率，降低金融機構(gòu)支付的貸款利息，更好地促進弱勢企業(yè)的發(fā)展。鄧偉等[9]研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)新貨幣政策工具的使用增強了基礎(chǔ)貨幣的供應能力，提高了貨幣政策調(diào)控效率，對降低市場風險產(chǎn)生了積極作用。戰(zhàn)明華等[10]研究我國在轉(zhuǎn)型過程中貨幣政策工具發(fā)生的作用，貨幣政策對產(chǎn)能過剩行業(yè)具有顯著的調(diào)節(jié)功能，調(diào)控的強弱和效果與貨幣政策工具有密切聯(lián)系。

通過各學者研究創(chuàng)新型貨幣政策工具對基礎(chǔ)利率、債券收益率和期限不同的利率來分析其傳導效果，分析創(chuàng)新型貨幣政策工具對資產(chǎn)價格的傳導效果，這些研究大體停留在表面，不夠深入。因此，本文深入研究創(chuàng)新型貨幣政策對一些經(jīng)濟變量的傳導效果(如新型貨幣政策的實施如何緩和小微企業(yè)融資的問題，創(chuàng)新型貨幣政策工具對收入和物價的造成影響)，運用短期、中期和長期三條路徑對創(chuàng)新型貨幣政策工具效果進行研究，采取帶有隨機波動的時變參數(shù)模型，研究其對利率、貸款、投資和產(chǎn)出的影響，且加入通貨膨脹率這一變量，探究其對物價水平產(chǎn)生的影響，全面了解創(chuàng)新型貨幣政策工具，發(fā)現(xiàn)其在宏觀調(diào)控中的問題，使其在運用過程中更好地發(fā)揮促進經(jīng)濟的作用。

1 模型簡介及構(gòu)造

在不同時間，經(jīng)濟變量的變化導致模型的參數(shù)也不斷發(fā)生改變，傳統(tǒng)的向量自回歸模型和結(jié)構(gòu)向量自回歸模型都假定同方差，不能更好地解決參數(shù)變化的問題。將參數(shù)時變的特性引入SVAR模型，形成具有時變參數(shù)隨機波動的向量自回歸模型，簡稱TVP-SV-VAR模型[11]。

一個帶有s階滯后的SVAR模型的基本形式為

Ayt=F1yt-1+…+Fsyt-s+μt

(1)

式中：yt為解釋變量；t為時間，t=s+1，…，n；yt為k×1維向量；A為參數(shù)項，是k×k維系數(shù)矩陣；F為回歸系數(shù)，F(xiàn)1，…，F(xiàn)s為k×1維系數(shù)矩陣；μt為結(jié)構(gòu)性沖擊，μt～N(0，∑∑)。A和∑表示為

該SVAR模型屬于遞歸形式SVAR模型，因此對式(1)兩邊同時乘以A-1，得到

yt=Btyt-1+…Bsyt-s+A-1∑εt

(2)

式中：εt為結(jié)構(gòu)沖擊，εt～N(0，Ik)；Bi為回歸系數(shù)，Bi=A-1Fi(i=1，2，…，s)。將系數(shù)矩陣Bi按行元素進行累積形成向量β，同時定義Xt=Is×(yt-1，…，yt-s)，則式(2)可以寫成

yt=Xtβ+A-1∑εt，εt：N(0，Ik)

(3)

假設(shè)系數(shù)β、參數(shù)A和∑都隨時間變化，則式(3)表示為

(4)

(5)

對于

假設(shè)時變參數(shù)的沖擊與εt、μβt、μαt和μht無關(guān)，則∑β、∑α和∑h為對角矩陣。對于模型的估計，本文采用馬爾科夫鏈蒙特卡羅(MARKOFF Chain Monte Carto，MCMC)的方法對參數(shù)進行貝葉斯估計。

2 實證分析

2.1 變量選取

在創(chuàng)新型貨幣政策工具中，由于部分新型貨幣政策工具的操作量數(shù)據(jù)缺失，因此最終選擇SLF、MLF、PSL三種工具進行研究。由于基礎(chǔ)貸款利率在2015年后未發(fā)生改變，對進一步計算產(chǎn)生阻礙，因此選擇金融機構(gòu)貸款余額增長率為貸款變量；通貨膨脹率通過計算環(huán)比居民消費價格指數(shù)增長率獲得。選取1年期國債收益率為中期利率，3年期國債收益率為長期利率。創(chuàng)新型貨幣政策工具利率變動小，操作額數(shù)據(jù)不足，影響研究結(jié)果，故選擇新型工具的余額來計算，為保證研究的準確性，將余額進行對數(shù)處理。本文選取2016年1月至2020年12月每年月度數(shù)據(jù)進行研究，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行和中國貨幣網(wǎng)。表1為變量選擇。

表1 變量選擇

2.2 平穩(wěn)性檢驗

為避免“偽回歸”，TVP-SV-VAR模型要求所有變量均平穩(wěn)，因此本文對選取的變量進行單位根檢驗，判斷變量穩(wěn)定性情況。其中MLF、PSL和GZ3Y在一階滯后處理時發(fā)現(xiàn)概率P≠0，即穩(wěn)定性較差，所以對其進行二階滯后處理，處理后發(fā)現(xiàn)P=0，符合穩(wěn)定性標準。因此，選取的變量都符合穩(wěn)定性標準，可以進行后期的計算，變量單位根檢驗值結(jié)果如表2所示。

表2 變量單位根檢驗值

2.3 最佳滯后階數(shù)的確定

借助普通VAR模型的滯后階數(shù)判定方法，有多種方法可以判斷最佳滯后階數(shù)，表3為變量最佳滯后階數(shù)值。

表3 變量最佳滯后階數(shù)值

根據(jù)表3可知，采用赤池信息準則，確定最佳滯后階數(shù)為3。

2.4 樣本有效性檢驗

通過對選取的數(shù)據(jù)進行隨機抽取組成樣本，對樣本進行有效性檢驗，使選取的全部數(shù)據(jù)符合研究內(nèi)容。圖1為參數(shù)自相關(guān)系數(shù)圖；圖2為參數(shù)變量路徑圖；圖1～圖2的橫坐標表示研究的期數(shù)，縱坐標表示影響的大小。圖3為后驗分布圖。參數(shù)Sb1、Sb2、Sa1、Sa2、Sh1、Sh2分別指SLF工具對SLF、利率、貸款、投資、收入及通貨膨脹的敏感性反應。

圖1 自相關(guān)系數(shù)圖

圖2 參數(shù)變量路徑圖

圖3 后驗分布圖

由圖1可以看出，參數(shù)自相關(guān)圖的數(shù)值變化整體在0附近變動，表示選取的樣本間無相關(guān)性。由圖2可以看出，參數(shù)路徑在一定數(shù)值間有明顯的集中度，表示樣本路徑抽樣數(shù)據(jù)穩(wěn)定。圖1和圖2表明，通過預設(shè)參數(shù)的MCMC抽樣獲得的樣本是不相關(guān)的有效樣本。由圖3a、3b可以看出，參數(shù)后驗分布集中在2～3之間；圖3c、3d的參數(shù)后延分布集中在2～5之間；圖3e、3f的參數(shù)后驗分布在0～0.01附近。參數(shù)后驗分布圖是對參數(shù)相關(guān)性和參數(shù)路徑的檢驗，通過后驗分布來確定參數(shù)相關(guān)性和參數(shù)路徑結(jié)果是否正確。

2.5 參數(shù)估計結(jié)果分析

為使參數(shù)結(jié)果更加精確，選擇MCMC方法進行檢驗，對選取的變量進行10000次抽取，放棄前1000次抽取的結(jié)果。表4為短期變量的參數(shù)估計結(jié)果。

由表4可以看出，參數(shù)的后驗均值均在95%置信區(qū)間內(nèi)，且格威克值均在1.96以下，表明抽樣的結(jié)果趨于集中。參數(shù)變量的無效因子最大為24.62，其余部分的無效因子值較低，表明MCMC對參數(shù)的后驗分布進行了有效抽樣。綜上所述，TVP-SV-VAR模型的參數(shù)估計有效。通過對短期、中期和長期三條路徑分析變量的傳導效果，確定選取的變量符合模型要求。分別對短期、中期和長期的創(chuàng)新型政策工具進行MCMC檢驗，由于版面原因，本文只選取短期的參數(shù)估計結(jié)果。

表4 短期變量的參數(shù)估計結(jié)果

2.6 脈沖響應分析

2.6.1 等時間間隔的脈沖響應函數(shù)

分別選取4期、8期和12期的滯后階數(shù)，用于研究短期、中期和長期等時間間隔脈沖響應圖。圖4～圖6表示不同貨幣政策工具對不同變量的等時間間隔的脈沖響應圖，橫坐標為時間點，縱坐標是對不同變量的影響大小。

圖4 SLF等時間間隔的脈沖響應圖

圖5 MLF等時間間隔的脈沖響應圖

圖6 PSL等時間間隔的脈沖響應圖

由圖4a可以看出，SLF工具對短期利率的影響呈顯著的時變性特征，尤其在滯后第4期時，反應強度明顯。由圖4b可以看出，SLF對貸款有明顯的時變性特征，在滯后4期變化較明顯。圖4c中，SLF對投資在滯后8期和滯后12期較滯后4期反應更穩(wěn)定。在圖4d中，SLF對收入整體為負向反應，且滯后4期較為顯著；圖4e中，SLF對CPI的反應相比于利率、貸款、投資、收入強烈，反應幅度更大。

圖5a中可以看出，MLF對中期利率的影響比前期顯著，后期趨于穩(wěn)定，整體為正向反應。圖5b中，MLF對貸款整體為正向反應，但在2018年變?yōu)樨撓蚍磻?。圖5c中，MLF對投資的反應更顯著，前期比利率、貸款、投資、收入的反應更強烈，整體為正向反應，說明MLF工具的使用降低了中小企業(yè)融資成本，加大了其對生產(chǎn)的投入。圖5d中，MLF前期對收入的影響幅度較小，后期反應較明顯，尤其滯后4期反應更強烈。圖5e中，MLF對通貨膨脹的前期為正向反應且較為顯著，但在后期時為負向反應且反應幅度平穩(wěn)，沒有發(fā)生較大的變化；由于2018年實施“降準釋放”制度，該次實施政策制度的資金主要用于償還到期的中期借貸便利工具的額度，因此導致市場中的貨幣供給量不足，企業(yè)獲取貸款資金減少，故2018年為負向反應。

由圖6a可以看出，PSL對長期利率為負向反應，2016-2020年的PSL操作余額比其它工具的余額少，對市場的操作額較多，說明市場中的貨幣量增加，使得長期利率降低，變?yōu)樨撓蚍磻?；在圖6a中，PSL對長期利率的變動幅度較大，整體為負向反應，后期反應較為平緩。在圖6b中，PSL在不同滯后期對貸款的反應不同，滯后4期和滯后12期時為正向反應，而滯后8期為負向反應。在圖6c中，PSL對投資的脈沖為負向反應，滯后8期和滯后12期反應強度高于滯后4期。在圖6d中，PSL對收入的脈沖響應為負，且波動較為平穩(wěn)。在圖6e中，PSL對CPI為正向反應且反應波動較大。2016-2020年，央行為使經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展，更好地實施貨幣政策工具，引導金融機構(gòu)加大對國民經(jīng)濟重點領(lǐng)域和發(fā)展較弱行業(yè)的支持力度，多次使用PSL工具進行操作；由于操作額的增加，使得市場中的資金增多，提高了通貨膨脹率。

2.6.2 特定時點的脈沖響應函數(shù)

本文選取3個特定時點：2017年3月，由于創(chuàng)新型貨幣政策工具起步晚，調(diào)控效應需要一定時間才能顯現(xiàn)，截至2017年，短期、中期和長期貨幣政策工具已經(jīng)推出一段時間，有待檢驗其調(diào)控經(jīng)濟的效果；2018年4月，中美貿(mào)易摩擦，在此因素影響下，檢驗新型貨幣政策工具的調(diào)控效用；2020年2月，新冠疫情開始在中國傳播，選擇在疫情前后觀察創(chuàng)新工具的變化。圖7～圖9為不同的新型貨幣政策工具對不同變量的時點脈沖響應圖，橫坐標表示不同的滯后期，縱坐標為影響的大小。

圖7 SLF特定時點的脈沖響應圖

圖8 MLF特定時點的脈沖響應圖

圖9 PSL特定時點的脈沖響應圖

由圖7a可以看出，第4期之前，SLF工具對短期利率的反應較強，2017年和2018年為正向反應且高于2020年負向反應；第4期后，SLF對短期利率的反應趨于穩(wěn)定。圖7b中，2018年和2020年中，SLF對貸款的脈沖響應影響較強。圖7c中，SLF對投資的脈沖響應在2020年波動幅度較大，整體為負向反應。圖7d中，SLF對收入的脈沖在2017和2018年中反應整體波動不明顯，但2020年的波動幅度較大。圖7e中，SLF對物價的影響整體為負向反應，只有在2020年的第3期時，SLF對物價的影響達到最大值。雖在疫情背景下，各大企業(yè)為了生存也要繼續(xù)生產(chǎn)，因此對貸款的需求增加，市場中貨幣供給量不足，央行通過創(chuàng)新型貨幣政策工具向市場投入資金，導致利率降低。市場需求減少使得公司投資規(guī)模緊縮，產(chǎn)出較少，導致物價發(fā)生變化。從SLF對投資和產(chǎn)出的影響看，產(chǎn)出相對投資有滯后現(xiàn)象。

在圖8a中，MLF對中期利率的影響整體為正向反應，且2017年的反應較大，MLF工具對中期利率傳導顯著；在創(chuàng)新型工具產(chǎn)生后，2017年MLF的操作額較大，因此對中期利率的影響明顯。在圖8b中，MLF前期對貸款的脈沖反應波動較大，后期趨于收斂；MLF對貸款大部分為正向反應且幅度較大。從圖8c中可以看出，MLF對投資為正向反應，2017年反應顯著高于2018年和2020年；選取2017年這個時點是為了中期借貸便利工具創(chuàng)立初期的實施情況，而2018年中美貿(mào)易摩擦和2020年疫情的影響，因此反應沒2017年強烈。圖8d中，2018年和2020年MLF對收入的影響幅度高于2017年的變化幅度，因2018年受到中美摩擦和2020年的疫情的影響。由圖8e中可以看出，MLF對CPI的影響遞減，第3期后，慢慢趨于穩(wěn)定，且2017年的反應高于2018和2020年。

在圖9a中，PSL對長期利率的脈沖反應整體平穩(wěn)，大部分為負向反應。在圖9b中，PSL對貸款的變化幅度較大，初期時達到最大值，在第6期時，達到最低值；這是因為中美貿(mào)易摩擦和疫情影響了貸款的變化，使得貸款利率變化明顯，導致了對貸款的影響幅度較大。在圖9c中，PSL對投資的脈沖影響幾乎重合，說明2017年、2018年和2020年受到PSL的影響相似。在圖9d中，PSL對收入脈沖反應較明顯，在第5期時達到低值。在圖9e中，PSL對CPI的影響幅度也較大，且三年的變化幾乎重合，初期時反應達到最大值，而在第3期時達到最低值；這是因為中美貿(mào)易摩擦使得國內(nèi)商品銷售困難，大量積壓于國內(nèi)，后期只能低價進行銷售，導致國內(nèi)商品供給增加，使物價水平下降，產(chǎn)品供給量的變化使得物價不斷發(fā)生改變。2020年新冠疫情發(fā)生，前期為爭搶商品，使物價水平明顯提高；后期由于受到國家的管控，商品大量供給，使物價水平降低；但供應量的變化，導致物價水平變化較大。

3 結(jié)束語

通過運用隨機變動的時變參數(shù)向量自回歸模型，選取創(chuàng)新型貨幣政策工具、國債利率、貸款增長率等變量，研究創(chuàng)新型貨幣政策工具對利率、投資、產(chǎn)出和物價的傳導效果，得出結(jié)論：(1)創(chuàng)新型貨幣政策工具對中期和長期利率的影響比短期利率影響更為顯著；(2)創(chuàng)新貨幣政策工具對物價水平傳導效果有顯著反應；(3)創(chuàng)新型貨幣政策工具的傳導會受到某些事件影響而發(fā)生改變。

創(chuàng)新型貨幣政策對我國經(jīng)濟發(fā)展有著積極作用，為推動經(jīng)濟發(fā)展，提出以下幾點建議。

一是充分利用創(chuàng)新型貨幣政策工具，使其在調(diào)節(jié)利率過程中發(fā)揮更重要作用。我國市場利率變化多樣，若市場利率過高，將導致資金成本提高，影響企業(yè)融資成本，不利于經(jīng)濟的發(fā)展；反之將導致資源浪費。

二是更好地運用創(chuàng)新型貨幣政策工具對實體經(jīng)濟推動作用。創(chuàng)新型貨幣政策工具的使用，尤其PSL工具的使用可促進金融機構(gòu)對小微企業(yè)等融資難度較大的弱勢企業(yè)的支持，擴大投資及產(chǎn)出的增長。

三是根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展形式，不斷對創(chuàng)新型貨幣政策工具進行調(diào)整。國內(nèi)外經(jīng)濟復雜多變，一些特殊事件可能使經(jīng)濟發(fā)生重大變化，政府相關(guān)機構(gòu)要根據(jù)經(jīng)濟形式不斷調(diào)整創(chuàng)新型貨幣政策工具的使用，保障貨幣政策調(diào)控的結(jié)構(gòu)性、精準性、方向性。