我國貨幣政策利率傳導(dǎo)機制的實證研究

韓莉娟+徐銘鴻

摘要：文章在對利率市場化國家貨幣政策利率傳導(dǎo)機制效果分析以及對我國貨幣政策利率傳導(dǎo)機制有充分認識的基礎(chǔ)上，運用貨幣金融學(xué)原理，通過對1990-2015年我國的年度相關(guān)數(shù)據(jù)，建立VAR模型進行實證，檢驗我國貨幣政策利率傳導(dǎo)機制的有效性，得出了我國利率傳導(dǎo)機制不太顯著且存在時滯的結(jié)果。

關(guān)鍵詞：利率；貨幣政策傳導(dǎo)機制；VAR模型

一.數(shù)據(jù)處理

本文選取的指標(biāo)有 ： 貨幣供應(yīng)量指標(biāo) ， 利率指標(biāo) ， 物價指標(biāo) ， 消費指標(biāo) ， 投資指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo) ，指標(biāo)表示如下：

（1） 貨幣供應(yīng)量指標(biāo)?？紤]到我國中央銀行在進行貨幣政策操作時 ，實際上是以M2作為 中介 目標(biāo)的， 再加上 M 2 涵蓋了經(jīng)濟中的所有流通的貨幣 ， 因此在此選用M2 作為中央銀行政策操作的代理變量， M2 選用實際值 ， 記為RM 。

（2）利率指標(biāo)。選取一年期定期存款實際利率 ， 為金融機構(gòu)人民幣一年期定期存款基準(zhǔn)利率扣除通貨膨脹率后的實際利率 ， 記為 RR。

（3） 投資指標(biāo)。采用每年的實際全社會固定資產(chǎn)投資這個指標(biāo)來反映 ，是每年的實際全社會固定資產(chǎn)投資扣除通貨膨脹影響之后得到的，記為 RI 。

（4）消費指標(biāo)。采用每年的實際社會消費品零售總額來反映 ，也是根據(jù)社會消費品零售總額扣除通脹的影響得出的，記為RC 。

（5）產(chǎn)出指標(biāo)。本文采用每年的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值來反映產(chǎn)出和收人 ， 記為 RY。

（6） 物價指標(biāo)。鑒于 統(tǒng)計數(shù)據(jù)選取的可靠和便利 ， 本文選取居民消費物價定基指數(shù) ， 以 1990年為基期 ， 記為p 。

本文采用年度數(shù)據(jù)來反映貨幣政策利率傳導(dǎo)機制及效應(yīng) ， 數(shù)據(jù)樣本區(qū)間選取1990年 到2015年，共26期年度數(shù)據(jù)。居民消費物價指數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資額、全社會消費品零售總額等年度數(shù)據(jù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值年度數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計局網(wǎng)站，貨幣供應(yīng)量年度數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站。

考慮到時間序列數(shù)據(jù)并非是完全的線性變化，為了消除或減小序列中可能存在的異方差，使數(shù)據(jù)變得更為平滑則對變量取對數(shù)，分別記為LRM 、LRR、 LRI 、 LRC、 LRY。

二.平穩(wěn)性檢驗

由于VAR模型要求各數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的，所以在建模前必須對已產(chǎn)生的各對數(shù)序列數(shù)據(jù)和利率數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。利用 EViewS5.0對各序列分別采用ADF檢驗法進行單位根檢驗。

通過檢驗結(jié)果可知，LRM 、LRR、 LRI 、 LRC、 LRY都是非平穩(wěn)的，其中LRR、 LRI 、 LRC、 LRY經(jīng)過二階差分后，它們對應(yīng)的ADF統(tǒng)計量都小于1%顯著性水平的臨界值，拒絕有單位根的假設(shè)，即序列是平穩(wěn)的，而LRM是經(jīng)過三階差分才平穩(wěn)。

三. 建立向量自回歸模型 （VAR）

為了使數(shù)據(jù)經(jīng)過差分后是同階單整的，所以先將LRM做一次差分記為DLRM，表示貨幣供給量的增長率，同時從上文數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗可知，對DLRM序列做兩次差分后數(shù)據(jù)也是平穩(wěn)的。建立VAR模型的前提是數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的。因此，我們可以建立D（LRY，2）、D（LRI，2）、D（LRC，2）、D（DLRM，2）和D（LRR，2）的VAR模型。運用Eviews5.0軟件，結(jié)果表明：按照AIC、LR來看滯后2階為最優(yōu)，而此 時被估計的VAR模型的所有特征根值都小于1即位于單位圓內(nèi) ， 表明VAR（2）是結(jié) 構(gòu) 穩(wěn) 定 的 ，因此VAR模型選擇滯后期為2。

模型檢驗結(jié)果表明，各子方程的擬合優(yōu)度較高；殘差的平方和分別為0.099335、0.471363、0.167228、0.648146、0.379306，這些殘差平方和都非常小，AIC、SC值較小；同時VAR系統(tǒng)整體的決定性殘差為4.90E-15，AIC值是-17.25244，SC值是-14.51678，所以模型從子方程到整體的估計結(jié)果比較理想。

四.格蘭杰因果分析

利用上述VAR（2）模型生成的對象進行格蘭杰檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

從表1可以看出：（1）我國的貨幣供應(yīng)量的增長率D（DLRM，2）的變動不能成為利率D（LRR，2）變動的格蘭杰原因，說明利率變量是外生于經(jīng)濟系統(tǒng)的，這與我國長期實行固定利率制度的現(xiàn)實相吻合。（2）我國利率D（LRR，2）變動是引起固定資產(chǎn)投資變量D（LRI，2）變動的格蘭杰原因，但不是引起消費變量D（LRC，2）變動的格蘭杰原因。（3）貨幣供給量的增長量D（DLRM，2）是D（LRC，2）變動的格蘭杰原因，說明貨幣供給量的增長對消費具有一定的作用。

五.結(jié)論

從上文對我國1990年到2015年的實際變量數(shù)據(jù)的實證分析來看，可以得出以下結(jié)論：（1）我國基準(zhǔn)利率中介的前向傳導(dǎo)具有一定的剛性。中國人民銀行通過貨幣政策工具的操作，引起貨幣供給量的增減，但是貨幣供給量的變動基本上不引起基準(zhǔn)利率的變動，我國基準(zhǔn)利率具有較強的外生性。（2）實際基準(zhǔn)利率信息沖擊能引起會消費和投資的反方向變化，說明利率在貨幣政策的傳導(dǎo)機制中發(fā)揮著一定的后向傳導(dǎo)作用，但是作用是有限的。（3）貨幣政策利率傳導(dǎo)機制的有效性低且存在時滯。由此表明我國貨幣政策利率中介傳導(dǎo)作用較小并且滯后。適應(yīng)市場經(jīng)濟運行的貨幣政策利率傳導(dǎo)機制尚未真正形成，現(xiàn)行貨幣政策利率傳導(dǎo)效應(yīng)并不顯著。

參考文獻：

[1]陳飛、趙昕東、高鐵梅.我國貨幣政策工具變量效應(yīng)的實證分析[J].金融研究，2002，10

[2]劉莉君， 岳意定， 譚舒允.基于經(jīng)濟與社會兩個維度的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)績效評價指標(biāo)體系構(gòu)建[J].湖南科技大學(xué)學(xué)報，2010，6 .

[3]張輝.我國貨幣政策的匯率傳導(dǎo)機制研究[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2011，8.

作者簡介：

韓莉娟（1992-），女，山西朔州人，山西財經(jīng)大學(xué)2015（金融學(xué)）學(xué)術(shù)碩士研究生，研究方向：國際金融；徐銘鴻（1991-），女，山西臨汾人，山西財經(jīng)大學(xué)2015（金融學(xué)）學(xué)術(shù)碩士研究生，研究方向：金融發(fā)展、商業(yè)銀行經(jīng)營管理endprint