需求側(cè)改革下的貨幣政策時變效應(yīng)及搭配
——基于構(gòu)建“雙循環(huán)”格局視角

崔治文，肖智文

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟學(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)改革中的消費和投資堵點，形成需求和供給相互聯(lián)動的更高水平的平衡。2008年金融危機過后，我國寬松的宏觀貨幣政策及財政政策使得較大一部分資金流向虛擬經(jīng)濟，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，物價漲幅較大，同時中美貿(mào)易摩擦及美聯(lián)儲加息縮表使得國外經(jīng)濟環(huán)境相對惡化。2019年底開始的新冠肺炎疫情更加劇了對我國宏觀經(jīng)濟的沖擊，使國內(nèi)需求受到嚴重影響，導(dǎo)致當(dāng)前中國經(jīng)濟面臨著“債務(wù)升高—核心CPI通縮壓力—食品漲價較快—部分資產(chǎn)價格存在泡沫化跡象”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變效應(yīng)及搭配具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

一、文獻評述

國內(nèi)宏觀杠桿高企在一定程度上壓縮了消費和投資的空間，陳彥斌(2020)認為提升居民消費和有效投資是形成“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的關(guān)鍵[1]。“雙循環(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用國內(nèi)國際資源。金碚(2021)認為新形勢下的需求側(cè)改革國家宏觀調(diào)控的不應(yīng)該是“量”而應(yīng)該是消費和投資的“質(zhì)”[2]，這里“質(zhì)”的改善就是指居民消費的提高和有效投資的增加。從消費角度來看，國內(nèi)大部分民眾的超前消費行為主要集中在房地產(chǎn)行業(yè)，而房地產(chǎn)泡沫嚴重擠壓了居民的其他消費行為，使得居民消費欲望受到壓制，導(dǎo)致國內(nèi)需求市場疲軟，外加近年來物價漲幅較大和新冠肺炎疫情沖擊，使得居民消費信心受到壓制，未來預(yù)期消費也受到影響，導(dǎo)致我國居民儲蓄率居高不下，出現(xiàn)“流動性陷阱”。國內(nèi)學(xué)者梁紅梅、趙宏寶等(2020)[3]和李軍輝(2020)[4]從理論實證的角度出發(fā)，認為居民收入及收入結(jié)構(gòu)對居民消費水平產(chǎn)生影響，但是很少有學(xué)者從消費者信心角度去考察其對居民消費水平的作用。從理論上來看，居民收入水平與居民消費雖呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，但是若是在經(jīng)濟下行期宏觀經(jīng)濟環(huán)境處于不良狀態(tài)，居民對未來收入預(yù)期較低或者對物價上漲預(yù)期過高而變得更加理性，此時居民消費信心就會受到抑制，即使是高收入者也會優(yōu)先選擇儲蓄而非消費，市場經(jīng)濟中消費增長就會出現(xiàn)黏性。從投資角度來看，我國固定資產(chǎn)投資增速增長勢態(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)改革的體制機制層面上來看，實質(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性，外加信息化和數(shù)字化技術(shù)的推動，能夠發(fā)揮極大的市場效應(yīng)[2]。張勛、楊桐等(2020)從理論實證的角度，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融的發(fā)展使得貨幣流動性約束放松從而能夠顯著提高居民消費，促進經(jīng)濟增長，也進一步佐證了這一觀點[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體經(jīng)濟的兩類主要渠道[6]。其中貨幣傳導(dǎo)渠道是基于金融市場信息是完全的假設(shè)前提，廣義貨幣的變動最終只會在貨幣和有價債券之間進行配置，從而調(diào)控貨幣數(shù)量最終作用于消費和投資，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)負債表傳導(dǎo)渠道，其中資產(chǎn)負債表渠道主要是作用于企業(yè)，通過對輸入企業(yè)資金進行調(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)整金融機構(gòu)的貸款價格、規(guī)模和結(jié)構(gòu)，進而影響社會消費和投資水平，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)性通過理論實證研究的方式探討總量型與結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具對國有企業(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)改革來實現(xiàn)，其關(guān)鍵在于提升居民消費和有效投資，居民消費水平的提高更應(yīng)該關(guān)注于居民消費信心的增強，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現(xiàn)。目前少有文獻探討總量型與結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具在需求側(cè)改革信號下的政策效果，本文利用帶時變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型具有考量經(jīng)濟變量之間時變聯(lián)動關(guān)系的獨特特征，以此來分析兩種不同類型貨幣政策的時變效應(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施效果及其時變效應(yīng)，故采用帶時變參數(shù)的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型進行實證分析。帶時變參數(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)濟變量間的時變相關(guān)關(guān)系，同時解決模型中可能存在的異方差問題。

帶時變參數(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)進一步演變的成果，對經(jīng)濟變量的時變特征解釋效果更佳。原本一個含有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代表殘差項或結(jié)構(gòu)沖擊，ut～(0,∑∑)，At與∑t表示為：

將式(1)改寫成簡約化的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按照元素進行堆疊，且定義Xt=Ik?(yt-1,yt-2,…,yt-s)，可將式(2)進一步簡化為：

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)均服從時變的一階隨機游走過程，從而能夠捕捉到潛在經(jīng)濟現(xiàn)象的漸變和時變特征。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、居民消費信心以及民間投資增速，以下將對變量的選取和預(yù)處理進行詳細說明。

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價格型貨幣政策工具，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)價格型定向工具[8]。本文參考成學(xué)真(2018)的做法[9]，以抵押補充貸款余額與金融機構(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構(gòu)貸款余額的比值MLF作為結(jié)構(gòu)價格型貨幣政策工具的代理變量。

3.消費者信心

消費者信心代表了居民在對未來物價變化、預(yù)期收入和宏觀經(jīng)濟環(huán)境的理性思考下而產(chǎn)生的消費預(yù)期，并直接作用于居民的消費率和消費水平，也是促進消費的重要動力，與居民的收入水平相比能更全面地體現(xiàn)出居民的實際消費意愿，因此本文選取消費者信心指數(shù)的絕對值(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)生動力，促進有效投資，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)濟變量數(shù)據(jù)選取區(qū)間為2015年1月至2020年11月，然后對所有變量數(shù)據(jù)進行X-12季節(jié)性調(diào)整后再進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，數(shù)據(jù)來源于央行官網(wǎng)、國家統(tǒng)計局及東方財富網(wǎng)數(shù)據(jù)中心(1)經(jīng)作者查閱東方財富網(wǎng)所披露的經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)與權(quán)威官方網(wǎng)站所披露的經(jīng)濟數(shù)據(jù)相一致，所以變量數(shù)據(jù)具有可靠性。。

三、實證準(zhǔn)備

(一)穩(wěn)定性檢驗

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

從檢驗結(jié)果可以看出，原始序列數(shù)據(jù)除了R、PSL是平穩(wěn)的時間序列以外，其他經(jīng)濟變量數(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)會失去其本來的經(jīng)濟意義，因此分別對總量型貨幣政策工具和結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具與消費者信心指數(shù)和民間投資進行下一步協(xié)整檢驗。

表1 各變量ADF 檢驗結(jié)果(10%顯著水平)

表2-1 總量型貨幣政策工具協(xié)整檢驗結(jié)果

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

從協(xié)整檢驗結(jié)果可以看出，總量型貨幣政策工具變量與居民消費信心和民間投資的原始序列數(shù)據(jù)存在至少兩個協(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，價格型貨幣政策工具變量與居民消費信心和民間投資至少存在兩個協(xié)整關(guān)系，故也可以使用原始數(shù)據(jù)構(gòu)建帶時變參數(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、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 軟件分別對兩類貨幣政策工具構(gòu)建的模型進行模擬且滯后階數(shù)按上文估計結(jié)果確定為2，MCMC的抽樣次數(shù)取值為10 000。

對總量型貨幣政策工具沖擊的參數(shù)估計結(jié)果進行分析，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)滯后期估計結(jié)果

表3-2 結(jié)構(gòu)型工具下模型最優(yōu)滯后期估計結(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)估計結(jié)果與總量型貨幣政策模型估計結(jié)果類似，都存在一個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，兩個模型的抽樣結(jié)果都滿足后驗推斷要求且樣本抽樣最終都會傾于收斂，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結(jié)果

圖2 結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具估計結(jié)果

(二)總量型貨幣政策工具的時變響應(yīng)分析

1.消費者信心受總量數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的時變響應(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期的脈沖響應(yīng)函數(shù)，為了較為均衡地分析整個三維脈沖響應(yīng)圖，本文預(yù)設(shè)步長h=4、8、12，分別對應(yīng)X軸上的第4、8和12期，從而形成短期、中期和長期的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

從圖3 M2對消費者信心的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖中可以看出，2015—2020年整個曲面呈現(xiàn)一種相對一致的波動趨勢，說明在三個不同時期的脈沖響應(yīng)函數(shù)呈現(xiàn)相似的走勢，這表明帶時變參數(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。同時在三個時期都表現(xiàn)為正向影響，可以看出總量數(shù)量型貨幣政策工具對消費者信心具有正向刺激的作用，因為增加市場上的貨幣流通量可以滿足居民的貨幣需求，從而促進了消費信心的提高。但是從三維響應(yīng)圖來看，呈現(xiàn)相似的波動趨勢在短期正向影響波幅較小，在中長期波動幅度相對較大且大部分時期的脈沖響應(yīng)值低于短期。這表明M2對消費者信心的沖擊存在明顯的結(jié)構(gòu)性變化，說明在不同時期的沖擊效應(yīng)易受政策時滯或者突發(fā)事件的影響，也驗證了從時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，隨后在2017—2018年迎來了一次較大的增幅，并在2018年達到峰值約0.03，然后在經(jīng)歷了短暫的波動后在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。在中長期這種正向沖擊作用在2015—2017年呈現(xiàn)減弱的趨勢且小于在短期時的沖擊作用。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消費者信心的正向沖擊作用從長期來看會經(jīng)歷一段時間的時滯，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。這是因為在短期居民的消費信心主要還是取決于居民的收入水平和宏觀經(jīng)濟環(huán)境，由于總量數(shù)量型貨幣政策工具存在時滯，居民在短期內(nèi)對貨幣補足的預(yù)期較低，因此當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時居民還是處于理性狀態(tài)，所以消費信心不會產(chǎn)生較大增幅。在中長期，居民受貨幣政策信號的導(dǎo)向而產(chǎn)生較高的貨幣補足預(yù)期，而總量數(shù)量型工具的時滯性又導(dǎo)致了居民貨幣需求和貨幣供給的錯配，因此出現(xiàn)了在中長期的開始階段正向作用降低的現(xiàn)象，但在經(jīng)歷時滯過后由于貨幣供給的增加才使得居民消費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期操作，故使得中長期平穩(wěn)后的正向作用高于短期。

圖3 M2對CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

結(jié)合時點脈沖響應(yīng)圖(圖4)來看，本文從三個不同時點(2016年8月、2018年4月、2019年12月)來分析總量數(shù)量型工具對消費者信心的沖擊效應(yīng)。從圖4可以看出，在三個不同時點總量數(shù)量型貨幣政策工具對消費者信心都產(chǎn)生了正向影響，且從時變演進的角度來看，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趨勢，這與等間隔脈沖響應(yīng)圖所得結(jié)論一致。在0-5期三個時點的脈沖響應(yīng)走勢基本一致，呈現(xiàn)出“M”型波動趨勢，從第5期開始，2016年8月這個時點的脈沖響應(yīng)值開始呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢，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消費者信心的正向影響具有一定的持續(xù)性。同時從第5期開始，2018年4月的反應(yīng)強度顯著大于2019年12月和2016年8月，且在第13期這種反應(yīng)強度才開始衰減，而2019年12月這個時點的反應(yīng)強度呈現(xiàn)出緩慢走高的趨勢，并在第16期超過2018年4月的反應(yīng)強度。這說明從長遠來看，總量數(shù)量型貨幣政策工具對消費者信心具有更強且持續(xù)時間更久的正向影響，這也進一步佐證了總量數(shù)量型貨幣政策的時滯性特征。

圖4 M2對CCI的時點脈沖響應(yīng)圖

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

從圖5可以看出，整體上M2對民間投資的脈沖響應(yīng)值大部分為正，所以大部分時期總量數(shù)量型工具對民間投資總體上產(chǎn)生正向促進作用。從年份時間線來看，2015—2020年在不同提前期下整個曲面呈現(xiàn)出較為整齊的波動趨勢，表明模型估計結(jié)果較為穩(wěn)定可靠。從不同時期下的沖擊效應(yīng)來看，在短期總量數(shù)量型貨幣政策工具對民間投資的正向影響效果顯著大于中期和長期，并且在中長期最后還會對民間投資產(chǎn)生負向影響。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，但是從中長期尤其是長期來看，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)致資本的無序擴張和產(chǎn)能過剩問題，反而會降低民間投資的有效性，抑制民間投資的增加。從時變演進角度來看，三個時期隨時間的演變趨勢大致相同，呈“M”的駝峰狀。從圖5可以看出三個時期在2016—2017年M2對民間投資的正向作用呈現(xiàn)出較為急劇的下降趨勢，并在2017—2018年之間下降至最低點，在中期和遠期甚至由正向影響轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓蛴绊?。這是因為在2016年之前的八年里，為恢復(fù)金融危機以來的國民經(jīng)濟，我國貨幣政策總體是寬松的，市場需求旺、投資機會多，外加國家對創(chuàng)業(yè)的鼓勵和對小微企業(yè)的扶持，使得民間投資在這段時期高速增長，但是這也導(dǎo)致了在高收益的競爭性領(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率降低，民營企業(yè)家信心受到不利影響，對未來投資預(yù)期下降進而導(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滯，所以其在政策導(dǎo)向下從2016年開始對民間投資產(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)濟下行期的就業(yè)問題，國家又加大了對民營企業(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年中期開始進入了新一輪的增長期，并于2019年開始衰減收斂至平穩(wěn)狀態(tài)。

圖5 M2對MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從時點脈沖響應(yīng)圖(圖6)來看，總量數(shù)量型貨幣政策工具對民間投資的影響在三個時點的走勢大致相同，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)時間更長、強度更大，這是因為從2018年開始國家加大了對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)定在一個較高水平，促使民間投資進入了快速發(fā)展期且持續(xù)高于整體投資增速，此時總量數(shù)量型貨幣政策的正向促進效果更加顯著。和三維等間隔脈沖響應(yīng)圖所得結(jié)論一致，從長期來看，這種正向影響效果會隨著總量數(shù)量型貨幣政策的持續(xù)寬松而走向衰減，從時點脈沖響應(yīng)圖來看，最早在第7期開始產(chǎn)生負向影響效果。

圖6 M2對MI的時點脈沖響應(yīng)圖

3.消費者信心受總量價格型貨幣政策工具沖擊的時變響應(yīng)分析

從圖7可以看出，總量價格型貨幣政策工具對消費者信心產(chǎn)生正向沖擊，故總量價格型貨幣政策工具能通過貨幣渠道增強居民消費信心。但是不同時期下的脈沖響應(yīng)效果存在差異，在短期的總量價格型貨幣政策工具對消費者信心的正向脈沖響應(yīng)值大于在中長期的脈沖響應(yīng)值，這說明總量價格型貨幣政策工具在短期對消費者信心的促進效果優(yōu)于中長期。這是因為在短期緊縮的總量價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，使得居民消費欲望增強，提高消費者信心。但是從中長期來看，長時間的緊縮型總量價格型貨幣政策會使居民的手持財富減少，消費者是理性的，從而導(dǎo)致消費需求受到抑制，并且受外部沖擊和宏觀經(jīng)濟的波動影響，會使總量價格型貨幣政策工具對消費者信心的正向影響強度弱于短期。從時變演進的角度來看，三個時期從2015—2017年總量價格型貨幣政策工具對消費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年達到各自的峰值，隨后這種正向反應(yīng)呈現(xiàn)衰減的趨勢，原因是從2018年開始的中美貿(mào)易摩擦使國外宏觀經(jīng)濟環(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)濟受到影響，隨后2019年末的新冠肺炎疫情沖擊也使居民消費信心受到?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，中長期平穩(wěn)于0.063左右，短期正向效果依然強于中長期。

圖7 R對CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從時點脈沖響應(yīng)圖(圖8)來看，在三個時點上總量價格型貨幣政策工具對消費者信心的沖擊效應(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，即當(dāng)消費者信心受到1單位正向沖擊時，在前兩期呈現(xiàn)出迅速上升的趨勢，三個時點的脈沖響應(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，但三個時點直到第15期也沒有收斂于0。這說明總量價格型貨幣政策工具對消費者信心在短期內(nèi)的正向促進作用強于中長期，這與三維等間隔脈沖響應(yīng)圖分析結(jié)果一致，同時可以發(fā)現(xiàn)總量價格型貨幣政策工具對消費者信心的正向影響持續(xù)時間較長。

圖8 R對CCI的時點脈沖響應(yīng)圖

4.民間投資受總量價格型貨幣政策工具沖擊的時變響應(yīng)分析

從圖9可以看出，整體上R對民間投資的脈沖響應(yīng)值大部分為正，所以大部分時期總量價格型貨幣政策工具對民間投資產(chǎn)生正向促進作用。從不同時期下的沖擊效應(yīng)來看，整體而言短期和中期的正向脈沖響應(yīng)強度大于長期，并且在長期總量價格型貨幣政策工具最終會對民間投資產(chǎn)生負向影響效果。這說明緊縮的總量價格型貨幣政策工具在短期和中期對民間投資的促進效果優(yōu)于長期，但隨著政策實施時間的延長，長期緊縮的總量價格型貨幣政策工具最后會對民間投資產(chǎn)生抑制作用。因為總量價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，能夠更好地向市場傳遞政府導(dǎo)向信息，緊縮的總量價格型貨幣政策的實施背景往往是當(dāng)經(jīng)濟處于過熱周期，緊縮的價格型政策可以通過緊縮銀根控制通脹問題，而民營企業(yè)對物價的彈性反應(yīng)相對于國有企業(yè)更加敏感，因此在緊縮的總量價格型貨幣政策下可以降低民營企業(yè)的投資成本，進而促進民營企業(yè)投資水平的提高。但從長期來看，與對消費者信心的影響類似，長期緊縮的總量價格型政策仍然會抑制企業(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。從時變演進的角度來看，總量價格型貨幣政策工具對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民間投資沖擊類似的“M”型趨勢，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,總量價格型貨幣政策工具的降幅更大，這說明總量價格型貨幣政策的正向影響效果更容易受到?jīng)_擊，因為我國利率市場化水平整體而言不夠高，經(jīng)濟的市場化程度和金融市場結(jié)構(gòu)也不夠完善，在面對宏觀環(huán)境的不良沖擊時,總量價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MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從圖10時點脈沖響應(yīng)圖來看，在三個時點上總量價格型貨幣政策工具對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。其中2016年8月這個時點的最大脈沖響應(yīng)值0.044在上升后的第1期達到，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)時間較長。其余兩個時點在經(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)樨撓蝽憫?yīng)，這說明總量價格型貨幣政策工具對民間投資在短期的正向影響強度大于長期，且在長期最終會抑制民間投資增速，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MI的時點脈沖響應(yīng)圖

(三)結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具的時變響應(yīng)分析

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

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

圖11 PSL對CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

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

圖12 PSL對CCI的時點脈沖響應(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變響應(yīng)分析

從圖13可以看出，在1個單位抵押補充貸款對民間投資的正向沖擊下大部分時期產(chǎn)生了正向沖擊效果，說明從整體上來看抵押補充貸款對民間投資產(chǎn)生了正向促進作用。從不同時期的沖擊效應(yīng)來看，三個時期的脈沖響應(yīng)走勢大致趨同，結(jié)合時變演進的角度可以看出，2015—2018年三個不同提前期的脈沖響應(yīng)值都呈現(xiàn)出由負轉(zhuǎn)正并逐漸走高的趨勢，這說明抵押補充貸款對民間投資的正向促進作用是在經(jīng)歷了一個短暫的時滯后才產(chǎn)生的。2015—2018年因為宏觀經(jīng)濟環(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，在此期間中長期的正向沖擊強度整體上大于短期，這是因為時滯較短，從長期來看抵押補充貸款的正向促進作用所受影響較小，故顯得正向響應(yīng)強度更大。三個不同提前期的脈沖響應(yīng)都在2017—2018年達到最大脈沖響應(yīng)值過后開始逐漸衰減，同時在2018—2019年短期的正向反應(yīng)強度又開始反超中長期，因為從長期來看抵押補充貸款的政策效果到了運行后期對民間投資的促進作用受到顯著削弱，并且三個時期在2019—2020年正向響應(yīng)值又變?yōu)樨撓蝽憫?yīng)值也進一步佐證了這一點。說明抵押補充貸款作為一種結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具在短期和中期對民間投資的正向促進作用較大，但是從長期來看會抑制民營企業(yè)投資。

圖13 PSL對MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

從圖14時點脈沖響應(yīng)圖可以看出，在三個時點上抵押補充貸款對民間投資的脈沖響應(yīng)走勢大致趨同，整體來看都呈現(xiàn)出先升后降的趨勢。其中2016年8月和2018年4月這兩個時點的脈沖響應(yīng)值分別在第1期和第2期扭負為正，隨后呈現(xiàn)出逐漸走高的趨勢，這也說明了抵押補充貸款對民間投資的正向促進作用會經(jīng)歷短暫的時滯。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，同時從2019年12月這一時點的脈沖響應(yīng)值都為負也可以看出，從長期來看抵押補充貸款這一結(jié)構(gòu)數(shù)量型貨幣政策工具對民間投資的正向影響會顯著削弱，甚至出現(xiàn)負向反應(yīng)值。

圖14 PSL對MI的時點脈沖響應(yīng)圖

3.消費者信心受結(jié)構(gòu)價格型貨幣政策工具沖擊的時變響應(yīng)分析

從圖15可以看出，1個單位正向中期借貸便利MLF對消費者信心沖擊的脈沖響應(yīng)值都為正，說明中期借貸便利對消費者信心具有正向刺激的作用。從不同時期的沖擊效應(yīng)來看，中期和長期的脈沖響應(yīng)值整體上顯著大于短期，這說明結(jié)構(gòu)價格型貨幣政策工具在中期和長期對消費者信心的正向刺激作用大于短期。因為中期借貸便利有利于降低金融機構(gòu)中期融資的成本，從而降低受扶持的實體經(jīng)濟部分的中長期資金成本，使得居民未來收入預(yù)期增加進而增強居民消費信心，所以在中長期政策效果更佳。結(jié)合時變演進的角度，從2018年開始這種正向影響呈現(xiàn)出顯著的衰減趨勢，尤其是中長期下降幅度最大，從2019年開始短期的脈沖響應(yīng)值甚至高于中長期的脈沖響應(yīng)值。這是因為從2018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)價格型貨幣政策工具MLF對消費者信心的正向影響削弱。

圖15 MLF對CCI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

圖16時點脈沖響應(yīng)圖表明，在三個時點上消費者信心對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。三個時點的脈沖響應(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，其中2016年8月和2018年4月這兩個時點都在第10期達到最大值，2019年12月在第4期達到最大值，隨后脈沖響應(yīng)值都呈現(xiàn)出逐漸走低的趨勢，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消費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)價格型貨幣政策工具對消費者信心正向影響的持續(xù)時間較長。

圖16 MLF對CCI的時點脈沖響應(yīng)圖

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

從圖17可以看出，1個單位正向中期借貸便利MLF對民間投資沖擊的脈沖響應(yīng)值在大部分時期為正，說明中期借貸便利對民間投資具有正向刺激的作用。結(jié)合不同時期的沖擊效應(yīng)和從時變演進過程來看，在短期中期借貸便利經(jīng)歷了短暫的負向脈沖響應(yīng)值過后在2016年扭負為正，隨后迅速走高，在2016年和2017年達到最大脈沖響應(yīng)值，在中期和長期也呈現(xiàn)出一致的脈沖響應(yīng)走勢，這說明中期借貸便利經(jīng)歷短暫的時滯過后對民間投資的正向促進作用會加強。從2016年初到2017年中期三個提前期的脈沖響應(yīng)值開始迅速降低，在短期脈沖響應(yīng)值甚至為負。這說明在2016—2018年由于宏觀經(jīng)濟環(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)生短暫的負向影響。隨后三個提前期的脈沖響應(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，對民營企業(yè)產(chǎn)生了較強的拉動作用，隨后又呈現(xiàn)出衰減的趨勢，在短期的脈沖響應(yīng)值顯著大于在中長期，并且從長期來看最終會再次變?yōu)樨撓蚍磻?yīng)值。這說明中期借貸便利更加適宜短期操作，雖然從中長期來看對民間投資的拉動作用強，但長期操作最終也會抑制民間投資的提高。

圖17 MLF對MI的三維等間隔脈沖響應(yīng)圖

圖18時點脈沖響應(yīng)圖表明，在三個時點上民間投資對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，也進一步佐證了模型的可靠性。具體來看，在第1期三個時點都呈現(xiàn)出脈沖響應(yīng)值變小的狀態(tài)，在2019年12月這個時點甚至呈現(xiàn)出負向脈沖響應(yīng)值，這說明中期借貸便利這一結(jié)構(gòu)價格型貨幣政策工具具有時滯性，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月這兩個時點在第5期達到最大脈沖響應(yīng)值，2018年4月這個時點在第9期達到最大脈沖響應(yīng)值，隨后開始呈現(xiàn)出衰減的趨勢，2018年4月和2019年12月這兩個中期和長期時點最終都會衰減為負值，而2016年8月這個短期時點在第12期過后又呈現(xiàn)出走高的趨勢。這說明中期借貸便利在短期對民間投資的正向促進作用更穩(wěn)定且持續(xù)時間更長，適宜短期操作。

圖18 MLF對MI的時點脈沖響應(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)改革信號下總量型與結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具的時變效應(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消費者信心的正向促進作用具有時滯性，且在中長期的正向刺激強度大于短期，同時寬松的總量數(shù)量型貨幣政策工具在短期對民間投資增長正向促進作用大于中長期，且長期寬松的總量數(shù)量型貨幣政策工具反而會對民間投資產(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，以防資本的無序擴張和產(chǎn)能過剩導(dǎo)致的投資有效性下降。

2.緊縮的總量價格型貨幣政策對消費者信心在短期內(nèi)的正向刺激作用強于中長期，同時發(fā)現(xiàn)總量價格型貨幣政策工具對消費者信心的正向影響持續(xù)時間較長。另外，從民間投資角度來看，相對緊縮的總量價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，即總量價格型貨幣政策的相對緊縮在短期對民間投資的正向促進作用大于長期，但是持續(xù)緊縮的總量價格型貨幣政策工具在長期最終會抑制民間投資增速，所以總量價格型貨幣政策從長期來看應(yīng)適當(dāng)放松。

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

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

綜上，從提振消費者信心角度來看，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滯性且短期正向效果弱于中長期，故可以搭配相對緊縮的總量價格型貨幣政策工具，同時也可以通過結(jié)構(gòu)價格型貨幣政策工具的短期操作產(chǎn)生持續(xù)性正向促進作用來應(yīng)對經(jīng)濟下行周期的宏觀不良經(jīng)濟因素。從民間投資增長來看，寬松的總量數(shù)量型工具和緊縮的總量價格型工具分別通過資金供給和控制物價在短期產(chǎn)生較強的促進作用，但在長期會抑制民間投資增長，故在長期應(yīng)適當(dāng)調(diào)整減小抑制作用，同時結(jié)構(gòu)型貨幣政策工具也表現(xiàn)出長期影響的抑制性，故可以適當(dāng)增加結(jié)構(gòu)型工具的操作頻率，從而對民間投資產(chǎn)生更持久的拉動作用。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信心并發(fā)揮民間投資對國內(nèi)投資的核心推動作用，進而打通經(jīng)濟循環(huán)中釋放需求側(cè)潛力的堵點，深化需求側(cè)改革，為構(gòu)建“雙循環(huán)”經(jīng)濟發(fā)展新格局提供支撐。