维普资讯 http://www.cqvip.com ： 羹 ■ 羹 流动性过剩背景下 我国货币政策工具效用的实证研究 谭速。张有 ３３００１３） （江西财经大学金融学院，江西南昌摘 要：本文利用中国１９９８年到２００７年相关经济变量的季度数据，对近年来我国货币政策工具的效用大 小和作用机制进行了实证分析。研究结果表明，公开市场业务、存款准备金率和利率调控三种货币政策工具在传 导机制和作用效果上存在显著差异，但其组合在发挥货币政策内部传导作用上是中长期有效的。在当前流动性过 剩的背景下，中央银行有必要继续完善以公开市场操作为主导、存款准备金率调控和利率调控相配合的“三位一 体”货币政策工具组合模式。在此基础上，进一步完善货币政策相关制度建设，并配套实施其他宏观经济政策。 关键词：流动性过剩；货币政策工具；效用；协整分析；脉冲响应函数 中图分类号：Ｆ８２２，２文献标识码：Ａ文章编号：１００８—２９７２ ｆ２００８）０４—００２８—０４ 一、引言 （２００７）认为中国货币政策＿丁具的有效运用是一项系 统工程，需要推进利率市场化改革及利率结构的完 ２００３年以来，由于流动性过剩问题逐渐凸显，央 ５１ 行主要使用公开市场业务、存款准备金等一般性政策 善、公开市场业务等市场基础的培养。［本文拟在相关理论研究的基础上，综合运用单位 工具对货币供应量和银行信贷进行管理，并辅以利率 杠杆影响资金面供求关系。特别是当前流动性过剩背 根检验、协整分析、脉冲响应函数等现代计量经济学 景下，中央银行在货币政策工具选取和操作手段上面 临一定的压力。那么，我国的货币政策工具组合调控 长期而言是否有效？在短期中，如何利用不同货币政 策工具的特性相机应对随机冲击带来的宏观经济扰 动？在内外部经济失衡背景下，如何完善货币政策工 具效用发挥的政策环境和制度基础？对这些问题的研 方法，深入挖掘各个变量的统计性质和数量关系，揭 示货币政策工具与目标之间的长期稳定状态和短期冲 击效应，实证检验我国货币政策工具的作用特点和实 际效用。 二、实证分析 （一）数据来源及说明 究，既有利于深化人们对货币政策传导机制的认识， 也可以为央行货币政策调控提供有价值的操作思路。 胡乃武、刘睿（２００６）建立开放经济条件下的宏 观经济模型（ＣＯＭＭ模型），得出在不扩大汇率波动 本文选取存款准备金率、短期利率和公开市场业 务数据作为货币政策工具变量，选取广义货币供应量 Ｍ２作为货币政策中介目标变量。样本观测点上，我 们采用从１９９８年一季度到２００７年三季度的宏观经济 时间序列。这主要是因为，中国人民银行于１９９８年 信贷规模从直接调控向间接调控操作模式的转变；同 时，我国中央银行１９９８年进入国债市场正式进行回 购业务（即真正意义上的公开市场业务）。 区间的条件下，存款准备金率、利率等政策工具存在 型及基于ＶＡＲ模型的货币政策冲击理论，从实证角 很大局限性；【Ｉ１陈飞、赵昕东等（２００２）利用ＶＡＲ模 取消信贷规模限制，标志着中央银行对货币供应量和 度分析了我国货币政策工具变量对我国宏观经济具有 明显效果；弼李南成（２００５）在建立向量自回归模型的 基础上，运用脉冲响应函数和方差分解方法分析了货 有三点需要说明：第一，在对货币政策工具的实 币政策工具在金融体系内部传导的数量效果；［３１吴晓灵 施效果做实证分析时，本文并没有引入产出缺口、价 （２００７）认为中央银行在被动投放基础货币的情况下， 格水平等最终目标变量，仅研究货币政策内部传导过 利率工具并不能发挥吸收流动性的作用；［４１卢庆杰 收稿日期：２００８—０３—２５ 程中各变量之间的数量关系；第二，当前我国各层次 基金项目：江西省社会科学规划项目（０６ＹＪ１０７） 作者简介：谭速，江西财经大学研究生，主要从事货币理论与政策－Ｏｌｇ；张有，江西财经大学研究生，主要从事金融风险控制研究。 ０ ｌ江西财经大学学报 维普资讯 http://www.cqvip.com 流动性过剩背景下我国货币政策工具效用的实证研究 利率还未完全实现市场化，存款类金融机构的存贷款 利率还受到中央银行的直接管制，利率可以成为中央 银行执行货币政策的常规工具，我们采用银行间７日 同业拆借利率代表的短期利率衡量货币政策利率工具 并根据极大似然比检验确定滞后期数为１期，不包括 外生变量。 协整关系检验结果表明（见表２），无论足根据最 大特征根检验还是迹检验，在５％的显著度水平上， 的效果；第三，本文使用基础货币作为中央银行公开 市场业务的代表变量，其依据是： （１）中央银行可 以灵活开展公开市场操作来实现基础货币的数量目 四个变量之间存在一个协整关系。 表２货币供应量、公开市场操作、存款准备金率和 短期利率的协整关系检验 原假设 迹统计 迹统计临界值 最大特征值统计 最大特征值统计临界值 标； （２）１９９８年至今，外汇占款取代再贷款成为中 央银行基础货币投放的主渠道，而公开市场操作在对 冲外汇占款方面扮演最重要的角色。 广义货币供应量Ｍ２、银行间７日同业拆借利率 和存款准备金数据均来源于ｗｉｎｄ数据库；基础货币数 据从中国人民银行网站和中国人民银行统计季报搜集 整理得到。在获取这些变量的时间序列之后，首先运 用移动平均方法对广义货币供应量数据和基础货币数 据序列进行季节性调整，消除可能的季节性波动所带 来的影响。然后再对所有变量作对数变换，这有利于 下一步的弹性分析，同时误差项由绝对误差变为相对 误差，减少了误差值。处理后的货币供应量、公开市 场业务量、存款准备金率和短期利率分别用ＬＭ２、 ＬＧＫ、ＬＣＫ、ＬＲ表示。数据分析软件为Ｅｖｉｅｗｓ４．１。 （二）实证分析及经验结论 １．变量平稳性检验 本文中我们采用ＡＤＦ来检验各个变量的平稳性， 结果表明（见表１），ｌｍ２、ｌｇｋ、ｌｃｋ和ｌｒ原序列都是 非平稳的，对各变量取一阶差分序列，ｌｍ２、ｌｇｋ和ｌｒ 在１％的显著性水平下、ｌｃｋ在５％的显著度水平下拒 绝存在单位根的原假设。因此，所有变量都是一阶单 整过程。 表１对变量单位根的ＡＤＦ检验结果 水平检验结果 一阶差分检验结果 变量 检验形式 检验形式 ＡＤＦ一￡值 （ＣＡＩＣ ＡＤＦ－ｔ值 ，Ｔ．Ｌ） （Ｃ，Ｔ．Ｌ） ＡＩＣ ｌｍ２ －２．０２ （Ｃ，Ｔ，２） 一７ ｌｌ 一４．４９＊ （Ｃ，０．０） －７．０５ ｌｇｋ 一０．３Ｉ （Ｃ．Ｔ．０） 一４ ３７ －６．５Ｉ （Ｃ，Ｔ，０） －４４Ｉ ｌｃｋ Ｉ Ｉ５ （Ｃ．０．Ｉ） －３ ０９ —３．８４＊’ （Ｃ．Ｔ，Ｉ） 一３ ３６ ｌｒ 一２．Ｉ９ （Ｃ．０．３） 一１．４４ —５．Ｉ９ （Ｃ．Ｔ，０） 一Ｉ ５２ 注： １．检验形式中Ｃ、Ｔ、Ｌ分别表示模型中的常数项、时 间趋势和滞后阶数。２． 表示在ｌ％的显著性水平下拒绝原假设， 即在相应的显著性水平下认为变量是稳定的。 ２．Ｊｏｈａｎｓｏｎ协整检验 协整检验有多种方法，本文中我们采用Ｊｏｈａｎｓｏｎ 完全信息最大似然估计法。模型形式采取“序列含有 线性趋势，而协整方程带截距项不含趋势”的形式， 协整方程数目 （Ｔｒａｃｅ Ｓｔａｌｉｓｔｉｅ） ５％ Ｉ％ （Ｍａｘ－Ｅｉｇｅｎ） ５％ Ｉ％ 没有 ５４．６２ ４７．２Ｉ ５４．４６ ３３．９０ ２７－０７ ３２．２４ 至多１个 ２０．７２ ２９．６８ ３５．６５ Ｉ２．５３ ２０．９７ ２５．５２ 至多２个 ８ｌ９ Ｉ５．４ｌ ２０．０４ ７ ８７ Ｉ４．０７ ｌ８．６３ 至多３个 ０３Ｉ ３ ７６ ６６５ ０３Ｉ ３．７６ ６．６５ 长期协整方程的形式如下： ＬＭ２＝３．２６ Ｇ 一２．３６ ＣＫ＋１．４９ＬＲ （０＿３２） （０．４７） （０．２５） （１０．１９） （一５．０２） （５．９６） 根据上面的协整方程，我们首先可以得出货币供 应量和三种货币政策工具（存款准备金率、短期利率 和公开市场业务）之间存在长期稳定关系的结论，即 货币政策从操作工具到中介目标的内部传导过程长期 来看是有效的；其次，我们可以比较判断不同货币政 策工具的效力大小和方向。由协整方程估计得到的自 变量系数值，大致可以认为公开市场业务对货币供应 量的绝对影响最大，存款准备金率和利率的影响次 之，货币供应量对公开市场业务、存款准备金率和利 率的弹性系数依次为３．２６、２．３６和１．４９。从变量系数 符号上看，公开市场业务对货币供应量的作用方向为 正，存款准备金率的作用方向为负，都符合经济理 论。但是，正的利率变量系数却违背了经典货币供需 理论，其原因可能在于： （１）长期以来实体经济各 部门对利率变动敏感度很低，利率并不是影响货币需 求的最重要变量； （２）如果考虑通货膨胀的影响因 素，我国实际利率长期以来是偏低的，甚至是负的利 率，这导致名义利率和货币之间的数量关系并不十分 准确。 ３．Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验 协整检验告诉我们变量之间是否存在长期的均衡 关系，但是，这种关系是否构成因果关系还需要进一 步验证。这就需要在协整基础上，利用因果分析继续 进行研究。Ｇｒａｎｇｅｒ（１９８８）指出：如果变量之间是协 整的，那么至少存在一个方向上的Ｇｒｎａｇｅｒ原因；在 非协整情况下，任何原因的推断将是无效的。格兰杰 江西财经大学学报ｌ④ 维普资讯 http://www.cqvip.com 江西财经大学学报２００８年第４期总第５８期 因果关系检验的基本原理是：在做Ｙ对其他变量（包 分别给广义货币供应量一个正的单位大小的冲击，得 括自身的过去值）的回归时，如果把ｘ的滞后值包括 到以下各变量关于Ｍ２的脉冲响应函数图。进来能显著地改进对Ｙ的预测，我们就说Ｘ是Ｙ的 （格兰杰）原因；类似地定义Ｙ是ｘ的（格兰杰）原 ＬＭ２关于Ｍ 的脉冲响应ＬＧＫ关于Ｍ 的脉冲响应 一一一一一。一‘ 因。格兰杰因果关系检验的结果如表３所示（滞后期 选择２） 表３格兰杰因果关系检验 原假设：Ｈ０ Ｆ一统计值 显著性水平 ＬＣＫ 是ＬＭ２的格兰杰原【蝠 ３ ９２９６ｌ ００２９７８ Ｉ，Ｍ２小是Ｉ ＣＫ的格兰杰原因 Ｏ０４７２６ ０ ９５３９０ ＬＧＫ不是ＬＭ２的格兰杰原 ４ ９９６０６ ０．ＯＩ２００ Ｉ，Ｍ２不是ＬＧＫ的格兰杰原因 ０４８５５０ Ｏ ６１９８５ ＬＲ不是ＬＭ２的格兰杰原冈 ０．３８９９５ ０ ６８０２６ ＬＭ２斥：是ＬＲ的格兰杰原闲 ０７７５２８ ０４６９０３ ＬＧＫ不是ＬＣＫ的格兰杰原陶 ４．∞７２２ ００ｌ７４４ ＬＣＫ不是Ｉ，ＧＫ的格兰杰原因 Ｏ ３ｌ４０８ ０ ７３２６８ Ｉ，Ｒ小是ＬＣＫ是格兰杰原困 Ｏｌ９９００ ０ ８２０４２ Ｉ，ＣＫ不是Ｉ，Ｒ的格兰点原因 ｌ ３８５３ｌ Ｏ．２６２９２ Ｉ．Ｒ斥＝是ＬＧＫ的格兰杰原因 ０４４９４３ ０．６４１９６ ＬＧＫ不是ＬＲ的格兰杰原因 １ ４８７７８ ０ ２４ｌ０８ 根据Ｆ统计值和显著性水平指标，我们可以得 出：在所有四个变量中，存款准备金率（ＬＣＫ）和公 开市场业务（ＬＧＫ）拒绝了原假设Ｈ０，即检验结果表 明存款准备金率（ＬＣＫ）和公开市场业务（Ｉ，ＧＫ）是 广义货币供应量（ＬＭ２）显著意义上的格兰杰原因。 这说明，在样本观测期内，货币供应量和存款准备金 率以及公开市场业务之间不仅存在长期稳定的相关关 系，存款准备金率和公开市场业务还是货币供应量变 动的政策原因。从利率（ＬＲ）和货币供应量（ＬＭ２） 之间的格兰杰因果关系检验结果看，我们无法得到双 方之间存在因果关系的结论。另外，从表３中还看 到，广义货币供应量（ＬＭ２）不能格兰杰引起存款准 备金率（ＬＣＫ）和公开市场业务（ＬＧＫ）的变化，这 也是符合理论逻辑的。 ４．基于ＶＡＲ模型的脉冲响应函数分析 向量自回归（ＶＡＲ）模型是基于数据的统计性质 建立模型，常用于预测相互联系的时间序列系统及分 析随机扰动对变量系统的动态冲击。在实际应用中， 由于ＶＡＲ模型是一种非理论性的模型，没有对相关 变量作任何先验性约束，对ＶＡＲ单个参数估计值的 解释是很困难的。因此，在分析ＶＡＲ模型时，往往 不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而 是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种 冲击时对系统的动态影响，这种方法称为脉冲响应函 数分析法。本文通过建立四变量的ＶＡＲ（２）模型， ０｛江西财经大学学报 一 。。‘。＿、＿ ＿Ｉ＿＿Ｉ＿＇’、 。。、、＿＿ －＿ ＬＣＫ关于Ｍ 的脉冲响应 ＬＲ关于Ｍ：的脉冲响应 ／ ． ，・一一…一一一 ～ －、＿－＿＿＿。。。。。。 。。。。。。。。、‘－～～ ＿Ｉ ～、 图１ 各变量关于Ｍ２的脉冲响应函数图 不难发现，对于其源于自身的一个单位信息冲 击，广义货币供应量在经过一个时期的正向反应之 后，将持续稳定在０．０７附近的变动水平上；公开市场 业务即期一个正的单位大小的冲击，在滞后一个时期 后引起货币量Ｍ２先上升后下降的走势，最后收敛到 零均值附近，其峰值出现在第四期和第五期，达到 Ｏ．０２；货币供应量Ｍ２针对存款准备金率一个单位大 小的正向冲击，在即期作出向下调整的反应，而且这 种调整表现出不断扩大的趋势；关于货币供应量Ｍ２ 对利率的脉冲响应效果，通过图示可以看出，货币量 Ｍ２虽然在即期作出了反应，但力度是比较轻微的， 而且在反应方向上是正负交替的，这进一步印证了利 率和货币供应量在数量关系上的不确定性。 ５．经验结论 通过以上实证研究我们至少可以得出以下结论： 第一，从协整方程可以看出，存款准备金、公开市场 操作和利率调控货币政策工具组合在发挥货币政策内 部传导作用上是中长期有效的；第二，从对货币政策 中介目标影响的绝对程度看，短期中存款准备金率调 控效果最为明显，从而是引起货币供应量波动的主要 政策原因；第三，公开市场操作对货币政策中介目标 的影响主要体现在中长期，因此可以成为中央银行中 长期稳定各层次货币量的有效工具；第四，由于货币 市场利率形成机制尚不健全，国内市场实际利率长期 偏低，加上微观市场主体对利率变量的弱敏感性，当 维普资讯 http://www.cqvip.com 流动性过剩背景下我国货币政策工具效用的实证研究 前我国各层次利率之间缺乏联动性甚至存在相当的背 一，不断加强货币政策透明度建设，以此提高货币政 离，综合导致利率调控手段在影响货币需求上效果不 够显著；第五，从短期内各货币政策丁具对货币量冲 击力度的时间分布上看，存款准备金工具表现为从弱 到强、持续扩大的趋势；公开市场操作冲击效果先升 后降，最后衰减至零附近；利率工具的一次冲击导致 货币量始终围绕零均值上下微幅波动，存在较大的不 策的可信度、疏通货币政策的传导机制；第二，建立 促进经济健康可持续发展的货币政策框架体系，在完 善总量调节的基础上，不断探索货币政策结构调节的 手段、规模和节奏；第ｌ一，进一步完善我国货币政策 委员会制度，不断健全我国货币政策委员会决策体 系，增强货币政策制定的专业性、科学性和权威性。 确定性。 三、政策建议 基于货币政策工具的差异化和短期化特征，为提 高货币政策有效性、破解中央银行流动性过剩背景下 的货币政策操作困境，必须尽快改革货币政策工具操 作环境和制度基础，完善当前“三位一体”的货币政 策 具组合模式。特别是要加快利率市场化改革，提 高货币政策利率传导效率和效果。在此基础上，还应 主动完善货币政策相关制度建设，并配合实施其他宏 观经济政策等。 （一）继续完善“三位一体”货币政策工具组合 模式 公开市场业务方面，在大力发展国债市场、扩大 市场参与主体的基础上，应寻求配套型操作工具如特 别国债、外汇掉期等；对存款准备金制度而言，应该 逐步降低直至取消对存款准备金付息，减轻中央银行 利息负担。同时，根据存款种类、存款金额、银行规 模等因素，创造出有利于货币金融稳定的有特色的差 别存款准备金制度；完善利率调控手段要求积极推进 利率市场化改革，改善利率结构，发挥利率杠杆作 用。当前流动性过剩条件下，应该坚持公开市场操作 调节市场流动性的主导职能，将法定准备金政策作为 调节货币供应量的短期工具和金融监管手段，同时积 极发挥利率政策引导市场预期、调节资产价格的基础 性作用。在工具的期限搭配上，还要充分考虑不同货 币政策工具对金融机构流动性期限结构的影响。 （二）完善货币政策相关制度建设，提高货币有 效性 在长期中进一步提高货币政策工具的有效性和稳 健性，需进一步完善货币政策各层面的制度建设：第 （三）配套实施其他宏观经济政策．建立长效合 作机制 随着国际经济一体化的深入推进和金融创新的蓬 勃发展，有必要寻求货币政策与财税政策、贸易政策 和产业政策等其他宏观经济政策的协调和配合。财税 政策方面，在出口退税、加工贸易、出口关税等方面 采取措施抑制出口，在进口关税和财政补贴方面出台 政策鼓励进口；贸易政策方面，要积极扭转当前国际 收支顺差规模过大的局面，使我国经济增长模式由过 去的投资、出口主导，转变为投资、消费和出口三力 并重；产业政策作为国家实施宏观调控的重要手段， 当前应与信贷政策加强协调配合，停止对产业政策明 确淘汰产品的信贷支持，进一步完善经济结构调整， 促进经济增长方式转变、经济和社会效益的提高。当 然，从经济长远发展角度，加强各政策部门间沟通和 联系，建立完善货币政策与其他宏观经济政策的长效 合作机制是必由之路。 参考文献： 【１】胡乃武，刘睿．开放经济下的我国货币政策工具分析【Ｊ】． 中国人民大学学报，２００６，（４）：８３—８８． ［２］陈飞，赵昕东，高铁梅．我国货币政策工具变量效应的实 证分析 金融研究，２００２，（１０）：２５—３０． 【３］李南成．中国货币政策传导的数量研究【Ｍ］．成都：西南财 经大学出版社，２００５． 【４】吴晓灵．国际收支双顺差下的中国货币政策 中国金融， ２００７，（１）：１２—１３． 【５】卢庆杰．中国货币政策工具有效性分析［ｊ】．复旦学报（社会 科学版），２００７，（１）：４７—５６． 责任编校：王展祥 江西财经大学学报ｌ