中国货币政策传导机制有效性——基于VAR模型的实证分析

引言

货币政策传导机制是指一国货币当局通过调节和控制可操作的中介变量（如银行信用和货币供给），以实现预期的宏观经济目标的途径和作用机理。作为宏观调控的主要手段，货币政策涉及多种工具和渠道的调节和控制，其传导机制的畅通对于实现货币政策目标至关重要。因此，货币政策传导机制的有效性一直是学术界关注的研究领域。

然而，现有文献存在局限性。首先，关于中国的二元货币政策传导机制的最新研究仍停留在2020年，近三年缺乏填补这一时期空白的新研究。其次，学术界对货币政策传导渠道的相对重要性存在分歧，不同时期和渠道的传导效果也有所差异。新冠肺炎疫情对全球经济造成了显著冲击，导致全球经济普遍下行。中国一直将货币政策定位为稳健、精准、灵活和适度。然而，在疫情期间，中国货币政策未能如预期那样有效实现宏观目标。数据显示，2020年国内生产总值同比增长2.2%，2021年同比增长8.1%，2022年回落至3.0%。这表明经济增速未达到政府设定的5.0%的年度预期目标。因此，有必要进一步探究新冠肺炎疫情是否影响了中国经济并改变了货币政策传导机制的有效性。因此，本研究旨在通过对近三年（2020—2022年）的季度数据进行实证分析，探究中国货币政策传导机制的有效性。研究将重点关注近三年来货币政策传导机制的有效性，运用方差分解、脉冲响应等技术，建立向量自回归模型。本研究创新地引入格兰杰因果检验和向量自回归模型，旨在为我国选择适宜的货币政策提供实证依据和政策建议，同时填补近三年相关研究的时期空白。

1.理论文献基础

目前理论上，货币政策的传导主要通过两个关键渠道实现：货币渠道和信贷渠道。货币渠道根植于凯恩斯的宏观经济学框架，进一步细分为利率途径、汇率途径以及资产价格途径。二是Bernanke和Gertler（1996）提出的信贷渠道。

根据国内学者的实证研究，关于中国货币政策传导机制的两种渠道的相对重要性，存在一定的学术分歧。绝大多数学者采用向量自回归模型来研究该问题，以下将结论分为两类。

第一类结论认为，在中国货币政策传导中，信贷渠道占据主导地位。周英章（2002）的研究采用向量自回归模型，分析了中国从直接调控向间接调控转轨时期的季度数据，结果显示货币政策通过两种渠道同时发挥作用，但信贷渠道仍然起主导作用[1]。盛朝晖（2006）研究显示，我国宏观调控转轨时期，信用渠道在货币政策传导中起主要作用，而其他渠道的有效性不明显[2]。盛松成和吴培新（2008）的研究基于1998—2006年的数据进行了实证分析，得出的结论是中国的货币传导主要依赖于信贷渠道，并且基本不存在货币渠道[3]。高山、黄杨和王超（2011）指出货币政策通过货币渠道传导的有效性较低[4]。周鑫雨（2022）以2016-20—0年为研究区间的实证分析为依据，指出货币政策传导机制的有效性总体显弱，信贷渠道起主导作用货币渠道有很大潜力[5]。乐毅、刁节文（2013）采用较为新颖的银行隔夜拆借利率作为利率水平的代理变量进行研究。结果表明，货币供应量和利率变动之间的货币政策传导机制存在信号传导断层现象[6]。祁婧和张浩（1998）的研究基于微观经济主体的数据进行实证研究，指出货币政策信贷传导渠道是存在的事实。 

然而，也有学者持不同观点，认为货币渠道是货币政策传导过程的主导渠道，而非信贷渠道。例如，孙明华（2004）的研究使用了与盛朝晖有较高重叠度的样本区间，但得出了与前者相左的结论。孙明华基于1994-2003年的样本数据研究表明，货币政策的传导是通过货币渠道而非信贷渠道。黄泽华（2010）则专注于中国货币政策的信贷传导渠道研究，并指出信贷规模更多被理解为货币工具变量而非传导机制[7]。王振山、王志强（2000）对中国1984-1995年的政策传导途径进行研究，认为货币政策的传导渠道两者兼有，并未强调哪一渠道更有效[8]。

另外，一些学者从定性的角度指出中国货币政策传导渠道虽然多元化，但传导机制尚不成熟，从而导致货币政策的效果不尽如人意。李博源（2022）提出，中介目标与最终目标之间的相关性较低且不稳定性较高，这妨碍了中国货币政策传导机制的顺畅运行[9]。同时，

石珂菲（2016）强调了近些年来中国影子银行的发展对货币政策传导机制的有效性产生了重要影响[10]。刘涵逸（2021）对此观点进行了定量分析，并发现随着影子银行规模的扩大，对中国货币政策传导机制产生了显著负面影响，从而削弱了货币政策的有效性[11]。

以上对货币政策传导渠道的研究已基本覆盖近30年，上述文献多有创新点，都表明货币政策通过二元传导渠道对宏观经济发展的有效调控。但是货币政策有效性基于时效性，近几年并无相关研究继续探究。文章旨在填补近几年关于货币政策有效性的研究空白，解决国内学者在货币渠道和信用渠道传导有效性上存在的争议。通过选择疫情这一特殊背景下三年季度数据，我们希望填补时间序列上的研究空白，以实证研究的方式得出具有时效性的结论，提供更客观全面的研究结果。

2020-2022年受新冠肺炎疫情影响全球经济呈现普遍下行趋势，中美两国经济恢复的节奏不同导致中美经济周期不一致，进而在货币政策上也体现背离。但其中，信贷融资一直是中国企业、居民和政府进行资金融通的主要渠道。近年来，中国的信贷结构持续优化，信贷总量相对稳定上升，信贷融资比例仍然保持较高水平。因此，可以看出银行信贷在整个金融系统中占据主导地位，信贷量及其变化是决定货币政策传导效果的核心因素。综上，本文认为在近三年的新冠肺炎疫情期间，信贷渠道仍然是货币政策传导机制的主要途径。

2.变量选择和样本数据说明

本研究的样本区间为2020年第一季度至2022年第四季度，共计12个季度，时间跨度为3年。2020年，世界卫生组织正式将新型冠状病毒疫情列为国际关注的公共卫生事件，对全球经济产生了巨大影响，中国宏观经济调控也受到了极大的影响。因此，以2020年为起点研究货币政策在不同渠道对宏观经济的有效调控具有重要意义。

在变量选择上，本文选取广义货币供应量M2来衡量中国货币政策传导的货币渠道，以金融机构各项贷款余额CR来衡量中国货币政策传导机制的信用渠道。货币政策传导机制是指货币当局运用一定的货币政策工具，通过特定的途径和过程实现预期的最终目标。从宏观角度来看，最终目标既具有一致性又存在矛盾性。本文基于2020-2022年这三年的实际国情和货币政策执行报告的相关内容，选取国内生产总值（GDP）作为衡量宏观经济发展水平的最终目标。本文所使用的数据频率为年度，经过二次差分处理后，确保数据序列的平稳性。数据来源于中国政府网、Wind数据库、中经网和国家统计局。

表 1 变量说明

变量名称 变量类型 经济指标

M2 解释变量 货币渠道

CR 解释变量 信用渠道

GDP 被解释变量 宏观经济发展水平

资料来源：经作者整理

3.中国货币政策传导机制实证分析

3.1 协整检验

根据AIC和SC准则滞后期阶数确定为2。非平稳序列经二级差分后处理为平稳序列，可采用Johansen检验进行协整检验，观察这些变量序列是否存在长期均衡关系。

第一组：LNGDP、LNM2、LNCR

表 2 第一组数据协整检验结果

原假设 特征值 迹统计量 5%临界值 P值

None* 0.966101 65.63465 29.79707 0.0000

At most 1* 0.898452 31.79081 15.49471 0.0001

At most 2* 0.590105 8.918537 3.841466 0.0028

数据来源：经作者整理

上表为协整检验结果，迹统计量检验都显示P值在5%显著性水平下拒绝了不存在协整关系和至少存在1个协整关系的原假设，这意味着至少存在2个协整关系，因此时间序列之间存在长期均衡关系，揭示了货币政策能够通过货币渠道和信用渠道的共同传导而对经济增长目标发挥作用。

第二组：LNGDP、LNCR

表 3 第二组数据协整检验结果

原假设 特征值 迹统计量 5%临界值 P值

None* 0.953526 41.60976 15.49471 0.0000

At most 1* 0.664491 10.92106 3.841466 0.0009

数据来源：经作者整理

上表为协整检验结果，迹统计量检验都显示P值在5%显著性水平下拒绝了不存在协整关系和至少存在1个协整关系的原假设，这意味着至少存在2个协整关系，因此时间序列之间存在长期均衡关系，揭示了货币政策能够通过信用渠道影响宏观经济总量。

第三组：LNGDP、LNM2

表 4 第三组数据协整检验结果

原假设 特征值 迹统计量 5%临界值 P值

None* 0.962583 35.45728 15.49471 0.0000

At most 1* 0.229020 2.600926 3.841466 0.1068

数据来源：经作者整理

上表为协整检验结果，迹统计量检验都显示P值在5%显著性水平下拒绝了不存在协整关系的原假设，这意味着至少存在1个协整关系，因此时间序列之间存在长期均衡关系，揭示了货币政策能够通过货币渠道影响宏观经济总量。

3.2 AR特征根检验

建立的VAR模型中回归方程的拟合优度均高于0.96，说明模型具有较强的解释力。AR单位根检验旨在验证VAR模型的稳定性，其要求所有AR单位根小于1，即所有检验点位于单位圆内。我们的研究中进行的VAR模型的AR单位根检验结果显示，所有点均在单位圆内，这证明了所建立的VAR模型兼顾稳定性和有效性。同时，这也揭示了变量之间存在长期稳定的均衡关系。

图1  AR单位根检验

数据来源：经作者整理

3.3 格兰杰因果关系检验

格兰杰因果检验的原假设是将某一变量在模型中去除，若该变量的卡方统计量对应的P值低于0.05，即在5%的显著性水平下能够达到统计显著性，原假设则被拒绝。这便意味着该变量与被解释变量存在显著的影响关系。

表 5 格兰杰因果检验结果

原假设 F统计量 P值

LNGDP不是LNCR的格兰杰原因 12.6016 0.0112

LNCR不是LNGDP的格兰杰原因 21.1105 0.0036

LNM2不是LNGDP的格兰杰原因 20.0401 0.0041

LNGDP不是LNM2的格兰杰原因 57.7960 0.0004

LNM2不是LNCR的格兰杰原因 0.66243 0.5556

LNCR不是LNM2的格兰杰原因 1.44256 0.3202

数据来源：经作者整理

经检验结果显示，在5%的显著性水平下，前四个原假设的P值均小于0.05，因此拒绝这些原假设。可得出结论，LNCR和LNM2对LNGDP存在格兰杰因果关系，同时LNGDP也对LNCR和LNM2存在格兰杰因果关系。然而，后两个原假设的P值大于0.05，在5%的显著性水平下无法拒绝这两个原假设。因此，可以得出结论，LNCR和LNM2之间不存在因果关系，表明货币渠道和信用渠道之间的相关性较小。

3.4 脉冲响应及方差分解

图2 脉冲响应

数据来源：经作者整理

通过脉冲响应函数的应用，本研究能够直观地观察各变量之间的相互影响。

图一显示了信用渠道对货币政策有效性的冲击反应。初期阶段，信用渠道对货币政策有效性产生负向冲击。随后，正负冲击交替出现：第二和第三期出现正向冲击，第四和第五期出现负向影响。随着时间推移，第六和第七期再次产生正向冲击，第八和第九期转为负向影响。这表明在相对短的时间内，信用渠道对货币政策有效性的影响呈现负向效应，且具有正负交替的特征。

图二描述了货币渠道对货币政策有效性的冲击反应。前三期内，货币渠道对货币政策有效性产生负向影响。然后从第三期开始，呈现出正负冲击的交替模式：第四和第五期产生正向冲击，第六和第七期转为负向影响，第八和第九期再次出现正向冲击。这表明在短期内，货币渠道对货币政策有效性产生负向效应，而在长期内表现出正负交替的影响模式。然而，与信用渠道相比，货币渠道对货币政策有效性的影响程度较小。

表 7 方差分解结果

Period S.E. LNCR LNGDP LNM2

1 0.003818 81.64067 18.35933 0.000000

2 0.004646 57.60630 36.42794 5.965757

3 0.006009 46.46843 50.08194 3.449635

4 0.006092 43.69955 49.63388 6.666535

5 0.007596 51.74453 41.30740 6.948066

6 0.008492 48.34518 45.11152 6.543296

7 0.008436 46.48547 47.78422 5.730304

8 0.008721 46.23348 47.64662 6.119900

9 0.009413 48.18154 45.89784 5.920629

10 0.009675 48.27798 45.36673 6.355292

数据来源：经作者整理

方差分解对LNGDP，即货币政策有效性的关键变量，显示其在第一期受到自身变量的显著影响，约为18.4%。随着时间的推移，该影响在后续两期中增大，在第三期达到峰值，约为50.1%。从第三期开始，尽管存在波动，但总体变化幅度较小，到第十期时，影响程度降至约45.4%。

相对之下，信贷渠道对货币政策有效性的影响更大，在第一期，其影响程度达到了81.6%。然而，在第一期至第四期间，其影响程度有所降低，第四期时约为43.7%。此后的波动较小，到第十期，其影响程度仍然较大，约为48.3%。

在对比中，货币渠道对货币政策有效性的影响相对较小。在第一期，其影响程度为0%，但随后呈现出增减波动。尽管如此，其影响程度整体较小，并在长期内稳定在6%左右。综合来看，信贷渠道对货币政策有效性的影响显著超过货币渠道。

4.结论与建议

本研究采用多元统计分析，包括单位根检验、协整检验、向量自回归模型的AR特征根检验、格兰杰因果关系检验、脉冲响应和方差分解等，对2020至2022年中国宏观经济的季度数据进行实证研究。分析结果揭示了中国货币政策传导机制具备二元传导渠道的特性。其中，M2（作为货币渠道的代表变量）和CR（作为信用渠道的代表变量）均能有效解释货币政策对国内生产总值（GDP）的影响，尤其是信用渠道在中国货币政策传导中占据主导地位。方差分解结果进一步显示，信用渠道的CR变量对经济变量GDP的解释能力明显优于其他变量。值得注意的是，虽然信用渠道存在波动，但货币渠道对货币政策总体绩效的贡献较小。

基于该样本数据研究结果，提出以下几点政策建议：

(1)继续推行利率市场化改革

根据脉冲响应和方差分解的结果，货币渠道对货币政策有效性的影响程度低于信贷渠道的传导效果。因此，有必要采取措施增强货币渠道的传导效能。推进存量浮动利率贷款定价基准的转换并积极推广贷款市场报价利率（LPR）的应用，解决了旧版LPR无法及时反映市场利率变化，从而影响实体经济的货币传导渠道的问题，同时推动了利率市场化改革的步伐。通过积极利用如再贷款、再贴现以及公开市场操作等总量型货币工具，使宏观经济政策直接影响实体经济，以刺激经济保持其潜在增速。

(2)谨慎对影子银行的监管

近年来，影子银行的大规模发展源自金融市场的供需失衡[12]。影子银行的表外业务拓展增加了借贷渠道，对货币政策传导机制中的信贷渠道产生了影响。虽然影子银行的发展在短期内可能有利于实现货币政策目标，但从长期的视角来看，影子银行的增长导致信贷规模扩大，可能导致货币政策的最终效果偏离预期。因此，对影子银行的界定需有明确定义，并尽可能将其纳入银行监管体系。通过加强审慎监管，可以正确引导影子银行的资金流向，并调整金融市场的供需关系，以减轻其对货币政策有效性的潜在负面影响。

(3)坚持以稳健基础、精准为导向的货币政策

货币政策在提升宏观经济调控的精准性方面尚存在空间。实证检验结果揭示，货币政策的有效性在很大程度上受到自身变量的影响，尽管此影响趋势随年逐渐降低，然而在最近两年中呈现稳定状态。因此，结构性货币政策工具的应用，尤其是那些能实现精准滴灌效果的工具，可有助于确保货币政策信号在二元货币政策传导渠道中的有效传递，进一步提升政策的“直达性”。这样的策略能增强中央银行对利率的有效引导，降低社会融资成本，并确保货币政策的有效性在预定的经济领域内达到预期的调控目标。 

本文来源：《中国集体经济》https://www.zzqklm.com/w/jg/1406.html