中国货币政策对利率影响的实证研究

曾雨晨 涂红星

(1湖南大学金融与统计学院，湖南长沙410079;2湖北理工学院经济与管理学院，湖北黄石435003)

引言

货币政策作为调节经济的两大支柱之一，在宏观经济调控中发挥着举足轻重的作用。中央银行利用利率的杠杆作用，通过货币政策调节货币供应量，货币供应量的变化带来利率的变化，进一步影响消费和投资，并最终作用于生产环节，使产出水平发生变化。货币政策的传导过程可以概括为:货币供应量→利率→投资和消费→产出［1］。近年来，我国为了防止经济增长过热的势头，中央银行频频使用货币政策来调控宏观经济，如图1所示。近5年来，央行不断上调准备金率，从2007年的9% 到2012年的17%，上调比例接近100%［2］，这些信号都表明央行实施从紧的货币政策进行宏观经济调控的决心。

图1 2007—2012年中国存款准备金率变化走势图

虽然央行力求通过货币政策来调节货币供应量，但一直以来货币政策对市场利率的传导效应并不明显，没有促成市场利率的有效变动，货币政策传导渠道受阻［3］。综合以上考虑，本文将采用协整和格兰杰因果关系分析方法，实证检验中国货币政策颁布时货币供应量对利率的影响。

一、变量设计及数据说明

货币供应量可供选取的指标有M0、M1 和M2，一般来说，央行在实施货币政策时是以广义货币供应量M2 作为中介指标，因此，本文选择M2 表示货币供应量。相对货币供应量，衡量利率的指标很多，主要有银行存贷款利率、银行间同业拆借利率、银行间债券回购利率以及央行票据利率等［4］，本文选取上海银行间同业拆放利率(Shibor)作为市场利率的度量指标。货币供应量M2 和同业拆借利率R 的数据，均来源于中国人民银行官方网站(http://www.pbc.gov.cn/)。

表1 给出了2011年中国货币供应量以及利率的月度数据，从原始数据来看，2011年货币供应量从1月的733 884.83 亿元，增长到12月的851 590.90 亿元，主要原因在于，2011年实行宽松的货币政策，导致市场上流通货币增加。与此相对应的利率全年保持在3.70的水平上下波动，在3月份达到最小值1.93，6月份达到最大值4.56。从图2 和图3 可以看出，2011年我国货币供应量总体呈现出稳步上升的趋势，利率则呈现出波动下降的趋势。另外，为了消除货币供应量和利率数据中可能存在的异方差，本文对M2 和R 两个时间序列取自然对数，分别为LnM2 和LnR(经过处理后的数据如表1所示)，其对应的一阶差分序列为△LnM2 和△LnR。计算过程由软件Eviews6.0 完成。

表1 2011年1—12月中国货币供应量与利率相关数据

图2 2011年中国货币供应量M2 走势

图3 2011年中国利率R 走势

二、实证研究

(一)变量平稳性检验

对时间系列进行传统回归要求变量是平稳的时间序列，否则容易产生伪回归问题。由表2 的PP 检验结果可知，LnM2 是平稳的时间系列，而LnR 是非平稳时间系列，一阶差分△LnR 对应的PP 值小于10% 显著性水平下的临界值，表明原序列LnR 经过一阶差分后至少在90%的置倍水平(－3.169 719 ＜－2.747 676)下是平稳的时间序列。

表2 平稳性检验结果

(二)协整检验

在进行经济数据分析时，某些单个时间系列是非平稳的，但多个非平稳时间系列的某种线性组合却是平稳的，因此协整检验可以解释变量间是否存在一种长期稳定的均衡关系［5］。本文采用迹统计量作为协整检验的判断标准，从表3 的检验结果可知:迹统计量值(5.514 879)小于 1% 显著性水平下的临界值(6.634 896)，接受原假设，表明1%显著性水平下，序列LnM2 和LnR 之间有且仅有一个协整关系，因此，货币供应量M2 与利率R 之间存在长期的均衡关系。

表3 迹统计量检验结果

(三)格兰杰因果关系检验

协整关系仅能说明某些变量之间存在一种长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，即是由于货币供应量的变动带来利率的变化，还是由于利率的变化带来货币供应量的变动［6］，则需进一步验证。表4 中的P 值表示拒绝原假设出现第一类错误的概率，P 值越小拒绝原假设的概率越大，从格兰杰因果关系检验结果可知:LnR 不是LnM2 的Granger 原因概率很大(P 值为0.769 8)，故接受原假设，LnR 不是LnM2 的Granger 原因;而LnM2 不是LnR 的Granger 原因概率较小(P 值为0.254 3)，拒绝原假设，可以认为LnM2 是LnR 的Granger 原因，货币供应量和利率之间存在单向的格兰杰因果关系，通过控制货币供应量来调节利率变动会取得较好的政策效果。

表4 格兰杰因果关系检验结果

(四)脉冲响应

脉冲响应函数可以描述系统对某个内生变量的冲击所做出的反应［7］。图2 和图3 表示货币供应量变动引起利率变动的响应函数，横轴表示冲击作用的期间数，纵轴表示货币供应量或利率的变化程度。实线为实际计算值，虚线为正负两倍标准差的偏离带。

图4 表示利率对货币供应量信息冲击的脉冲响应函数。当货币供应量给利率一个标准差冲击后，第2 期达到负的最大值，但随即逐期递增，第3 期以后逐渐平稳。这说明利率受到货币供应量信息冲击时会立即做出反应，但随后这种冲击的影响力迅速衰减，缺乏强化的趋势。图5 表示货币供应量对利率信息冲击的脉冲响应函数，当利率给货币供应量一个标准冲击后，图形基本保持水平状态，说明利率的变化对货币供应量的变动没有实质性的影响。这些结论与前面格兰杰因果关系检验结论保持一致。

图4 利率对货币供应量信息冲击的脉动响应函数曲线

图5 货币供应量对利率信息冲击的脉响应函数曲线

三、结论

本文运用2011年中国货币供应量和利率的时间系列数据，采用协整检验、格兰杰因果关系检验、脉冲响应等方法，对短期内我国货币供应量与利率进行动态计量分析，研究结果表明:我国货币供应量M2 与利率R 之间存在长期稳定的均衡关系，但两者之间只存在单方面的因果关系，具体来讲就是货币供应量的增长是导致利率下降的格兰杰原因，而利率的变动不是货币供应量变动的格兰杰原因。

这些结论给我们的启示有:

(1)货币政策的有效性取决于货币政策传导是否通畅。通过控制货币供应量来影响利率，进而影响消费和投资，利率在这个传导过程中起到了决定作用。在我国采用货币供应量来调控利率将会取得较好的政策效果，相反，通过利率来调控货币供应量则达不到预期的效果。

(2)货币供应量对利率变化的影响程度取决于货币市场的开放程度。经济发达国家货币供应量对利率的影响程度普遍高于我国，与货币市场开放程度较高的发达国家相比，我国货币供应量M2 更多的受到政府管制，而不是市场机制作用的影响，因此，货币市场化改革将是我国未来长期努力的方向。

［1］Fidrmuk，Macdonald R.The Monetary Approach to Exchange Rates in the CEECs［R］.BOFIT Discussion Papers，2003(14):7－9.

［2］何东，王红林.利率双轨制与中国货币政策实施［J］.金融研究，2011(12):11－31.

［3］盛朝晖.中国货币政策传导渠道效应分析:1994—2004［J］.金融研究，2006(7):22－29.

［4］Bernanke B，Gertler M.Monetary Policy and Asset Price Volatility［J］.Economic Review，1999(4):17－51.

［5］洛伦佐，比尼，斯马吉，等.当前货币政策面临的挑战［J］.中国金融，2011(6):18－38.

［6］楚尔鸣.中国货币政策传导系统有效性的实证研究［M］.北京:中国经济出版社，2008:108－119.

［7］Kamin S.B，Rogers J.H.Output and the Real Exchange Rate in Developing Countries:An Application to Mexico［J］.Journal of Development Economics，2002(18):85－109.