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我国货币政策利率传导机制的实证研究

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韩莉娟+徐铭鸿

摘要：文章在对利率市场化国家货币政策利率传导机制效果分析以及对我国货币政策利率传导机制有充分认识的基础上，运用货币金融学原理，通过对1990-2015年我国的年度相关数据，建立VAR模型进行实证，检验我国货币政策利率传导机制的有效性，得出了我国利率传导机制不太显著且存在时滞的结果。

关键词：利率；货币政策传导机制；VAR模型

一.数据处理

本文选取的指标有：货币供应量指标，利率指标，物价指标，消费指标，投资指标和产出指标，指标表示如下：

（1）货币供应量指标。考虑到我国中央银行在进行货币政策操作时，实际上是以M2作为中介目标的，再加上M2涵盖了经济中的所有流通的货币，因此在此选用M2作为中央银行政策操作的代理变量，M2选用实际值，记为RM。

（2）利率指标。选取一年期定期存款实际利率，为金融机构人民币一年期定期存款基准利率扣除通货膨胀率后的实际利率，记为RR。

（3）投资指标。采用每年的实际全社会固定资产投资这个指标来反映，是每年的实际全社会固定资产投资扣除通货膨胀影响之后得到的，记为RI。

（4）消费指标。采用每年的实际社会消费品零售总额来反映，也是根据社会消费品零售总额扣除通胀的影响得出的，记为RC。

（5）产出指标。本文采用每年的实际国内生产总值来反映产出和收人，记为RY。

（6）物价指标。鉴于统计数据选取的可靠和便利，本文选取居民消费物价定基指数，以1990年为基期，记为p。

本文采用年度数据来反映货币政策利率传导机制及效应，数据样本区间选取1990年到2015年，共26期年度数据。居民消费物价指数、全社会固定资产投资额、全社会消费品零售总额等年度数据和国内生产总值年度数据均来源于中国统计局网站，货币供应量年度数据来源于中国人民银行网站。

考虑到时间序列数据并非是完全的线性变化，为了消除或减小序列中可能存在的异方差，使数据变得更为平滑则对变量取对数，分别记为LRM、LRR、LRI、LRC、LRY。

二.平稳性检验

由于VAR模型要求各数据序列是平稳的，所以在建模前必须对已产生的各对数序列数据和利率数据进行平稳性检验。利用EViewS5.0对各序列分别采用ADF检验法进行单位根检验。

通过检验结果可知，LRM、LRR、LRI、LRC、LRY都是非平稳的，其中LRR、LRI、LRC、LRY经过二阶差分后，它们对应的ADF统计量都小于1%显著性水平的临界值，拒绝有单位根的假设，即序列是平稳的，而LRM是经过三阶差分才平稳。

三.建立向量自回归模型（VAR）

为了使数据经过差分后是同阶单整的，所以先将LRM做一次差分记为DLRM，表示货币供给量的增长率，同时从上文数据的平稳性检验可知，对DLRM序列做两次差分后数据也是平稳的。建立VAR模型的前提是数据必须是平稳的。因此，我们可以建立D（LRY，2）、D（LRI，2）、D（LRC，2）、D（DLRM，2）和D（LRR，2）的VAR模型。运用Eviews5.0软件，结果表明：按照AIC、LR来看滞后2阶为最优，而此时被估计的VAR模型的所有特征根值都小于1即位于单位圆内，表明VAR（2）是结构稳定的，因此VAR模型选择滞后期为2。

模型检验结果表明，各子方程的拟合优度较高；残差的平方和分别为0.099335、0.471363、0.167228、0.648146、0.379306，这些残差平方和都非常小，AIC、SC值较小；同时VAR系统整体的决定性残差为4.90E-15，AIC值是-17.25244，SC值是-14.51678，所以模型从子方程到整体的估计结果比较理想。

四.格兰杰因果分析

利用上述VAR（2）模型生成的对象进行格兰杰检验，检验结果见表1。

从表1可以看出：（1）我国的货币供应量的增长率D（DLRM，2）的变动不能成为利率D（LRR，2）变动的格兰杰原因，说明利率变量是外生于经济系统的，这与我国长期实行固定利率制度的现实相吻合。（2）我国利率D（LRR，2）变动是引起固定资产投资变量D（LRI，2）变动的格兰杰原因，但不是引起消费变量D（LRC，2）变动的格兰杰原因。（3）货币供给量的增长量D（DLRM，2）是D（LRC，2）变动的格兰杰原因，說明货币供给量的增长对消费具有一定的作用。

五.结论

从上文对我国1990年到2015年的实际变量数据的实证分析来看，可以得出以下结论：（1）我国基准利率中介的前向传导具有一定的刚性。中国人民银行通过货币政策工具的操作，引起货币供给量的增减，但是货币供给量的变动基本上不引起基准利率的变动，我国基