中国货币政策在宏观调控中的局限性分析

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中国货币政策在宏观调控中的局限性分析

●吴金友

内容提要：本文从外汇管理体制和货币政策传导机制两个方面分析了中国货币政策在宏观调控中面临的局限性，研究表明：流动性过剩是中国货币政策长期面，Ｊ岳的挑战，而外汇占款的攀升是中国流动性过剩的主要原因；货币市场基准利率体系的缺失，以及利率体系自身和相互之间传导机制的不畅，制约了中国货币政策宏观调控有效性的发挥。

关键词：货币政策流动性过剩外汇管理体制货币政策传导机制

中图分类号：Ｆ８５２文献标识码：Ａ文章编号：１００６－１７７０（２０１１）０５－０５３－０４

中国货币政策宏观调控中存在着诸多方面的局限性．但如

动性”，货币政策对流动性调控成功与否，几乎关系到货币政策

果从货币政策调控对象角度分析．主要包括两个方面．即：一

绝大部分目标能否实现。而在我国的长期实践过程中．货币政策方面，当前货币政策调控的主要对象是货币供应量．而既有的

更多的是面对市场流动性过剩的局面。以加强银行体系流动性管外汇管理体制迫使中央银行被动增加基础货币，从而限制了中

理作为货币政策调控的主要内容，搭配使用公开市场操作和存款

央银行货币政策调控的主动性；另一方面．中国人民银行自

准备金等对冲工具．大力对冲外汇占款增长，回收银行体系过剩

１

９９６年开始启动利率市场化，货币市场基准利率体系仍在不断

流动性，但流动性水平过高的压力难以从根本上缓解。

完善之中．货币政策调控从数量型工具向价格型工具的转型条宏观意义上的流动性过剩．是指市场中流通的货币供应量

件尚未成熟。从而使得货币政策传导机制不够顺畅。限制了货

大于经济运行中的实际货币需求量．具体衡量方法是将ＧＤＰ增

币政策能动性的发挥。

长速度和ＣＰＩ的增长速度之和与货币供应量（中国宏观统计中．主要是指广义货币供应量Ｍ。）增长速度进行比较，当后者大于

一．外汇管理体制限制ｒ中国货币政策的丰动性

前者时，就表明经济生活中存在流动性过剩状况。１９９４年至２００９年间，Ｍ，增长率小于ＧＤＰ增长速度和的ＣＰＩ增长速度之和

改革开放以后．随着国内经济发展的需要、以及对外经济的年份仅有２年，其余１４年均是前者大于后者．充分表明了中

联系的不断加深，中国外汇管理体制大致经历了三个阶段：分

国经济中流动性过剩局面长期存在的事实，从而也就成为货币

别是１９８１年至１９９３年汇率双轨制时期、１９９４年至２００５年汇率

政策必须面对的一个长期问题｛表１）。

并轨时期、２００５年至今人民币汇率形成机制探索时期。由于汇（二）中央银行资产负债表显示，外汇占款的攀升率与货币政策的紧密联系，即货币政策可以通过汇率的变化影响宏观调控结果、汇率变化也可以通过货币政策作用于宏观经是中国流动性过剩的丰要原因

济，因此，处于不断调整和市场化进程中的中国外汇管理体制引起中国经济生活中流动性过剩的主要原因是外汇占款的

不可避免地影响到中国货币政策的宏观调控。

持续攀升。从中央银行的资产负债表中可以看出．２００１年到（一）流动性过剩是中国货币政策长期面临的挑战２００９年．中央银行的资产规模由４．２５万亿增加到２２．７５万亿．自１９８４年中国人民银行专门行使中央银行职能以来，中国增长了４．３５倍，其中：外汇资产由１．８９万亿增长到１７．５２万人民银行根据国务院和相关法律所赋予的职权．运用各种工具亿，增长了８．２７倍．其占中央银行资产的比重从４４．３％增加到和手段努力实现货币政策调控目标。在“改革转轨阶段“．我国７７．Ｏ％．从而成为中央银行资产增加的主要原因。更进一步．如货币政策目标包括“物价稳定、促进就业、经济增长和国际收

果将外汇占款与中央银行投放的基础货币进行比较，可以看出．支平衡”．还兼顾“推动金融改革“的重任．在上述几大目标之

自１９９４年以来．外汇占款在基础货币中的比重快速上升，从而间的平衡过程中，面临的一个长期且艰巨的任务就是“调控流

成为这一时期货币供应量增加的绝对主力。

ＮＥＷ

ＦＩＮＡＮＣＥ

５３

万方数据

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表ｈ

１９９４年至２００９年中国经济中的流动性状况

ＧＤＰ增长

ｃＰＩ

肘，增长率

年份

ＧＤＰ（亿元）

肼，（亿元）

搴（％）上年＝１００

流动性

（％）

１９９４４８１９７．９１３．１１２４．１４６９２３．５３４．５—２．７１９９５６０７９３．７１０．９１１７．１６０７５０．５２９．５ｌ＿５１９９６７１１７６．６１００１０８．３７６０９４．９２５．３７．０１９９７７８９７３．０９．３１０２．８９０９９５．３１７．３５．２Ｉ船８８４４０２．３７．８９９２１０４４９８．５１４．８７．８１９９９８９６７７．１７．６９８．６儿９８９７．９１４．７８．５２０００９９２１４．６８．４１００．４１３４６１０．３１２．３３．５２００１１０９６５５．２８．３１００．７１５８３０１．９１４．４５．４２００２１２０３３２．７９．１９９．２１８５００７．０１６．８８．５２００３】３５８２２．８】０．０１０１．２２２１２２２．８１９．６８．｛２００４１５９８７８．３１０．１１０３．９２５４１０７．０１４．７０．７２００５１８４９３７．４１１．３１０１．８２９８７５５．７１７．６４．５２００６２１６３１４

４

１２．７ｌ０Ｉ．５３４５６０３．６１７．０２．８２００７２６５８１０．３１４．２１０４．８４０３４４２．２１６．７—２．３２００８３１４０４５．４９．６１０５．９４７５１６６．６１７．８２．３２００９

３４０５０６．９

９．１

９９．３

６０６２２５．Ｏ

２７．７

１９．３

但中央银行对外汇的增加缺乏控制．。在保持汇率水平相对固定的前提下，国际收支顺差的持续增长和外汇的不断流入直接导致人民银行以外汇占款的形式被动投放基础货币。”因此．中国的外汇管理体制限制了中国货币政策宏观调控的主

动性。

二、货币政策传导机制限制了中国货币政策的能动性

一般情况下．货币政策传导主要通过利率效应、汇率效应、金融资产价格效应以及信贷传导效应来实现。在当前情况下．由于利率市场化进程缓慢，货币市场基准利率体系仍未真正形成．阻碍了货币政策传导渠道的畅通。自１９９６年中国人民银行推行利率市场化以来．我国已形成相对完善的货币市场利率体系．主要包括：商业银行存贷款利率、短期国债利率、同业拆借利率、回购利率、央票利率和Ｓｈｉｂｏｒ等，但在该利率体系中．仍缺乏一个能够全面真实反映货币市场资金供求状况的基准利率体系，各利率体系之间的相互传导机制也不尽科学合理。

经济理论指出．在完善的金融市场环境中．同～利率品种

不同期限结构之间．短期利率水平对长期利率水平产生影响：

不同利率品种之间，基准利率对其他利率产生影响。因此．选择货币市场利率体系中具有代表性的商业银行贷款利率、回购利率、同业拆借利率、央票利率以及上海银行间同业拆借利率（ＳＨＩＢＯＲ）．对上述利率自身的传导机制、以及相互之间的传导

５４ＮＥＷＦＩＮＡＮＣＥ

万方数据

机制进行研究．以考察中国货币市场利率体系是否满足完善金

融市场环境所界定的传导机制条件。

（一）数据说明及处理

对上述中国货币市场利率体系中不同品种自身传导机制的实证分析．数据选择和处理是：１．全国银行问市场债券回购利率。由于回购利率中的１天，４个月．６个月．９个月和１年期限品种交易不够活跃，数据缺失较多，因此仅选取２００２年１月至２０１０年１０月之间的７天、１４天、２１天、１个月，２个月、３个月六组数据．分别用Ｒ０７Ｄ、Ｒ１４Ｄ、Ｒ２１Ｄ、Ｒ０１Ｍ、Ｒ０２Ｍ、Ｒ０３Ｍ表示；数据来自中国人民银行网站。２．全国银行问同业拆借利率。由于拆借利率中的１４天、６个月、４个月、９个月和１年四个期限品种交易冷淡．数据缺失较多，因此仅选取２００２年１月至２０１０年１０月之间的１天、７天、２０天。１个月、２个月、３个月共六

组数据．分别用Ｃ０１Ｄ、Ｃ０７Ｄ、Ｃ２（Ｘ）、Ｃ０１Ｍ．Ｃ０２Ｍ、Ｃ０３Ｍ表

示：数据来自中国人民银行网站。３．央票利率。央票利率选取

２００６年３月１日至２０１０年１２月２４日之间待偿期分别为隔夜、７

天．１４天、１个月２个月３个月、６个月，９个月和１年到期收益率数据．分别用ＢＯＮＤ、Ｂ０７Ｄ、Ｂ１４Ｄ、Ｂ０１Ｍ、Ｂ０２Ｍ、Ｂ０３Ｍ、网站。４．上海银行间同业拆借利率。上海银行间同业拆借利率

选取２００６年１０月８日至２００９年１２月３１日问的隔夜、１周，２周、１个月、３个月、６个月、９个月和１年８组数据．分别用ＳＯＮＤ、

ＳＯｌＷ．Ｓ０２Ｗ．Ｓ０１Ｍ．Ｓ０３Ｍ、Ｓ０６Ｍ．Ｓ０９Ｍ．Ｓ０１Ｙ表示；数据

来自上海银行间同业拆借利率网站。５．商业银行贷款利率。由于中国人民银行对商业银行贷款利率的管理在期限结构上采取

贷款利率选择６个月和１年两个期限品种；数据来自中国人民

在考察以上五种利率之间的传导机制时．则分别选取各自不同期限品种之间具有交易活跃、市场认可度高、以及可比较的一个品种进行实证分析．分别为６个月期的商业银行贷款利率（以Ｌ０６Ｍ表示）、３－Ｉ＂－月期的回购利率、同业拆借利率、央票利率和上海银行间同业拆借利率。实证检验方法为Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。

（二）数据平稳性检验

因果检验的前提条件是数据序列具备平稳性。对以上各组

Ｂ０６Ｍ、Ｂ０９Ｍ、Ｂ０１Ｙ表示；数据来自中央国债登记结算有限公司６个月、１年、３年、５年及５年以上五种．由于研究对象是货币

市场利率，因此在期限结构上仅能选择１年及以下的，故此处银行网站。

数据进行平稳性检验．结果见表２。

表２：数据序列平稳性检验表

检验形式（Ｃ

ｒＤ）

Ｔ统计量

检验结论回购利率

Ｒ０７Ｄ（Ｃ００）－３．６８９５＊平稳尺１４Ｄ（Ｃ００）－３．２７９０＊平稳Ｒ２１Ｄ

（Ｃ００）一２．６７３５＊＊＊平稳尺０ｌＭ（Ｃ００）一３．１０６４＊＊平稳ＪＲ０２Ｍ（Ｃ００）－２．６７４９＊＊＊甲稳尺０３Ｍ

（００

１）

一１１．９３６０＊平稳拆借利率

Ｃ０１Ｄ（Ｃ００）一３．３５５０＊平稳Ｃ０７Ｄ（００

１）

一】５．４８７０＊平稳Ｃ２０Ｄ

（Ｃ００）一３．２９４５＊平稳Ｃ０ｌＭ

（００１）一１４．４４８Ｉ｝甲稳Ｃ０２Ｍ

（０Ｏ

１）

一１４．６０６８￥平稳Ｃ０３Ｍ

（Ｃ

００）一３．６１４２＊平稳央票利率ＢｏＮＤ（Ｃ

００）一３

４４７９＊

甲稳圈田Ｂ０＿Ｒ

Ｂ０７Ｄ（０Ｏ１）一１１．０６９１｝平稳口１４Ｄ

（０

０１）一１４．８４４６＊平稳占０１Ｍ（０

０１）一１５．０７６２＊平稳Ｂ０２Ｍ（０

０１）一１４．８６６４＊甲稳Ｂ０３Ｍ（００１）一４０、８１５３＊平稳Ｂ０６Ｍ（０

０１）一１４，１４２３＊甲稳Ｂ０９Ｍ

（０

０１）一１２．２１７２＊平稳口Ｏｌ】，（０

０

１）

一１４．５１４３＊平稳ＳＯＮＤ（ＣＴ０）－６．４８４５＊平稳ＳＯｌＷ（ＣＴ０）一７

３１４７＊

平稳Ｓ０２矽

（ＣＴ０）－６．９２５４＊甲稳ＳＯｌⅣ（００１）一７．６６９１＋平稳Ｓ０３Ｍ（００１）一８．６３５０＊平稳Ｓ０６Ｍ（０

０

１）一８．００６０＊平稳Ｓ０９Ｍ

（００Ｉ）一９．４０１５￥平稳Ｓ０ｌｙ

（００１）－９．６６７２＊平稳贷款利率Ｌ０６Ｍ

（００１）一４．７６６３＊平稳￡ＯＩｙ

（０

０

１）

一６．５７８０＊

甲稳

注：１，检验形式（ＣＴＤ）中，Ｃ表示截距项，Ｔ表示趋势项．Ｄ表示滞后阶数，０表示

无截距项、趋势项或滞后阶数：｝、｝｝、榭分别表示在１％、５％和１０％的置信水平Ｆ数据序列

平稳。

（三）不同利率体系自身传导机制的Ｇｒａｕｇｅｒ因果检验

１．全国银行间市场债券回购利率。对回购利率的平稳性检验显示．７天、１４天、２１天、１个月．２４－月回购利率分别在１％、５％和１０９６的显著性水平下呈现平稳状态，而３个月期的回购利率仅在一阶差分后呈现平稳状态；由于Ｇｒａｕｇｅｒ因果检验的前提条件是不同数据序列在同阶平稳，因此．对全国银行间市场债券回购利率的传导机制检验仅采用前述５个期限品种。回购利率数据序列因果关系检验表明：在短期利率对长期利率产生影响的传导机制上，仅有７天期对１４天、１个月对２个月之间的关系显善在长期利率对短期利率产生反馈影响的传导机制上．

有１４天、１个月和２个月对７天期．以及２１天、１个月和２个月

对１４天期之间的关系显著，这表明了全国银行间回购利率不同期限结构之间的传导机制不够顺畅。与此同时，长期利率对短期利率的反馈影响．显著多余短期利率对长期利率的正向影响．这也与完善的金融市场中利率传导机制特征不相符合，因此．实

万方数据

证检验结果在总体上表明全国银行间回购利率传导机制不顺畅。

２．全国银行间同业拆借利率。对拆借利率的平稳性检验显示，１天．２０天，３个月期限拆借利率在１％的显著性水平下呈现平稳状态；而７天．１个月、２个月期限拆借利率在一阶差分后呈现平稳状态。因此．对全国银行问同业拆借利率的传导机

制检验分两组进行。两组拆借利率数据序列因果关系检验表明：１天期和２０天期对３个月同业拆借利率传导机制显著．而

长期利率对短期利率的反馈影响不存在；而经过一阶差分处理后的三组数据，除了２个月对７天期的拆借利率反馈影响关系

不显著外．其他的正向影响关系和反馈影响关系都顺畅．表明７天、１个月、２个月期限拆借利率的变化在相互之间是有显著的传导关系存在。两组数据中．一组数据原序列本身平稳．另一组经过一阶差分后平稳．本身就表明两组数据之间的因果关

系不显著，因此．总体上看，全国银行间同业拆借利率不同期

限结构之间的传导机制同样不显著。

３．央票利率。对央票利率的平稳性检验结果显示．除了隔

夜央票利率数据序列本身平稳外．其他期限结构的央票利率数据序列均在经过一阶差分后平稳。因此．对央票利率不同期限

结构之间的传导机制检验，选取７天、１４天．１个月、２个月、

３个月．６个月、９个月和１年八组数据。实证检验结果表明：在短期利率变化对长期利率变化的传导影响上，７天期对１个月和１年，１４天期对２个月．６个月、９个月和１年．１个月对６个月，

２个月对６个月、９个月和１年几组期限结构之间因果关系不显

著；在长期利率变化对短期利率变化的反馈传导影响上．３个

月对２个月，以及１年对７个月之间的因果关系不显著。总体上看，央票作为中央银行近几年公开市场操作的主要工具，其利

率的形成和传导基本上反映了货币市场资金的供求状况．因此，相较于回购利率和拆借利率而言．央票利率不同期限结构之间的传导机制相对畅通。

４．上海银行间同业拆借利率。对上海银行间同业拆借利率的平稳性检验显示，隔夜、１周、２周三个期限品种序列本身平稳，１个月、３个月、６个月、９个月和１年期五个期限品种在一阶差分后序列平稳。因此．对上海银行间同业拆借利率各期限品种之间的因果检验．与全国银行间同业拆借市场利率的处理相类似，分别进行两次因果分析。ＳＨＩＢＯＲ利率数据序列因果关系检验结果显示：隔夜，１周和２周三个期限品种之间的因果关

系显著；在１个月以上的期限品种中．１个月与３个月、６个月、９个月和１年之间，以及６个月和９个月之间的因果关系不显著．其他期限品种之间的因果关系显著。检验结果表明．相对于长

ＮＥＷＦＩＮＡＮＣＥ５５

总第ＭＡＹ总第

２０期１１２６７）

期√期利率（１个月至１年）．ＳＨＩＢＯＲ短期利率（２周期及以下）市场化形成机制相对成熟，其合理的解释是各报价团成员对于短期

利率的定价认识趋于一致；而对于ＳＨＩＢＯＲｌ个月以上期限品种利

率，各报价团成员在利率定价上存在一定分歧。因此，总体上

看，ＳＨＩＢＯＲ的各期限品种之间在传导机制上仍不够畅通，在培

育ＳＨＩＢＯＲ作为货币市场基准利率体系上．仍存在一定的距离。

５．商业银行贷款利率。对商业银行贷款利率平稳性检验显示．６个月和１年期的贷款利率在一阶差分后呈现平稳状态。贷款利率数据序列因果关系检验结果表明（表３）．６个月和１年期二者之间的变化互为因果关系，这种检验结果很容易解释，因为商业银行贷款利率受中央银行直接管理．历次的利率调整

在不同期限结构之间基本保持相同的幅度．所以不同期限结构之间的因果检验在统计上以高置信水平通过；但由于受人为干

预，所以检验结果也不足以表明商业银行贷款利率各期限之间

的传导机制是畅通的。

表３：贷款利率数据序列因果关系检验表

ｆ原假设

Ｆ统计量

Ｐ值

ＤＬ０６Ｍ不是脱ｏｌｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因７．２８０７０．００１ｌ『Ｄ￡ｏｌｙ不是Ｄ￡０６Ｍ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因

２２．２８９８

０．００００

（四）不同利率体系之问传导机制的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系

由于样本数据分为日数据和月数据两大类．因此．对中国

货币市场不同利率体系之间的传导机制实证分析．同样分为两

组进行考察，即：全国银行间债券市场回购利率、全国银行间同业拆借利率以及商业银行贷款利率月度数据作为一组；央票利率与上海银行问同业拆借利率日数据作为一组。月度数据分别选取２００２年１月至２０１０年１０月之间的３个月回购利率、１个月拆借利率以及６个月贷款利率：日数据分别选取２００６年１０月８日至２００９年１２月３１日之间的３个月央票利率和３个月ＳＨＩＢＯＲ利率。两组数据不同期限品种的选择，主要出于以下两个方面的考虑：一是两组数据中不同期限品种数据序列可以进行因果关系分析．即不同期限品种的数据序列处于同阶平稳；二是该期限品种在其利率体系中具有代表性．即其市场交易量相对较高，较易被市场认可。

１．月数据之间的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验

３个月回购利率、１个月拆借利率以及６个月贷款利率之间的因果关系检验结果表明（表５）：３个月回购利率的变化是１个月拆借利率变化的原因。６个月贷款利率的变化是１个月拆借利率和３个月回购利率变化的原因，但上述关系传导机制逆向则

５６ＮＥＷＦＩＮＡＮＣＥ

万方数据

不成立。月数据之间的因果关系检验，进一步表明．中国货币市场利率体系之间的传导机制不够畅通。

表４：月数据之间的凶果关系检验表

原假设

Ｆ统计量

Ｐ值

ＤＲ０３Ｍ１ｉ是ＤＣＯＩＭ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因

３．３２０６０．０４０２ＤＣＯＩＭ小１７＿ＤＲ０３Ｍ的ｇＦａｎｇｅｒ原因１．９６３９０．１４５８ＤＬ０６Ｍ不是ＤＣＯｌＭ的（；ｒａｎｇｅｒ原因１０．０７０８０．０００ｌＤＣＯＩＭ小是ＤＬ０６Ｍ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因Ｏ．１７７５０．８３７７ＤＬ０６Ｍ小足ＤＲ０３Ｍ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因９．５９９００．０００２ＤＲ０３Ｍ４ｉ是ＤＬ０６Ｍ的Ｇｒａｎｇｅｒ胤囡

０．７８９４

０．４５７０

２．日数据之间的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验

３个月央票利率和ＳＨＩＢＯＲ：；｝Ｕ率之间的因果关系表明（表５）．二者之间的传导关系不显著，这也表明ＳＨＩＢＯＲ利率距离货币市

场基准利率仍有较大差距。

表５：日数据之间的因果关系检验表

ｌ原假设

Ｆ统计量

Ｐ值

ＤＳ０３Ｍ不是ＤＢ０３Ｍ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因

１．６１５２０．１９９５ＤＢ０３Ｍ不足ＤＳ０３Ｍ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因

１．２７７８

０．２７９２

货币市场利率体系自身以及不同利率体系之间的传导机制

实证分析．表明中国货币市场利率体系建设虽取得一定进步，

但仍有较大改善空间。货币市场利率体系传导机制不畅．限制了中国货币政策的能动性．从而成为货币政策宏观调控的主要

障碍之一。

‘

参考文献：

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０８．５

作者简介：吴金友

上海社会科学院世界经济研究所博士研究

生，中国人民银行上海总部