徐占東

(1.東北財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025;2.東北財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025)

外部沖擊、貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性與貨幣政策規(guī)則

徐占東

(1.東北財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025;2.東北財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116025)

本文在貨幣乘數(shù)理論基礎(chǔ)上，引入GDP、股票市場流通市值和國際貿(mào)易總額等變量反映貨幣需求對貨幣乘數(shù)的影響；引入預(yù)期通貨膨脹率考察數(shù)量規(guī)則的貨幣政策對貨幣乘數(shù)的反饋?zhàn)饔?；引入跳躍擴(kuò)散過程刻畫貨幣乘數(shù)的跳躍性特征。利用具有變結(jié)構(gòu)和跳躍特征的CGARCH模型對我國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，我國央行資產(chǎn)負(fù)債表變化是影響貨幣乘數(shù)的貨幣供給因素；GDP、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額是影響貨幣乘數(shù)的貨幣需求因素；國際貿(mào)易和股票市場的沖擊對我國貨幣乘數(shù)的影響具有變結(jié)構(gòu)和跳躍特征；數(shù)量規(guī)則的貨幣政策通過貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性控制通貨膨脹。進(jìn)而表明央行可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)周期相機(jī)選擇數(shù)量規(guī)則和價格規(guī)則的貨幣政策；需要減少匯率干預(yù)，抑制國際貿(mào)易沖擊對貨幣政策的影響；需要規(guī)范和健全我國股票市場制度，降低股票市場波動，防范和化解金融市場系統(tǒng)性風(fēng)險。

貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性;貨幣供給；貨幣需求；CGARCH模型;跳躍擴(kuò)散過程

一、引 言

從20世紀(jì)70年代到2008年美國爆發(fā)次貸危機(jī)之間的時間內(nèi)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為使用貨幣政策能夠應(yīng)對經(jīng)濟(jì)的周期波動[1-2]。Taylor[3]提出了盯住通貨膨脹的泰勒規(guī)則。該規(guī)則在美國聯(lián)邦儲備委員會(簡稱美聯(lián)儲)的貨幣政策實(shí)踐中得到了充分運(yùn)用[4]。

2008年美國次貸危機(jī)爆發(fā)后，貨幣流動性的需求突然大幅增加。為了應(yīng)對這次危機(jī)，美聯(lián)儲以及歐洲央行放棄了盯住通貨膨脹的貨幣政策規(guī)則，采取量化寬松的貨幣政策。美國圣路易斯聯(lián)邦儲備銀行行長Bullard認(rèn)為利率盯住通貨膨脹目標(biāo)的貨幣規(guī)則，不能夠應(yīng)對利率接近于零、存在通脹預(yù)期和全球經(jīng)濟(jì)衰退共存的問題[5]。美聯(lián)儲應(yīng)該設(shè)定貨幣政策的量化目標(biāo)。

對于美聯(lián)儲和歐洲央行采取量化寬松政策應(yīng)對次貸危機(jī)影響的貨幣政策實(shí)踐，學(xué)術(shù)界存在不同看法。Taylor[6]通過考察美聯(lián)儲2008年資產(chǎn)負(fù)債表，認(rèn)為美聯(lián)儲應(yīng)該退出量化寬松政策，恢復(fù)到利率盯住通貨膨脹的貨幣政策框架。Cúrdia和Woodford[7]以及Gertler和Karadi[8]認(rèn)為由于金融系統(tǒng)存在信息不對稱，繼而引發(fā)金融系統(tǒng)參與人的道德風(fēng)險和逆向選擇問題。當(dāng)外部沖擊到來時(例如美國次貸危機(jī))，加劇了金融摩擦，導(dǎo)致信用緊張，企業(yè)和消費(fèi)者借貸成本增加。由于信用緊張，銀行信貸收緊，盡管美聯(lián)儲大幅度調(diào)整資產(chǎn)負(fù)債表，增加基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)，但貨幣流動性沒有大幅度增加，貨幣乘數(shù)不斷下降(2014年6月M2貨幣乘數(shù)下降到2.86)[9]。姚余棟和譚海鳴[10]考慮了信貸可得性帶來的金融摩擦，認(rèn)為貨幣政策應(yīng)該盯住預(yù)期通貨膨脹率，以央行票據(jù)利率為指標(biāo)的貨幣政策能夠及時對通脹預(yù)期做出反應(yīng)。

顯然，無論是數(shù)量規(guī)則還是泰勒規(guī)則的貨幣政策，都涉及到貨幣供給量。貨幣供給量包含基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)兩個要素?；A(chǔ)貨幣是央行資產(chǎn)負(fù)債表變化的直接體現(xiàn)，央行可以控制。貨幣乘數(shù)變化則體現(xiàn)了貨幣供給內(nèi)生性的結(jié)果[11]。央行控制貨幣供給能力主要取決于央行能否準(zhǔn)確預(yù)測貨幣乘數(shù)及其決定因素的變化,以及這些因素是否穩(wěn)定。

從我國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的研究來看，胡援成[12]的研究認(rèn)為我國的M1貨幣乘數(shù)相對平穩(wěn)，M2貨幣乘數(shù)具有上升的趨勢。黃燕芬[13]采用協(xié)整檢驗(yàn)對貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行了檢驗(yàn)，分析結(jié)果表明基礎(chǔ)貨幣與貨幣供應(yīng)量之間不存在協(xié)整關(guān)系, 即我國的貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定。王海民[14]通過基本統(tǒng)計分析與單位根檢驗(yàn), 得到了貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定這一結(jié)論。這些研究表明，我國貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定，這就意味著無論是調(diào)控貨幣供給量，還是進(jìn)一步調(diào)控利率，貨幣政策操作都面臨困難。

針對上述問題，本文對現(xiàn)有研究的貨幣乘數(shù)模型做如下改進(jìn)：

第一，引入央行資產(chǎn)負(fù)債表變化，反映影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的央行可控制因素。李治國[15]通過單位根檢驗(yàn)、Johansen 協(xié)整分析及誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證研究表明，國外凈資產(chǎn)比重持續(xù)上升、商業(yè)銀行再貸款比重不斷下降及央行票據(jù)比重陡然上升為主要特征的貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)調(diào)整, 導(dǎo)致我國基礎(chǔ)貨幣過快增加和貨幣乘數(shù)持續(xù)上升。李治國和張曉蓉[16]通過求解持有現(xiàn)金偏好和準(zhǔn)備金需求的效用損失最小化函數(shù), 提出了貨幣當(dāng)局所采取的不同資產(chǎn)負(fù)債管理方式, 不但直接影響基礎(chǔ)貨幣形成過程, 而且改變公眾的現(xiàn)金持有比率與商業(yè)銀行的準(zhǔn)備金率, 從而間接影響貨幣乘數(shù)。粟勤等[17]對央行資產(chǎn)負(fù)債表變化的研究表明，外匯占款占央行基礎(chǔ)貨幣投放之比超過100%, 成為影響央行貨幣投放最重要的因素。

第二，引入GDP、預(yù)期通貨膨脹率、股票市場流通市值和國際貿(mào)易總額等宏觀變量，反映影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的經(jīng)濟(jì)內(nèi)生因素。經(jīng)濟(jì)內(nèi)生變量對貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的影響具有反饋性。首先，央行根據(jù)經(jīng)濟(jì)環(huán)境和通貨膨脹預(yù)期，調(diào)整央行的資產(chǎn)負(fù)債表。資產(chǎn)負(fù)債表的變化直接對基礎(chǔ)貨幣產(chǎn)生影響，通過基礎(chǔ)貨幣間接對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響。其次，基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)的變化必然對經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹產(chǎn)生影響。同時，經(jīng)濟(jì)增長狀態(tài)影響貨幣需求。葉光等[18]、易行健[19]、汪紅駒和張慧蓮[20]、Baharumshah等[21]、王永中[22]、伍戈[23]等研究表明，GDP、市場利率r、股票市場流通市值V和國際貿(mào)易總額F是影響貨幣需求的主要變量。央行根據(jù)經(jīng)濟(jì)周期，通過調(diào)整貨幣政策，改變基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)，進(jìn)而產(chǎn)生貨幣供給的內(nèi)生性。

第三，通過引入跳躍擴(kuò)散過程反映外部沖擊，分析影響貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性的不可預(yù)測因素。除了央行資產(chǎn)負(fù)債表變化、經(jīng)濟(jì)變量的反饋機(jī)制對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響外，當(dāng)存在某種外部沖擊(例如美國次貸危機(jī))時，貨幣乘數(shù)會出現(xiàn)突然變化。這種變化的跳躍性和不可預(yù)測性可以通過引入跳躍擴(kuò)散過程來刻畫。

二、理論模型

令M2表示廣義貨幣供應(yīng)量，B表示基礎(chǔ)貨幣，廣義貨幣乘數(shù)m2定義為：

(1)

式(1)兩側(cè)取對數(shù)，有：

lnm2=ln M2-ln B

(2)

式(2)表明，央行的任何貨幣政策都會通過央行資產(chǎn)負(fù)債表的變化表現(xiàn)出來。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，貨幣供應(yīng)量M2由央行的貨幣政策和市場的貨幣需求共同決定。廣義貨幣供應(yīng)量M2表現(xiàn)為GDP、市場利率r、股票市場流通市值V和國際貿(mào)易總額F的某種函數(shù)形式。

(3)

根據(jù)央行的資產(chǎn)負(fù)債表，基礎(chǔ)貨幣B可以分解成凈國外資產(chǎn)NFA、凈國內(nèi)信貸NDC和發(fā)行債券BI等三部分。

B= NFA + NDC-BI

(4)

根據(jù)式(3)和式(4)，式(2)可以寫成：

(5)

其中，ε表示影響貨幣乘數(shù)的其他因素。

如果貨幣政策采用前瞻性泰勒規(guī)則，則：

rt= ρ + ΦπEt(πt+1)

(6)

其中，Φπ> 0為央行設(shè)定的政策調(diào)整系數(shù)。將式(6)代入式(5)有：

lnm2= ln f(GDP, Et(πt+1),V,F)-ln(NFA+NDC-BI)+ ε

(7)

利用全微分公式，并作變量的代換，式(7)可以寫成：

(8)

假設(shè)ε服從跳躍擴(kuò)散過程，則有：

dεt= μdt + σdwt- kdqt

(9)

其中，μ為ε的均值；σ為ε的標(biāo)準(zhǔn)誤差；dwt為維納過程增量，dwt～ N(0,1)。-kdqt為跳躍項(xiàng)。qt為泊松過程，dq為泊松過程的增量，滿足：

dq =1 外部沖擊發(fā)生的概率為λ；dq =0 外部沖擊不發(fā)生的概率為1λ

(10)

k為沖擊幅度，表示外部沖擊發(fā)生時貨幣乘數(shù)的變化幅度。外部沖擊發(fā)生時，貨幣乘數(shù)增長率減少k。k的取值越大，外部沖擊發(fā)生時，貨幣乘數(shù)增長率受到的影響也越大，貨幣政策受到的影響越大。λ為沖擊強(qiáng)度，取值范圍為[0,1]，表示外部沖擊發(fā)生的可能性大小。

將式(9)代入式(8)，得到具有跳躍變化的貨幣乘數(shù)模型：

(11)

式(11)表明，不同因素對貨幣乘數(shù)變化的影響能力存在較大差異。具體表現(xiàn)在：

第一，隨著基礎(chǔ)貨幣總量的增加，調(diào)整央行資產(chǎn)負(fù)債表對貨幣乘數(shù)的影響是有限的。根據(jù)式(11)，當(dāng)基礎(chǔ)貨幣B較大時，央行資產(chǎn)負(fù)債表變化的直接效果較小，央行資產(chǎn)負(fù)債表變化對貨幣乘數(shù)的影響較小。換句話說，如果央行調(diào)整資產(chǎn)負(fù)債表，需要通過頻繁、規(guī)模巨大的公開市場操作，才能大幅度地改變貨幣乘數(shù)。

第二，GDP、股票市場流通市值V、國際貿(mào)易總額F等經(jīng)濟(jì)周期因素對貨幣乘數(shù)的影響，隨著貨幣總量的增大而減小。根據(jù)式(11)，當(dāng)貨幣總量M2較大時， GDP等因素變化帶來的貨幣乘數(shù)的變化率較小。相反，當(dāng)貨幣總量M2較小時， GDP等因素變化帶來的貨幣乘數(shù)的變化較大。

第三，其他不可觀測因素ε對貨幣乘數(shù)的影響依賴于ε的標(biāo)準(zhǔn)誤差σ。當(dāng)不可觀測因素ε的均值穩(wěn)定，標(biāo)準(zhǔn)誤差σ較小時，不可觀測因素ε對貨幣乘數(shù)影響較小。當(dāng)不可觀測因素ε的標(biāo)準(zhǔn)誤差σ增大時，貨幣乘數(shù)的波動增大。

第四，外部沖擊對貨幣乘數(shù)的影響存在不可預(yù)測性。當(dāng)外部沖擊發(fā)生時，貨幣乘數(shù)增長率存在較大的跳躍。跳躍幅度取決于跳躍參數(shù)k。

三、實(shí)證分析

(一)經(jīng)濟(jì)計量模型設(shè)定

對于式(11)，右側(cè)第5項(xiàng)反映了央行資產(chǎn)負(fù)債表變化的直接效果。定義mm表示剔除央行負(fù)債表變化的貨幣M2乘數(shù)變化率，即：

(12)

由此，式(11)可以寫成：

(13)

根據(jù)中國人民銀行公布的資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)，可以計算得到mm。

根據(jù)我國的貨幣M2乘數(shù)變化率的變化趨勢，mm的變化存在如下幾個特點(diǎn)：一是2007年第4季度之后存在明顯的結(jié)構(gòu)性變化。2007年第4季度后，mm的波動幅度變小，波動的持續(xù)性在增強(qiáng)。二是mm的波動存在波動性集聚效應(yīng)。

基于mm的變化特點(diǎn)，基于式(13)的經(jīng)濟(jì)計量模型需要考慮結(jié)構(gòu)突變、波動性集聚和跳躍性三個因素。

第一，通過引入虛擬變量D1刻畫貨幣乘數(shù)mm的結(jié)構(gòu)突變特征。虛擬變量D1定義為：

D1=0 2001年第1季度至2007年第3季度；D1=1 2007年第4季度至2015年第4季度

(14)

第二，通過引入定義虛擬變量D2、D3刻畫貨幣乘數(shù)mm的跳躍特征。采用10%的顯著性水平(即臨界值約為E(mm)+1.5σ(mm)作為判別是否發(fā)生跳躍標(biāo)準(zhǔn)。令E和σ分別表示mm的均值和標(biāo)準(zhǔn)誤差。以E+1.5為上門限水平，定義虛擬變量D2。

D2=1 mm > E+1.5;D2=0 其他情況

(15)

D3=1 mm < E- 1.5; D3=0 其他情況

(16)

根據(jù)式(15)和式(16)，利用央行資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)可以計算得到貨幣乘數(shù)變化率mm發(fā)生跳躍的情況。2007年第4季度前，貨幣乘數(shù)mm出現(xiàn)了5次正的跳躍。2007年第4季度之后，貨幣乘數(shù)mm出現(xiàn)了2次負(fù)的跳躍。

第三，利用CGARCH模型刻畫貨幣乘數(shù)mm的波動性集聚特征。貨幣乘數(shù)mm的均值方程為：

(17a)

均值方程包含三部分：一是前5項(xiàng)，刻畫mm與GDP等變量之間的長期關(guān)系。二是第6項(xiàng)到第10項(xiàng)，刻畫mm的結(jié)構(gòu)性變化。系數(shù)βi的顯著性決定了結(jié)構(gòu)性變化模式，i=5,6,7,8,9。三是最后6項(xiàng)，刻畫mm跳躍性變化。系數(shù)αi的顯著性決定了跳躍性變化模式，i=1,2,3,4,5,6。

貨幣乘數(shù)mm的長期條件波動方程為：

(17b)

貨幣乘數(shù)mm的短期條件波動方程為：

(17c)

(二)參數(shù)估計和檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

表1給出了變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有這4個變量均為平穩(wěn)過程。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：***表示1%的顯著性水平下顯著。

2.模型估計

利用2001年第1季度至2015年第4季度的數(shù)據(jù)，對模型(17a)、(17b)、(17c)進(jìn)行估計。利用從一般到特殊的方法，剔除系數(shù)統(tǒng)計不顯著的變量后，最終得到均值方程(17a)系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著的估計結(jié)果，如表2所示。

根據(jù)表2的估計結(jié)果，對于我國2001—2015年之間的剔除央行資產(chǎn)負(fù)債表變化的貨幣乘數(shù)，具有如下結(jié)論：

表2 模型(17a)、(17b)、(17c)的估計結(jié)果

數(shù)據(jù)來源：貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站; M2、GDP、國際貿(mào)易總額F、股票市場流通市值V、通貨膨脹率等基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(http://db.cei.gov.cn/page/Default.aspx)。

注：***和**分別表示1%和5%的顯著性水平下顯著。

第一，貨幣乘數(shù)變化具有結(jié)構(gòu)突變、跳躍和波動性集聚三重特征。mm的均值方程刻畫了mm具有結(jié)構(gòu)突變特點(diǎn)和跳躍特點(diǎn)。通過引入條件波動方程(17b)和(17c)，體現(xiàn)貨幣乘數(shù)的波動性集聚特點(diǎn)。在波動方程中，除長期波動率mt所收斂的均值w不顯著外，其余四個參數(shù)ρ、φ、γ和θ均在5%的顯著性水平下顯著。表明mm存在波動性集聚的特點(diǎn)。

第二，mm的均值方程表明，GDP、預(yù)期通貨膨脹、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額是影響貨幣乘數(shù)變化的重要變量。其中GDP、預(yù)期通貨膨脹與貨幣乘數(shù)變化率負(fù)相關(guān)，即GDP、預(yù)期通貨膨脹增加時，貨幣乘數(shù)變化率減小。

第三，mm的均值方程表明，貨幣乘數(shù)存在結(jié)構(gòu)性變化。2007年第4季度前，股票市場流通市值/M2和國際貿(mào)易總額/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率降低；2008年第1季度后，股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2對貨幣乘數(shù)的影響發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率增加；國際貿(mào)易總額/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率仍然下降，但下降幅度相比2008年以前有所減少。

第四，mm的均值方程表明，貨幣乘數(shù)存在跳躍性。貨幣乘數(shù)的跳躍主要受國際貿(mào)易總額/M2的變化影響。α4=5.907和α6= -2.101表明，國際貿(mào)易總額/M2沖擊效果存在結(jié)構(gòu)性變化。2001—2007年國際貿(mào)易總額/M2存在向上的沖擊，進(jìn)而導(dǎo)致貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)向上的跳躍。2007年第4季度和2011年第1季度，國際貿(mào)易總額/M2存在向下的沖擊(這與美國次貸危機(jī)對我國國際貿(mào)易的影響時間節(jié)點(diǎn)一致)，導(dǎo)致貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)向下的跳躍。

四、我國貨幣乘數(shù)的穩(wěn)定性分析

利用CGARCH模型對我國貨幣乘數(shù)的穩(wěn)定性分析結(jié)果，得出如下結(jié)論：

第一，我國貨幣乘數(shù)相對穩(wěn)定，貨幣M2的變化主要取決于基礎(chǔ)貨幣。我國貨幣乘數(shù)的趨勢表明，在2001—2015年間，我國貨幣乘數(shù)在2006年第2季度取得最大值5.115，2008年第4季度取得最小值3.677。相對于這一期間美國的M2貨幣乘數(shù)，我國貨幣乘數(shù)明顯比較穩(wěn)定。根據(jù)盛松成和翟春[9]的測算，美國2001—2006年間，美國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定在8.190—8.550之間。在2007年以后，M2乘數(shù)大幅度下降，2014年第2季度下降到2.860。我國基礎(chǔ)貨幣B從2001年開始擴(kuò)張了接近10倍。

第二，我國央行資產(chǎn)負(fù)債表變化是影響貨幣乘數(shù)的主要貨幣供給因素。GDP/M2比率，股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2是影響貨幣乘數(shù)的主要貨幣需求因素。

做貨幣乘數(shù)變化率Δm2/m2對凈國外資產(chǎn)NFA、凈國內(nèi)信貸NDC和發(fā)行債券BI的改變量ΔNFA、ΔNDC和ΔBI的回歸，得到：

Δm2/m2=0.445ΔNFA1.021ΔNDC + 0.874ΔBI (5.486***) (9.939***)(6.237***) R2=0.680

(18)

式(18)表明，我國央行資產(chǎn)負(fù)債表變化解釋了貨幣乘數(shù)變化率68%的變動。表2的回歸結(jié)果表明，GDP/M2比率、股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2的變化解釋了剔除央行資產(chǎn)負(fù)債表變化的貨幣乘數(shù)mm的64.4%的變化。

加總起來，央行資產(chǎn)負(fù)債表、GDP/M2、股票市場流通市值/M2以及國際貿(mào)易總額/M2共解釋了M2貨幣乘數(shù)變化率Δm2/m288.8%的變化。

第三，國際貿(mào)易總額對我國M2貨幣乘數(shù)影響較大，并且具有結(jié)構(gòu)變化和跳躍性。首先，根據(jù)表2，當(dāng)國際貿(mào)易總額/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率降低。由于我國長期貿(mào)易順差，國際貿(mào)易總額增加會導(dǎo)致外匯占款增加，進(jìn)而導(dǎo)致凈國外資產(chǎn)NFA增加。根據(jù)式(18)的回歸結(jié)果，凈國外資產(chǎn)NFA的增加，會導(dǎo)致貨幣乘數(shù)變化率降低。這個結(jié)論是對粟勤等[17]的研究進(jìn)一步深化。其次，2008年前后，國際貿(mào)易總額/M2變化對貨幣乘數(shù)變化率的影響效果不同。相對于2008年以前，2008年后國際貿(mào)易總額/M2增加導(dǎo)致貨幣乘數(shù)變化率下降幅度降低。最后，我國貨幣乘數(shù)變化出現(xiàn)的跳躍，都與國際貿(mào)易總額/M2的沖擊相關(guān)。2008年以前，國際貿(mào)易總額/M2出現(xiàn)5次正的沖擊，貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)5次向上的跳躍。2008年以后，國際貿(mào)易總額/M2出現(xiàn)2次負(fù)的沖擊，貨幣乘數(shù)變化率出現(xiàn)2次向下的跳躍。跳躍產(chǎn)生的機(jī)制可以由粟勤等(2013)的外匯占款機(jī)制來解釋。

第四，股票市場流通市值是影響我國貨幣乘數(shù)的重要因素，并且產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性變化。根據(jù)表2，2008年以前，當(dāng)股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率降低。這個結(jié)論與易行健[19]、汪紅駒和張慧蓮[20]的研究結(jié)果一致。他們的研究表明,我國股票流通市值與貨幣需求總量負(fù)相關(guān)，這就意味著我國股票流通市值上升時，股票市場流通市值/M2增加， M2降低，貨幣乘數(shù)降低，貨幣乘數(shù)變化率減少。

2008年以后，股票市場流通市值對我國貨幣乘數(shù)的影響出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性變化。2008年以后，股票市場流通市值/M2增加時，貨幣乘數(shù)變化率增加。這個結(jié)論意味著2008年以后我國貨幣政策對股票市場的波動產(chǎn)生了影響。

產(chǎn)生這種結(jié)構(gòu)性變化有其必然性:隨著我國經(jīng)濟(jì)的長期高速增長，到2007年我國出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩問題。受美國次貸危機(jī)影響，出口貿(mào)易受到?jīng)_擊，加劇了我國產(chǎn)能過剩程度。為了應(yīng)對美國次貸危機(jī)對我國經(jīng)濟(jì)的影響， 2008年我國實(shí)施了4萬億元的投資拉動政策，這進(jìn)一步加重了我國產(chǎn)能過剩的程度。為了應(yīng)對美國次貸危機(jī)導(dǎo)致的我國貨幣流動性缺失問題，我國2008年下半年實(shí)施適度寬松的貨幣政策，通過大幅度增加基礎(chǔ)貨幣，維持貨幣供給量M2保持相對穩(wěn)定。但受全球金融危機(jī)的影響，凈國內(nèi)信貸NDC相對減少，根據(jù)式(18)的回歸結(jié)果，貨幣乘數(shù)變化率增加。

伴隨著產(chǎn)能過剩程度加重，實(shí)體經(jīng)濟(jì)收益率較低，寬松貨幣政策產(chǎn)生的流動性并不能完全投入到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中，大量貨幣形成熱錢流入到股票市場，進(jìn)而導(dǎo)致股票市場出現(xiàn)較大波動。根據(jù)我國股票市場的實(shí)際數(shù)據(jù)，從2008年第1季度至2015年第4季度盡管M2增長率沒有發(fā)生太大變化，但股票市場流通市值產(chǎn)生了較大的波動。

歷史表明[24]，在經(jīng)濟(jì)增長過程中，出現(xiàn)產(chǎn)能過剩后，增加貨幣流動性，就會加劇股票市場、房地產(chǎn)市場的價格波動，加大股票市場和房地產(chǎn)市場的泡沫。一旦股票市場和房地產(chǎn)市場的泡沫破裂，就會引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險，導(dǎo)致金融危機(jī)和經(jīng)濟(jì)衰退。

結(jié)論表明，我國2008年以后的股票市場對貨幣乘數(shù)影響發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，這預(yù)示著我國產(chǎn)能過剩出現(xiàn)后，貨幣流動性的提高加大了股票市場的波動。預(yù)防股票市場和房地產(chǎn)市場的波動，防范金融系統(tǒng)的系統(tǒng)性風(fēng)險是這一段時間的重要任務(wù)。

第五，預(yù)期通貨膨脹率對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生重要影響。根據(jù)表2，預(yù)期通貨膨脹率增加時，貨幣乘數(shù)變化率下降。表明預(yù)期通貨膨脹率對于貨幣乘數(shù)變化起到了顯著的解釋作用。說明過去貨幣總量控制的貨幣政策同樣起到了泰勒規(guī)則的作用。換句話說，盡管原來的貨幣政策盯住的是貨幣總量，但同樣達(dá)到了控制通貨膨脹的目的。

五、結(jié)論與政策建議

本文在貨幣乘數(shù)理論基礎(chǔ)上，引入GDP、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額等變量反映貨幣需求因素；引入預(yù)期通貨膨脹率考察貨幣政策對貨幣乘數(shù)的影響；引入跳躍擴(kuò)散項(xiàng)刻畫貨幣乘數(shù)的跳躍性。構(gòu)建具有變結(jié)構(gòu)和跳躍特征的CGARCH模型，對我國貨幣乘數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行實(shí)證分析。分析結(jié)果表明我國貨幣供給量M2的變化主要取決于基礎(chǔ)貨幣。我國央行資產(chǎn)負(fù)債表變化是影響貨幣乘數(shù)的貨幣供給因素。GDP、股票市場流通市值以及國際貿(mào)易總額是影響貨幣乘數(shù)的貨幣需求因素。國際貿(mào)易總額和股票市場流通市值對我國貨幣乘數(shù)的影響較大，且具有結(jié)構(gòu)變化和跳躍性。預(yù)期通貨膨脹率對貨幣乘數(shù)變化產(chǎn)生重要影響。

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：

第一，根據(jù)經(jīng)濟(jì)形勢的不同，我國央行可以相機(jī)選擇數(shù)量規(guī)則和價格規(guī)則的貨幣政策。本文通過將泰勒規(guī)則作為政策條件引入到貨幣乘數(shù)方程中，結(jié)果表明預(yù)期通貨膨脹率對于貨幣乘數(shù)變化起到了顯著的解釋作用。說明盯住貨幣總量的貨幣政策通過貨幣乘數(shù)的反饋，同樣起到了控制通貨膨脹的作用。這與岳超云和牛霖琳[25]的研究結(jié)論基本一致。與Taylor(2009)的結(jié)論不同，本文認(rèn)為當(dāng)市場利率較低，利率規(guī)則無效的條件下，央行完全可以采用盯住貨幣總量的數(shù)量規(guī)則，達(dá)到控制通貨膨脹的目標(biāo)。

我國貨幣政策正處于從總量(M2)控制到價格控制的轉(zhuǎn)變過程中。隨著利率市場化的不斷形成，明確利率盯住通貨膨脹的貨幣政策的時機(jī)已經(jīng)成熟。毫無疑問，將盯住貨幣總量，控制信貸規(guī)模的貨幣政策，適時轉(zhuǎn)換到盯住利率的貨幣政策規(guī)則，有利于利用利率配置貨幣資源。但當(dāng)利率低到無法達(dá)到配置資源作用時，適時盯住貨幣總量，實(shí)施量化寬松政策，在增加貨幣流動性的同時，也通過經(jīng)濟(jì)周期對貨幣乘數(shù)的反饋?zhàn)饔?，達(dá)到控制通貨膨脹的目的。

第二，減少匯率干預(yù)，解決外匯占款引起的貨幣超發(fā)問題，有助于降低國際貿(mào)易沖擊對我國貨幣政策的影響。粟勤等[17]的研究表明,外匯占款的激增對國內(nèi)貨幣市場平衡帶來巨大壓力,導(dǎo)致物價水平持續(xù)上漲。張勇[26]認(rèn)為，放棄匯率干預(yù)政策，能夠降低經(jīng)常項(xiàng)目順差，從而降低外匯占款。

研究結(jié)果表明：(1)通過降低外匯占款，能夠提高貨幣乘數(shù)。貨幣乘數(shù)的提高，意味著央行調(diào)整基礎(chǔ)貨幣的幅度可以減小，從而提高貨幣政策效果。(2)由于國際貿(mào)易總額的變化，通過外匯占款影響我國基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)。減少外匯占款，將有助于緩解國際貿(mào)易等外部沖擊對我國貨幣政策的影響，提高貨幣政策效果。

第三，規(guī)范和健全我國股票市場制度，降低股票市場的波動幅度，防范和化解金融市場系統(tǒng)性風(fēng)險。2008年以后，我國貨幣政策通過影響股票市場流通總值和市場波動幅度，進(jìn)而反饋影響到貨幣乘數(shù)。這預(yù)示著2008年出現(xiàn)產(chǎn)能過剩問題后，寬松貨幣政策下必然導(dǎo)致股票市場波動加劇。一旦股票市場和房地產(chǎn)市場的泡沫破裂，就會引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險，導(dǎo)致金融危機(jī)和劇烈的經(jīng)濟(jì)衰退。

規(guī)范和健全我國股票市場制度，一要使得股票市場價格能夠有效配置資源。二要降低股票市場的波動幅度，避免股票市場泡沫破裂，以防范和化解金融系統(tǒng)性風(fēng)險。

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(責(zé)任編輯：孟 耀)

2017-02-06

國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“我國通脹預(yù)期和通脹風(fēng)險溢價與宏觀因子作用機(jī)制的計量研究”(71273044);遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金一般項(xiàng)目“基于改進(jìn)貝葉斯網(wǎng)絡(luò)的地方政府債務(wù)風(fēng)險預(yù)警模型研究”(L15BTJ001);東北財經(jīng)大學(xué)校級科研課題一般項(xiàng)目“Ponzi策略、土地財政與地方政府債務(wù)可持續(xù)性”(DUFE2015Y08)

徐占東(1971-)，男，吉林磐石人，講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事宏觀政策及其效果研究。E-mail:xuzhandong@163.com王雪標(biāo)(1959-)，男，遼寧錦州人，教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，博士生導(dǎo)師，主要從事通貨膨脹及其政策研究。E-mail:wangxb@dufe.edu.cn

F822.2

A

1008-4096(2017)03-0060-08