中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制有效性——基于VAR模型的實(shí)證分析

引言

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指一國(guó)貨幣當(dāng)局通過調(diào)節(jié)和控制可操作的中介變量（如銀行信用和貨幣供給），以實(shí)現(xiàn)預(yù)期的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的途徑和作用機(jī)理。作為宏觀調(diào)控的主要手段，貨幣政策涉及多種工具和渠道的調(diào)節(jié)和控制，其傳導(dǎo)機(jī)制的暢通對(duì)于實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)至關(guān)重要。因此，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的研究領(lǐng)域。

然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)存在局限性。首先，關(guān)于中國(guó)的二元貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的最新研究仍停留在2020年，近三年缺乏填補(bǔ)這一時(shí)期空白的新研究。其次，學(xué)術(shù)界對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)渠道的相對(duì)重要性存在分歧，不同時(shí)期和渠道的傳導(dǎo)效果也有所差異。新冠肺炎疫情對(duì)全球經(jīng)濟(jì)造成了顯著沖擊，導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)普遍下行。中國(guó)一直將貨幣政策定位為穩(wěn)健、精準(zhǔn)、靈活和適度。然而，在疫情期間，中國(guó)貨幣政策未能如預(yù)期那樣有效實(shí)現(xiàn)宏觀目標(biāo)。數(shù)據(jù)顯示，2020年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值同比增長(zhǎng)2.2%，2021年同比增長(zhǎng)8.1%，2022年回落至3.0%。這表明經(jīng)濟(jì)增速未達(dá)到政府設(shè)定的5.0%的年度預(yù)期目標(biāo)。因此，有必要進(jìn)一步探究新冠肺炎疫情是否影響了中國(guó)經(jīng)濟(jì)并改變了貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性。因此，本研究旨在通過對(duì)近三年（2020—2022年）的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，探究中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性。研究將重點(diǎn)關(guān)注近三年來貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性，運(yùn)用方差分解、脈沖響應(yīng)等技術(shù)，建立向量自回歸模型。本研究創(chuàng)新地引入格蘭杰因果檢驗(yàn)和向量自回歸模型，旨在為我國(guó)選擇適宜的貨幣政策提供實(shí)證依據(jù)和政策建議，同時(shí)填補(bǔ)近三年相關(guān)研究的時(shí)期空白。

1.理論文獻(xiàn)基礎(chǔ)

目前理論上，貨幣政策的傳導(dǎo)主要通過兩個(gè)關(guān)鍵渠道實(shí)現(xiàn)：貨幣渠道和信貸渠道。貨幣渠道根植于凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)框架，進(jìn)一步細(xì)分為利率途徑、匯率途徑以及資產(chǎn)價(jià)格途徑。二是Bernanke和Gertler（1996）提出的信貸渠道。

根據(jù)國(guó)內(nèi)學(xué)者的實(shí)證研究，關(guān)于中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的兩種渠道的相對(duì)重要性，存在一定的學(xué)術(shù)分歧。絕大多數(shù)學(xué)者采用向量自回歸模型來研究該問題，以下將結(jié)論分為兩類。

第一類結(jié)論認(rèn)為，在中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中，信貸渠道占據(jù)主導(dǎo)地位。周英章（2002）的研究采用向量自回歸模型，分析了中國(guó)從直接調(diào)控向間接調(diào)控轉(zhuǎn)軌時(shí)期的季度數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示貨幣政策通過兩種渠道同時(shí)發(fā)揮作用，但信貸渠道仍然起主導(dǎo)作用[1]。盛朝暉（2006）研究顯示，我國(guó)宏觀調(diào)控轉(zhuǎn)軌時(shí)期，信用渠道在貨幣政策傳導(dǎo)中起主要作用，而其他渠道的有效性不明顯[2]。盛松成和吳培新（2008）的研究基于1998—2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，得出的結(jié)論是中國(guó)的貨幣傳導(dǎo)主要依賴于信貸渠道，并且基本不存在貨幣渠道[3]。高山、黃楊和王超（2011）指出貨幣政策通過貨幣渠道傳導(dǎo)的有效性較低[4]。周鑫雨（2022）以2016-20—0年為研究區(qū)間的實(shí)證分析為依據(jù)，指出貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性總體顯弱，信貸渠道起主導(dǎo)作用貨幣渠道有很大潛力[5]。樂毅、刁節(jié)文（2013）采用較為新穎的銀行隔夜拆借利率作為利率水平的代理變量進(jìn)行研究。結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量和利率變動(dòng)之間的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制存在信號(hào)傳導(dǎo)斷層現(xiàn)象[6]。祁婧和張浩（1998）的研究基于微觀經(jīng)濟(jì)主體的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，指出貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道是存在的事實(shí)。 

然而，也有學(xué)者持不同觀點(diǎn)，認(rèn)為貨幣渠道是貨幣政策傳導(dǎo)過程的主導(dǎo)渠道，而非信貸渠道。例如，孫明華（2004）的研究使用了與盛朝暉有較高重疊度的樣本區(qū)間，但得出了與前者相左的結(jié)論。孫明華基于1994-2003年的樣本數(shù)據(jù)研究表明，貨幣政策的傳導(dǎo)是通過貨幣渠道而非信貸渠道。黃澤華（2010）則專注于中國(guó)貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道研究，并指出信貸規(guī)模更多被理解為貨幣工具變量而非傳導(dǎo)機(jī)制[7]。王振山、王志強(qiáng)（2000）對(duì)中國(guó)1984-1995年的政策傳導(dǎo)途徑進(jìn)行研究，認(rèn)為貨幣政策的傳導(dǎo)渠道兩者兼有，并未強(qiáng)調(diào)哪一渠道更有效[8]。

另外，一些學(xué)者從定性的角度指出中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)渠道雖然多元化，但傳導(dǎo)機(jī)制尚不成熟，從而導(dǎo)致貨幣政策的效果不盡如人意。李博源（2022）提出，中介目標(biāo)與最終目標(biāo)之間的相關(guān)性較低且不穩(wěn)定性較高，這妨礙了中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的順暢運(yùn)行[9]。同時(shí)，

石珂菲（2016）強(qiáng)調(diào)了近些年來中國(guó)影子銀行的發(fā)展對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性產(chǎn)生了重要影響[10]。劉涵逸（2021）對(duì)此觀點(diǎn)進(jìn)行了定量分析，并發(fā)現(xiàn)隨著影子銀行規(guī)模的擴(kuò)大，對(duì)中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生了顯著負(fù)面影響，從而削弱了貨幣政策的有效性[11]。

以上對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)渠道的研究已基本覆蓋近30年，上述文獻(xiàn)多有創(chuàng)新點(diǎn)，都表明貨幣政策通過二元傳導(dǎo)渠道對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效調(diào)控。但是貨幣政策有效性基于時(shí)效性，近幾年并無相關(guān)研究繼續(xù)探究。文章旨在填補(bǔ)近幾年關(guān)于貨幣政策有效性的研究空白，解決國(guó)內(nèi)學(xué)者在貨幣渠道和信用渠道傳導(dǎo)有效性上存在的爭(zhēng)議。通過選擇疫情這一特殊背景下三年季度數(shù)據(jù)，我們希望填補(bǔ)時(shí)間序列上的研究空白，以實(shí)證研究的方式得出具有時(shí)效性的結(jié)論，提供更客觀全面的研究結(jié)果。

2020-2022年受新冠肺炎疫情影響全球經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)普遍下行趨勢(shì)，中美兩國(guó)經(jīng)濟(jì)恢復(fù)的節(jié)奏不同導(dǎo)致中美經(jīng)濟(jì)周期不一致，進(jìn)而在貨幣政策上也體現(xiàn)背離。但其中，信貸融資一直是中國(guó)企業(yè)、居民和政府進(jìn)行資金融通的主要渠道。近年來，中國(guó)的信貸結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化，信貸總量相對(duì)穩(wěn)定上升，信貸融資比例仍然保持較高水平。因此，可以看出銀行信貸在整個(gè)金融系統(tǒng)中占據(jù)主導(dǎo)地位，信貸量及其變化是決定貨幣政策傳導(dǎo)效果的核心因素。綜上，本文認(rèn)為在近三年的新冠肺炎疫情期間，信貸渠道仍然是貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的主要途徑。

2.變量選擇和樣本數(shù)據(jù)說明

本研究的樣本區(qū)間為2020年第一季度至2022年第四季度，共計(jì)12個(gè)季度，時(shí)間跨度為3年。2020年，世界衛(wèi)生組織正式將新型冠狀病毒疫情列為國(guó)際關(guān)注的公共衛(wèi)生事件，對(duì)全球經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了巨大影響，中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控也受到了極大的影響。因此，以2020年為起點(diǎn)研究貨幣政策在不同渠道對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的有效調(diào)控具有重要意義。

在變量選擇上，本文選取廣義貨幣供應(yīng)量M2來衡量中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣渠道，以金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額CR來衡量中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的信用渠道。貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指貨幣當(dāng)局運(yùn)用一定的貨幣政策工具，通過特定的途徑和過程實(shí)現(xiàn)預(yù)期的最終目標(biāo)。從宏觀角度來看，最終目標(biāo)既具有一致性又存在矛盾性。本文基于2020-2022年這三年的實(shí)際國(guó)情和貨幣政策執(zhí)行報(bào)告的相關(guān)內(nèi)容，選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最終目標(biāo)。本文所使用的數(shù)據(jù)頻率為年度，經(jīng)過二次差分處理后，確保數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性。數(shù)據(jù)來源于中國(guó)政府網(wǎng)、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、中經(jīng)網(wǎng)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

表 1 變量說明

變量名稱 變量類型 經(jīng)濟(jì)指標(biāo)

M2 解釋變量 貨幣渠道

CR 解釋變量 信用渠道

GDP 被解釋變量 宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

資料來源：經(jīng)作者整理

3.中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)證分析

3.1 協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則滯后期階數(shù)確定為2。非平穩(wěn)序列經(jīng)二級(jí)差分后處理為平穩(wěn)序列，可采用Johansen檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，觀察這些變量序列是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

第一組：LNGDP、LNM2、LNCR

表 2 第一組數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè) 特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 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

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

上表為協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系和至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這意味著至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此時(shí)間序列之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，揭示了貨幣政策能夠通過貨幣渠道和信用渠道的共同傳導(dǎo)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)發(fā)揮作用。

第二組：LNGDP、LNCR

表 3 第二組數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè) 特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 P值

None* 0.953526 41.60976 15.49471 0.0000

At most 1* 0.664491 10.92106 3.841466 0.0009

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

上表為協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系和至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這意味著至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此時(shí)間序列之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，揭示了貨幣政策能夠通過信用渠道影響宏觀經(jīng)濟(jì)總量。

第三組：LNGDP、LNM2

表 4 第三組數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè) 特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 P值

None* 0.962583 35.45728 15.49471 0.0000

At most 1* 0.229020 2.600926 3.841466 0.1068

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

上表為協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都顯示P值在5%顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這意味著至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此時(shí)間序列之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，揭示了貨幣政策能夠通過貨幣渠道影響宏觀經(jīng)濟(jì)總量。

3.2 AR特征根檢驗(yàn)

建立的VAR模型中回歸方程的擬合優(yōu)度均高于0.96，說明模型具有較強(qiáng)的解釋力。AR單位根檢驗(yàn)旨在驗(yàn)證VAR模型的穩(wěn)定性，其要求所有AR單位根小于1，即所有檢驗(yàn)點(diǎn)位于單位圓內(nèi)。我們的研究中進(jìn)行的VAR模型的AR單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有點(diǎn)均在單位圓內(nèi)，這證明了所建立的VAR模型兼顧穩(wěn)定性和有效性。同時(shí)，這也揭示了變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

圖1  AR單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

3.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)的原假設(shè)是將某一變量在模型中去除，若該變量的卡方統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值低于0.05，即在5%的顯著性水平下能夠達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著性，原假設(shè)則被拒絕。這便意味著該變量與被解釋變量存在顯著的影響關(guān)系。

表 5 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè) F統(tǒng)計(jì)量 P值

LNGDP不是LNCR的格蘭杰原因 12.6016 0.0112

LNCR不是LNGDP的格蘭杰原因 21.1105 0.0036

LNM2不是LNGDP的格蘭杰原因 20.0401 0.0041

LNGDP不是LNM2的格蘭杰原因 57.7960 0.0004

LNM2不是LNCR的格蘭杰原因 0.66243 0.5556

LNCR不是LNM2的格蘭杰原因 1.44256 0.3202

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

經(jīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，前四個(gè)原假設(shè)的P值均小于0.05，因此拒絕這些原假設(shè)。可得出結(jié)論，LNCR和LNM2對(duì)LNGDP存在格蘭杰因果關(guān)系，同時(shí)LNGDP也對(duì)LNCR和LNM2存在格蘭杰因果關(guān)系。然而，后兩個(gè)原假設(shè)的P值大于0.05，在5%的顯著性水平下無法拒絕這兩個(gè)原假設(shè)。因此，可以得出結(jié)論，LNCR和LNM2之間不存在因果關(guān)系，表明貨幣渠道和信用渠道之間的相關(guān)性較小。

3.4 脈沖響應(yīng)及方差分解

圖2 脈沖響應(yīng)

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

通過脈沖響應(yīng)函數(shù)的應(yīng)用，本研究能夠直觀地觀察各變量之間的相互影響。

圖一顯示了信用渠道對(duì)貨幣政策有效性的沖擊反應(yīng)。初期階段，信用渠道對(duì)貨幣政策有效性產(chǎn)生負(fù)向沖擊。隨后，正負(fù)沖擊交替出現(xiàn)：第二和第三期出現(xiàn)正向沖擊，第四和第五期出現(xiàn)負(fù)向影響。隨著時(shí)間推移，第六和第七期再次產(chǎn)生正向沖擊，第八和第九期轉(zhuǎn)為負(fù)向影響。這表明在相對(duì)短的時(shí)間內(nèi)，信用渠道對(duì)貨幣政策有效性的影響呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，且具有正負(fù)交替的特征。

圖二描述了貨幣渠道對(duì)貨幣政策有效性的沖擊反應(yīng)。前三期內(nèi)，貨幣渠道對(duì)貨幣政策有效性產(chǎn)生負(fù)向影響。然后從第三期開始，呈現(xiàn)出正負(fù)沖擊的交替模式：第四和第五期產(chǎn)生正向沖擊，第六和第七期轉(zhuǎn)為負(fù)向影響，第八和第九期再次出現(xiàn)正向沖擊。這表明在短期內(nèi)，貨幣渠道對(duì)貨幣政策有效性產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，而在長(zhǎng)期內(nèi)表現(xiàn)出正負(fù)交替的影響模式。然而，與信用渠道相比，貨幣渠道對(duì)貨幣政策有效性的影響程度較小。

表 7 方差分解結(jié)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

數(shù)據(jù)來源：經(jīng)作者整理

方差分解對(duì)LNGDP，即貨幣政策有效性的關(guān)鍵變量，顯示其在第一期受到自身變量的顯著影響，約為18.4%。隨著時(shí)間的推移，該影響在后續(xù)兩期中增大，在第三期達(dá)到峰值，約為50.1%。從第三期開始，盡管存在波動(dòng)，但總體變化幅度較小，到第十期時(shí)，影響程度降至約45.4%。

相對(duì)之下，信貸渠道對(duì)貨幣政策有效性的影響更大，在第一期，其影響程度達(dá)到了81.6%。然而，在第一期至第四期間，其影響程度有所降低，第四期時(shí)約為43.7%。此后的波動(dòng)較小，到第十期，其影響程度仍然較大，約為48.3%。

在對(duì)比中，貨幣渠道對(duì)貨幣政策有效性的影響相對(duì)較小。在第一期，其影響程度為0%，但隨后呈現(xiàn)出增減波動(dòng)。盡管如此，其影響程度整體較小，并在長(zhǎng)期內(nèi)穩(wěn)定在6%左右。綜合來看，信貸渠道對(duì)貨幣政策有效性的影響顯著超過貨幣渠道。

4.結(jié)論與建議

本研究采用多元統(tǒng)計(jì)分析，包括單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、向量自回歸模型的AR特征根檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解等，對(duì)2020至2022年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。分析結(jié)果揭示了中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制具備二元傳導(dǎo)渠道的特性。其中，M2（作為貨幣渠道的代表變量）和CR（作為信用渠道的代表變量）均能有效解釋貨幣政策對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的影響，尤其是信用渠道在中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)中占據(jù)主導(dǎo)地位。方差分解結(jié)果進(jìn)一步顯示，信用渠道的CR變量對(duì)經(jīng)濟(jì)變量GDP的解釋能力明顯優(yōu)于其他變量。值得注意的是，雖然信用渠道存在波動(dòng)，但貨幣渠道對(duì)貨幣政策總體績(jī)效的貢獻(xiàn)較小。

基于該樣本數(shù)據(jù)研究結(jié)果，提出以下幾點(diǎn)政策建議：

(1)繼續(xù)推行利率市場(chǎng)化改革

根據(jù)脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果，貨幣渠道對(duì)貨幣政策有效性的影響程度低于信貸渠道的傳導(dǎo)效果。因此，有必要采取措施增強(qiáng)貨幣渠道的傳導(dǎo)效能。推進(jìn)存量浮動(dòng)利率貸款定價(jià)基準(zhǔn)的轉(zhuǎn)換并積極推廣貸款市場(chǎng)報(bào)價(jià)利率（LPR）的應(yīng)用，解決了舊版LPR無法及時(shí)反映市場(chǎng)利率變化，從而影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的貨幣傳導(dǎo)渠道的問題，同時(shí)推動(dòng)了利率市場(chǎng)化改革的步伐。通過積極利用如再貸款、再貼現(xiàn)以及公開市場(chǎng)操作等總量型貨幣工具，使宏觀經(jīng)濟(jì)政策直接影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)，以刺激經(jīng)濟(jì)保持其潛在增速。

(2)謹(jǐn)慎對(duì)影子銀行的監(jiān)管

近年來，影子銀行的大規(guī)模發(fā)展源自金融市場(chǎng)的供需失衡[12]。影子銀行的表外業(yè)務(wù)拓展增加了借貸渠道，對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的信貸渠道產(chǎn)生了影響。雖然影子銀行的發(fā)展在短期內(nèi)可能有利于實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)，但從長(zhǎng)期的視角來看，影子銀行的增長(zhǎng)導(dǎo)致信貸規(guī)模擴(kuò)大，可能導(dǎo)致貨幣政策的最終效果偏離預(yù)期。因此，對(duì)影子銀行的界定需有明確定義，并盡可能將其納入銀行監(jiān)管體系。通過加強(qiáng)審慎監(jiān)管，可以正確引導(dǎo)影子銀行的資金流向，并調(diào)整金融市場(chǎng)的供需關(guān)系，以減輕其對(duì)貨幣政策有效性的潛在負(fù)面影響。

(3)堅(jiān)持以穩(wěn)健基礎(chǔ)、精準(zhǔn)為導(dǎo)向的貨幣政策

貨幣政策在提升宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的精準(zhǔn)性方面尚存在空間。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果揭示，貨幣政策的有效性在很大程度上受到自身變量的影響，盡管此影響趨勢(shì)隨年逐漸降低，然而在最近兩年中呈現(xiàn)穩(wěn)定狀態(tài)。因此，結(jié)構(gòu)性貨幣政策工具的應(yīng)用，尤其是那些能實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)滴灌效果的工具，可有助于確保貨幣政策信號(hào)在二元貨幣政策傳導(dǎo)渠道中的有效傳遞，進(jìn)一步提升政策的“直達(dá)性”。這樣的策略能增強(qiáng)中央銀行對(duì)利率的有效引導(dǎo)，降低社會(huì)融資成本，并確保貨幣政策的有效性在預(yù)定的經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域內(nèi)達(dá)到預(yù)期的調(diào)控目標(biāo)。 

本文來源：《中國(guó)集體經(jīng)濟(jì)》http://m.xwlcp.cn/w/jg/1406.html