中日货币政策中“流动性陷阱”的时变弹性检验_流动性陷阱论文

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      一、研究背景

      货币政策的有效性主要体现在，货币当局通过调整货币政策工具变量，如调整名义利率或者货币供给总量，按照一定的货币政策传导机制，最终对实体经济产生预期的影响，即货币政策能够对实际产出或就业等实体经济产生实际影响(Walsh，1998)[1]。然而在对货币政策有效性的实证检验中，人们发现货币政策对实体经济的作用并不总是存在的，当货币政策仅仅对通货膨胀等价格变量产生影响，却不影响就业以及实际产出变量时，人们将其称为“流动性陷阱”假说。货币政策有效性的理论认为，货币政策的中介变量通常是利率，货币当局通过调整短期名义利率从而影响就业以及实际产出等变量。然而，在流动性偏好假设下，当货币当局通过扩张性的货币政策实现实体经济扩张时，若名义利率已经降至非常低的水平，此时由于储蓄存款获得的利息收入过低，导致经济参与者持有现金的意愿增强，不愿意利用存款购买有息债券进行投资。这表明当“流动性陷阱”假说成立时，此时货币需求的利率弹性将趋于无穷大，这将导致货币政策无效。

      20世纪30年代初的美国经济大萧条过后，由于西方大多数国家价格水平处于高位，甚至处于较高的通货膨胀水平，名义利率均明显高于零水平，此时货币政策不受名义利率“零下限”约束，名义利率仍然存在一定的下调空间，因此货币政策的“流动性陷阱”并未引起国外学者的关注，相关研究文献也比较少见。但自从20世纪90年代开始，日本经济长期处于低迷状态，并且名义利率一直保持极低的水平，价格指数也长时间处于低位(如图1所示)。日本中央银行为促使日本经济止跌回暖，连续下调了名义利率，致使利率接近零利率下限，但并未收到预期的调控效果，反而出现了产出增速乏力与通货紧缩并存的困境，中央银行实施的零利率政策的实际效应并不明显，日本的经济现实和货币政策面临的窘境促使经济学家们重新关注“流动性陷阱”问题，这明显体现在20世纪90年代后的关于货币政策“流动性陷阱”的研究文献中。Fuhrer和Brian(1997)在日本名义利率接近零的条件下，对日本货币政策的实际产出效应进行实证检验，结果发现，在日本低利率区制内，货币政策对实际产出的效应弱化，意味着此时日本货币政策是无效的，进而得出日本经济已进入“流动性陷阱”的结论[2]。与Fuhrer和Brian(1997)的研究相似，Krugman(1998，2000)也认为日本经济的确步入“流动性陷阱”，在名义利率受“零下限”约束下，依靠调低名义利率的扩张性货币政策调控空间有限，对实体经济的作用效果将十分微弱[3-4]。Sato(2008)则对美国和日本在低利率时期的货币政策效应进行了实证检验和对比分析，结果发现日本中央银行在1996年至2001年与美国联邦储备银行在1933年至1940年遭遇着相同问题，即均面临着名义利率下调空间受限，货币政策效应弱化的问题[5]。尽管还有很多相关研究也给出了类似结论，但也有一些学者对此持否定态度，可见在此问题上仍存在争议[6]。

      

      图1 日本利率、通货膨胀率和产出增长率

      另外，由费雪方程可知，实际利率等于名义利率与预期通货膨胀率之差，因此名义利率为零时并不一定就意味着货币政策无效，即此时“流动性陷阱”并不一定成立。因为在名义利率为零时，若货币当局对私人部门及其他经济个体的预期通货膨胀率进行干预，同样可以影响实际利率，进而对总需求产生影响，即此时货币政策仍然具有实际效应。Svensson(2003)认为货币当局通过实施更加激进的扩张性货币政策，进而在一定程度上诱导通货膨胀预期，可摆脱“流动性陷阱”并实现经济复苏[7]。事实上，货币当局可通过公开承诺一个固定的通货膨胀目标，并承诺根据通货膨胀率与目标通货膨胀率的偏离，按照固定的货币政策调控机制或规则实施货币政策，可实现私人部门及经济个体对通货膨胀和货币政策预期的干预。Krugman(1998)建议日本货币当局设定一个长期固定通货膨胀为4%的目标[3]，Posen(1998)则建议日本货币当局制定一个时变的通货膨胀目标路径，即一开始设定为3%，一些年后调整为2%[8]。而Svensson(2001)[9]和Bernanke(2003)[10]则建议日本货币当局设定每年1%～2%的价格增长路径，也被称为价格目标制。价格目标制与固定的通货膨胀目标制的不同点主要体现在：若货币当局承诺执行通胀目标制，那就意味着如果某年没有达到目标值，则下一年的通胀目标仍然不变；而若承诺执行价格水平目标制，则意味着第一年的低通货膨胀必须由第二年或未来数年更高的通货膨胀来补偿。

      吴群刚和胡鞍钢(2000)通过将20世纪90年代的日本与我国在经济发展状况、通货膨胀水平、利率走势以及货币政策调控环境进行对比分析后，认为自1996年我国经济成功实现软着陆后，我国货币当局实施相对宽松的货币政策，名义利率经过多轮下调后已相对较低，甚至接近零下限水平，利率政策的调控空间受限，应特别警惕出现类似于日本的货币政策“流动性陷阱”[11]。张丽莉、李秀敏(2014)通过构建SVAR模型，对中国1999-2013年季度数据实证检验发现，在信贷冲击、货币供应量、利率这3种货币中介目标中，利率冲击对宏观经济的影响效果比较小[12]。刘宪法(1999)认为受东南亚金融危机影响，我国经济增速明显放缓，并出现了轻微的通货紧缩，这与日本面临的经济形势十分相似，因此认为我国也可能面临“流动性陷阱”的困扰[13]。2005年以后，由于面临着良好的国际国内环境，我国实体经济发展势头良好，股票市场、房地产市场处于繁荣状态，价格逐渐回暖，并出现了适度的通货膨胀，此时中国人民银行的货币政策也由过去稳健的货币政策转向适度偏紧的货币政策，名义利率也进行了多次上调，货币政策的“流动性陷阱”困境逐渐淡出了研究者的视线。然而2007年下半年爆发的美国次贷危机引发了国际金融危机，此次危机不仅对美国经济产生深远的影响，对周边国家、甚至对大洋彼岸的中国也产生了严重影响。自2009年开始我国经济增速逐渐下降，加之我国正在进行的经济结构调整及转型升级，上述双重影响导致我国实体经济下行压力明显，为应对国际金融危机的冲击，遏制经济持续下行的趋势，中国人民银行实施了一系列的扩张性货币政策，包括多次下调存款准备金率，在公开市场多次进行逆回购以及连续下调商业银行存贷款基准利率，商业银行存贷款基准利率经过多次下调(如图2所示)，目前已处于极低的水平，尽管中国人民银行还没有像日本中央银行那样实施零利率政策，但中国中央银行的利率政策已没有足够的下调空间，如若继续下调名义利率，势必导致更多的国外资本撤离，这不仅影响我国的外商直接投资规模，对金融市场也将产生灾难性的影响，这是我国货币当局不希望看到的结果。此时较低利率水平下货币政策的作用是否弱化?我国经济是否也开始出现“流动性陷阱”的迹象?这不仅关系到对未来经济形势的判断，也关系到如何采取更为灵活的利率政策，例如适当加息以防止通货膨胀加剧等。对比图1和图2发现，尽管中日两国名义利率的波动模式存在一定的差异，但是20世纪90年代以来，中日两国名义利率的调整却存在着共同的趋势，即名义利率均存在不断下降的趋势，只是日本名义利率下降的幅度更大，已经接近零边界。另外，通过对比中日两国经济增长率与通货膨胀率的关联模式，我们发现在我国的经济运行中，经济增长率与通货膨胀率之间存在显著的正相关性，而这种相关性在日本的经济运行中并没有明显体现出来。

      

      图2 中国利率、通货膨胀率和产出增长率

      需要注意的是，由于中国人民银行曾先后多次降低人民币存贷款基准利率，经过多次调整，我国名义利率水平已降到较低水平，特别是在部分样本时期内，我国短期名义利率已低至可能出现“流动性陷阱”的范围，因此出现“流动性陷阱”的低利率条件已经满足。由于“流动性陷阱”表现为货币政策实际效应弱化甚至导致货币政策无效，直接关系到货币政策调控的政策工具选择，因此我们有必要利用我国实际产出、通货膨胀以及名义利率等样本数据，对现阶段我国货币政策的实际效应进行测度，进而对现阶段我国是否存在“流动性陷阱”困局给出经验判断。由于“流动性陷阱”是实际产出对利率变化反应的低弹性或无弹性，因此我们在本文中选用具有时变利率弹性的货币需求函数来对“流动性陷阱”进行检验，同时与出现过“流动性陷阱”的日本情形进行对比，进而对我国货币政策效应进行基于“流动性陷阱”角度的检验。

      二、货币政策机制的时变利率弹性模型

      本文将通过估计货币需求函数，在此基础上对我国经济是否陷入“流动性陷阱”进行实证检验。通常而言，影响经济参与者持有货币的因素主要包括：(1)经济参与者的财富水平或收入水平；(2)经济参与者持有货币的安全性；(3)经济参与者持有货币的机会成本，即由于经济参与者持有货币而未进行债券投资造成的损失额。综上所述，我们分别选择实际产出和名义利率作为货币需求的解释变量，构造如下的货币需求方程：

      

      上式当中变量

分别用于测度货币需求、物价指数以及产出，而变量

则表示短期名义利率，偏导数

则主要用于判断货币需求与产出和短期名义利率之间的影响方向。如式(1)，货币需求与产出的变动方向是相同的，而与名义利率的变动方向相反。为便于分析，我们将上述货币需求方程设定为对数线性的形式：

      

      其中，

为实际货币存量，利用经过GDP平减指数调整后的

表示(利用消费品价格指数代替GDP平减指数)，

为模型的随机误差项。本文利用H-P滤波法对名义利率序列进行滤波，用其趋势成分替代原序列。由于本文构造的货币需求方程采用的是对数形式，因此相应的回归系数代表弹性，如参数

可用于测度货币需求的利率弹性。

      图3给出了中国名义GDP和

的对数的季度数据，横坐标为时间，纵坐标为相应变量的对数值；图4给出了中国1年期名义利率及其利用H-P滤波方法获得的1年期名义利率的趋势值。数据范围为1992年1季度至2011年1季度，数据来源于中经网数据库以及《中国经济景气月报》各期，已经对GDP和

数据进行了相应的季节调整。

      图5给出了日本名义GDP和

的对数的季度数据。图6绘制了日本1年期名义利率以及利用H-P滤波法获得的趋势值。数据的起止时期为1980年第1季度至2010年第4季度，数据来源为中经网数据库，本文已对这些数据进行了季度调整。

      对比图3和图5可以发现，中国名义GDP和

序列具有较强的一致性，这在一定程度上说明我国货币政策的有效性。而日本名义GDP与

序列在20世纪90年代以前具有较强的一致性，但在90年代后期名义GDP与

序列的动态调整特征却发生了较大转变，尽管与90年代之前相比，货币供给量

增速放缓，但仍保持扩张趋势，然而货币供给量的扩张并没有对名义GDP产生实质性的影响，从一定程度上印证了此区间货币政策弱效的特征。

      

      图3 中国名义GDP和

的对数序列

      

      图4 中国名义利率及其H-P趋势

      

      图5 日本名义GDP和

的对数序列

      

      图6 日本名义利率及其H-P趋势

      由于式(2)表示的货币需求方程是固定利率弹性的货币需求方程，因此利率弹性的估计值不能测度货币需求的利率弹性的动态变化，为此本文对式(2)表示的固定利率弹性货币需求方程进行扩展，拟构造时变利率弹性的货币需求方程，测度货币需求的上述特征(Swamy和Tavlas，1995)[14]：

      

      与固定利率弹性货币需求方程相比，时变利率弹性货币需求方程的系数是时变的，可捕捉到货币需求的利率弹性以及货币需求的收入弹性的时变性。因此与固定利率弹性货币需求方程相比，时变利率弹性货币需求方程能够更好地解释短期名义利率以及实际产出变量对我国货币需求的影响。

      无论是采用固定利率弹性模型还是采用时变利率弹性模型刻画货币需求方程，检验“流动性陷阱”是否存在，均以检验利率弹性系数为主要目的，即检验利率弹性系数是否随着名义利率的降低而提高。

      (一)固定利率弹性和时变利率平均弹性检验

      为检验中日两国是否存在“流动性陷阱”，我们分别对式(2)表示的固定利率弹性货币需求方程和式(3)表示的时变利率弹性货币需求方程进行了参数估计，并分别对固定利率弹性货币需求方程的利率弹性以及时变利率弹性货币需求方程中时变利率弹性均值进行了显著性检验。利用普通最小二乘法(OLS)对固定利率弹性货币需求方程进行参数估计。对于式(3)表示的时变利率弹性货币需求方程，首先我们将其表示成状态空间模型的形式，然后利用马尔可夫链蒙特卡罗模拟方法(MCMC)估计时变利率弹性模型的系数①，由此，式(4)给出了日本时变利率弹性货币需求方程的时变利率估计结果：

      

      通过计算上述模型估计量的标准差以及t统计量，对上述模型参数进行显著性检验，检验结果表明上述模型中的所有参数都在1%的水平下显著。对于式(3)所表示的时变利率弹性货币需求方程，我们则利用正态分布假设检验时变利率弹性均值的显著性(Jarque-Bera统计量)，即检验

的显著性，并将其作为平均弹性系数估计。

      表1给出了固定利率弹性和时变利率弹性模型的估计结果。观察表1的估计结果不难发现，货币需求的利率弹性以及货币需求的产出弹性均在1%的显著性水平下显著，这表明利率以及产出对数变量对被解释变量(货币需求)具有显著的解释能力，中央银行无论是执行调整短期名义利率的货币政策，还是采取扩大内需的财政政策都将对货币需求产生显著的作用，这是目前名义和实际政策双重有效的体现。

      

      对比中日固定利率弹性模型和时变利率弹性模型的估计结果，可以发现，基于中国数据的常数项估计、利率弹性估计和产出弹性估计比较接近，这说明在样本区间内，常数项表示的基础货币需求、利率弹性表示的持币机会成本和产出弹性都没有发生显著变化。而从日本的数据来看，样本区间内常数项表示的基础货币需求出现了较大幅度变化，从固定的-7.0756上升到0.4770的平均水平，这与日本近30年来的经济发展波动情况是相符的。同时，观察日本的货币需求方程，我们发现日本货币需求的产出弹性从固定的1.6623降低至-1.0129的平均水平，这主要是由于当时日本经济总需求不足，货币交易动机减弱导致的。另外，比较日本的固定利率弹性和时变利率弹性货币需求方程可知，在时变利率弹性模型中，利率弹性平均值低于固定利率弹性，并且利率弹性并未随着名义利率降低而显著变大，这表明日本经济在长期期限结构内出现了“流动性陷阱”现象。

      (二)利率时变弹性轨迹分析

      为了获得更为敏感的利率弹性，我们利用4个季度的滚动回归获得利率弹性系数的估计结果，估计得到中日两国的利率弹性曲线，如图7、图8所示。

      

      图7 中国名义利率及利率弹性轨迹(MCMC方法)

      

      图8 日本名义利率及利率弹性轨迹(MCMC方法)

      结合图7可以看出，随着中国名义利率(右坐标轴，单位为百分数)从1992年1季度上升至1993年2季度最高的11.34%后降低到2002年1季度最低的1.98%，随后又在2007年经历小幅攀升后再次回落并于2011年再度出现回升，中国的利率弹性水平(左坐标轴)也随之出现了显著变化。首先，在初期的名义利率下调期间(1993年至2002年)，货币需求的利率弹性(绝对值)开始显著下降，并且在2000年左右接近微弱弹性程度，这个阶段的利率弱弹性表明中国经济运行并未出现“流动性陷阱”的迹象，这不仅是因为此时经济周期处于收缩阶段，而且也因为这个阶段采取了稳健的货币政策。稳健性货币政策造成这个期间的货币政策作用效果比较微弱，从而导致经济增长速度回落并出现了轻微的通货紧缩现象。其次，从2003年开始，利率弹性开始逐渐增强并达到了超过单位水平的弹性程度。最后，随着2005年货币政策供给松动和名义利率上调，货币需求的利率弹性实现了方向性的转变，此时名义利率上升反而导致货币需求增加，这意味着此时出现了货币需求过剩和流动性过剩现象，主要原因是名义利率过低而实际利率为负，导致货币持有成本降低，进而对其他投资需求和资产转移形成了压力。

      从图8可以看出，日本经济在1980年至1998年期间也未出现“流动性陷阱”的现象。此期间名义利率呈现不断下降的趋势，而货币需求的利率弹性(绝对值)不但没有上升的迹象，相反却表现出下降的趋势，表明此期间日本货币政策是有效的，这与图5给出的此期间名义GDP与货币供给M[，1]的正相关性是吻合的。然而，值得注意的是，随着日本名义利率的不断下调，特别是在1999年至2002年期间，货币需求的利率弹性(绝对值)出现了较大的提高，表明此期间日本出现了“流动性陷阱”迹象。货币政策开始出现弱效的表现，正是由于这个原因，1999年开始，日本名义GDP与货币供给M[，1]出现了较大幅度的偏离(见图5)。

      综合而言，我们可以在统计检验上判断，中国经济运行在长期内并未陷入“流动性陷阱”。利率弹性已经于2002年开始出现了方向性转变(绝对值开始变大)，因此积极货币政策，特别是利率政策仍然可以继续起到刺激需求的有效作用，这对于正处在持续徘徊期的我国经济运行，应该是宏观经济调控和政策操作的“利好现象”。

      三、“流动性陷阱”的检验结论和政策启示

      本文通过构造固定利率弹性货币需求方程以及时变利率弹性货币需求方程，对中日两国可能存在的“流动性陷阱”进行了实证检验，得到如下两个主要结论。

      第一，我国经济运行中并未出现“流动性陷阱”。无论是采用固定利率弹性货币需求方程还是时变利率弹性货币需求方程，均未发现货币需求的利率弹性(绝对值)随着名义利率的下降出现显著上升的迹象，因此我国经济并不存在“流动性陷阱”。实际上，20世纪90年代以来尽管我国名义利率出现过相对较低的情况，但仍未达到出现“流动性陷阱”的条件，主要表现在如下3个方面。一是在逻辑关系上，如果一国经济陷入“流动性陷阱”，则对应的短期名义利率水平必定很低甚至接近0；但短期名义利率水平低并不是一国经济陷入“流动性陷阱”的充分条件，即短期名义利率水平较低甚至接近0并不意味着该国经济一定陷入“流动性陷阱”。尽管目前我国名义利率水平相对较低，但仍然在2%以上，持有货币的机会成本还相对较高，并未降至足够低的水平。二是“流动性陷阱”假说成立的主要条件或者说形成的直接原因是中央银行发行的货币直接被经济参与者持有，即货币供给增量并未形成消费需求和投资需求，这种持有货币的方式意味着作为流动的一般等价物将永久性地退出名义经济领域，在现实的经济生活中，这种货币持有现象并不多见。现阶段，我国储蓄规模和增速均平稳增长，并且经济参与者的投资渠道也在不断拓宽，因此上述“流动性陷阱”式的货币持有现象在我国并不存在。三是我国政府宏观调控的主要目标仍然是保持长期稳定经济增长，因此积极的货币政策仍然在经济政策中占有主导地位，这导致事实上的“流动性陷阱”很难在我国出现，而且Krugman(1998)曾认为政府信用缺失是导致“流动性陷阱”出现的主要原因[3]，我国经济发展取得的辉煌成效得到了广泛的国内外赞誉，中国政府在宏观调控方面的责任意识和担当精神也是避免出现“流动性陷阱”的重要保障。

      第二，尽管从长期来看日本经济并未出现“流动性陷阱”，但在短期的确出现了“流动性陷阱”的迹象，主要表现在1999年至2002年期间，日本名义利率处于较低的水平，而此时利用时变利率弹性货币需求方程得到的货币需求的利率弹性(绝对值)出现了较大的提高，表明在此期间日本出现了“流动性陷阱”迹象。货币政策开始出现弱效的表现，正是由于上述原因，1999年开始，日本名义GDP与货币供给M[，1]出现了较大幅度的偏离。事实上，日本中央银行也意识到在1999年至2002年期间日本经济已处于“流动性陷阱”困局，此时单独依靠降低名义利率的货币政策将失效，日本中央银行宣布实施量化宽松货币政策，主要表现在如下几个方面。首先，日本中央银行调整了公开市场操作的目标，将原先主要针对银行间同业拆借利率的操作目标调整为盯住商业银行在中央银行的准备金账户余额。在日本执行零利率货币政策期间，商业银行在中央银行的准备金账户余额大约为4万亿日元左右，在日本中央银行实施量化宽松货币政策的短短几年时间，这一数字已攀升至30多万亿日元。其次，日本中央银行长时间持续购买政府国债，以保证货币市场充足的流动性和实现商业银行在日本中央银行的准备金账户余额的设定目标，在日本中央银行实施零利率期间内，日本中央银行购买国债的规模为每月4 000亿日元左右，而在宣布实施量化宽松货币政策后这一数字攀升至每月12 000亿日元左右。最后，日本中央银行宣布退出量化宽松的时机为以核心CPI测度的通货膨胀率大于零。经过长时期持续的购买国债及增加商业银行在日本中央银行的准备金账户余额，加之全球经济复苏，日本经济终于在2005年年底摆脱了通货紧缩，核心CPI由负转正，实现了日本中央银行量化宽松货币政策目标，遂于2006年初宣布结束量化宽松货币政策，重新回归零利率货币政策。

      2007年下半年的美国次贷危机，再一次重挫日本经济。从2008年下半年开始，日本国内生产总值连续数月出现负增长，消费者价格指数也连续数月持续下降，再一次面临通货紧缩。种种迹象表明，日本经济已面临严重衰退的风险，持续的扩张性货币政策导致日本经济再次面临“流动性陷阱”困局，在此背景下，日本中央银行再次宣布实施量化宽松货币政策。

      我国经济进入2004年以后，不仅经济增长开始加速，而且价格水平也开始适度膨胀。由此，经济运行进入了新的经济周期阶段(刘金全，2003[16]；刘树成，2007[17])。2007年下半年全球金融危机爆发以来，随着我国加入国际贸易组织，参与国际贸易的深度和广度不断提高，竞争日益激烈，进出口占GDP的比重不断增加，同时伴随着汇率制度的改革，导致国际金融危机对我国实体经济和金融市场的影响日益增强。2008年开始，受美国金融危机影响，我国GDP增速出现明显下滑，我国中央银行实施了包括降低商业银行存贷款基准利率、降低法定存款准备金率等一系列扩张性的货币政策，加之政府及时出台了“4万亿”的刺激计划，我国经济率先从国际金融危机中摆脱出来，GDP触底反弹，但紧接着出现的欧洲债务危机以及我国政府主动实施的经济结构转型升级，导致我国实体经济仍然面临下行压力，特别是最近一段时期，我国GDP同比增速已经降为7%以下，此时中国人民银行已连续多次下调法定存款准备金率和商业银行存贷款基准利率。尽管商业银行存贷款基准利率距离零下限还有一段距离，但由于我国与美国、日本等国家相比，并未出现通货紧缩，事实上还存在一定的通货膨胀，在此背景下中国人民银行继续下调商业银行存贷款利率的空间有限。加之目前我国利率处于较低水平并出现国际资本外逃现象，继续下调利率将会进一步加剧资本外逃规模，对我国资本市场以及实体经济均会造成严重影响。需要注意的是，虽然我国名义利率下调趋势得到控制，同时通货膨胀率及其预期还在适度范围内，但是日本和美国经济曾经出现的“流动性陷阱”以及带来的政策困境仍然给我们在宏观经济调控带来重要警示，特别是为此多次进入和退出量化宽松货币政策的政策操作，都给我们提供了重要的参考案例。

      ①有关马尔可夫链蒙特卡罗模拟方法的介绍，读者可参见Andrieu等人(2003)[15]的研究。

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