【正文】 發(fā)行規(guī)模（RXY）、利率水平（R）、居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）可能存在協(xié)整關(guān)系，換句話來(lái)說(shuō)，幾個(gè)變量之間可能存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。 多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列變量可以利用Johansen方法建議是否存在協(xié)整關(guān)系，如果存在協(xié)整關(guān)系，則可以建立向量誤差修正模型（VEC模型）來(lái)分析多變量模型的動(dòng)態(tài)關(guān)系。由于傳統(tǒng)的計(jì)量回歸估計(jì)要求涉及的變量為平穩(wěn)序列變量，所以很多情況下，如果遇到非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，我們傾向于將非平穩(wěn)的序列先進(jìn)行去除趨勢(shì)或者差分，從而將非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)序列，然后進(jìn)行其他分析。但是對(duì)于多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列，有一種特殊的情況，也就是研究中非常關(guān)注的協(xié)整，即幾個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列變量的線性組合形成的變量是平穩(wěn)變量。在這種情況下，研究中一般稱非平穩(wěn)時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系。如果幾個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，那么說(shuō)明這幾個(gè)變量存在長(zhǎng)期關(guān)系。由上面我們知道，幾個(gè)變量的時(shí)間序列開(kāi)始是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過(guò)一階差分后是平穩(wěn)的。本文采用Johansen方法去驗(yàn)證變量的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如下： 假設(shè)的協(xié)整關(guān)系特征值Trace5%臨界值P值None *At most 1 At most 2 At most 3At most 4At most 5At most 6假設(shè)的協(xié)整關(guān)系特征值MaxEigen5%臨界值P值None *At most 1 *At most 2 *At most 3At most 4At most 5At most 6 注：*表示在5％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。從上表Trace和Maximum Eigenvalue的表格可以看出，廣義貨幣供應(yīng)量（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)、銀行理財(cái)產(chǎn)品季度發(fā)行規(guī)模（RXY）、利率水平（R）、居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此，廣義貨幣供應(yīng)量（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)、銀行理財(cái)產(chǎn)品季度發(fā)行規(guī)模（RXY）、利率水平（R）、居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）協(xié)整關(guān)系。為了進(jìn)一步研究銀行理財(cái)產(chǎn)品發(fā)展規(guī)模對(duì)我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制的影響，在上述協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，還需要進(jìn)行下述格蘭杰因果檢驗(yàn)。 格蘭杰因果檢驗(yàn)格蘭杰因果檢驗(yàn)是目前用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間因果關(guān)系的一種較常使用的方法。格它是建立在信息集的基礎(chǔ)上展開(kāi)的，若存在因果關(guān)系，并非一定是單向的。格蘭杰因果關(guān)系可以用來(lái)檢驗(yàn)?zāi)硞€(gè)變量的所有滯后項(xiàng)是否對(duì)另一個(gè)或幾個(gè)變量的當(dāng)期值有影響。如果影響顯著，說(shuō)明該變量對(duì)另一個(gè)變量或幾個(gè)變量不存在格蘭杰因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的原假設(shè)是被檢驗(yàn)變量不是因變量的因果關(guān)系，如果檢驗(yàn)的概率P值小于設(shè)定的置信水平（通常為5%），則認(rèn)為被檢驗(yàn)變量構(gòu)成因變量的因果關(guān)系；反之，認(rèn)為被檢驗(yàn)變量不是因變量的因果關(guān)系。（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)、銀行理財(cái)產(chǎn)品季度發(fā)行規(guī)模（RXY）、利率水平（R）、居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）滯后2階的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。 原假設(shè) F統(tǒng)計(jì)量 P值檢驗(yàn)結(jié)果LGDP不是CPI的格蘭杰因果關(guān)系接受CPI不是LGDP的格蘭杰因果關(guān)系拒絕LLOAD不是CPI的格蘭杰因果關(guān)系拒絕CPI不是LLOAD的格蘭杰因果關(guān)系接受LM1不是CPI的格蘭杰因果關(guān)系接受CPI不是LM1的格蘭杰因果關(guān)系拒絕R不是CPI的格蘭杰因果關(guān)系拒絕CPI不是R的格蘭杰因果關(guān)系拒絕RYX不是CPI的格蘭杰因果關(guān)系接受CPI不是RYX的格蘭杰因果關(guān)系接受LLOAD不是LGDP的格蘭杰因果關(guān)系拒絕LGDP不是LLOAD的格蘭杰因果關(guān)系接受LM1不是LGDP的格蘭杰因果關(guān)系拒絕LGDP不是LM1的格蘭杰因果關(guān)系拒絕R不是LGDP的格蘭杰因果關(guān)系拒絕LGDP不是R的格蘭杰因果關(guān)系拒絕RYX不是LGDP的格蘭杰因果關(guān)系拒絕LGDP不是RYX的格蘭杰因果關(guān)系拒絕LM1不是LLOAD的格蘭杰因果關(guān)系接受LLOAD不是LM1的格蘭杰因果關(guān)系接受R不是LLOAD的格蘭杰因果關(guān)系接受LLOAD不是R的的格蘭杰因果關(guān)系拒絕RYX不是LLOAD的格蘭杰因果關(guān)系接受LLOAD不是RYX的格蘭杰因果關(guān)系接受R不是LM1的格蘭杰因果關(guān)系接受LM1不是R的格蘭杰因果關(guān)系接受RYX不是LM1的格蘭杰因果關(guān)系接受LM1不是RYX的格蘭杰因果關(guān)系接受RYX不是R的格蘭杰因果關(guān)系接受R不是RYX的格蘭杰因果關(guān)系接受 從上表格蘭杰因果檢驗(yàn)可以看出，居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）、廣義貨幣供應(yīng)量（LM1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LLOAN)、利率水平（R）是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)的格蘭杰因果，說(shuō)明貨幣政策的貨幣傳導(dǎo)機(jī)制和信貸傳導(dǎo)機(jī)制都具有有效性。 模型結(jié)果分析為了進(jìn)一步銀行理財(cái)產(chǎn)品發(fā)展規(guī)模對(duì)我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制的影響，在上述單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及格蘭杰因果檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)前面構(gòu)建的線性方向，進(jìn)行回歸處理，以更加直觀明了的了解到銀行理財(cái)產(chǎn)品發(fā)展規(guī)模的變化對(duì)我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制的影響，方程的結(jié)果如下：GDP=+ （）（）+*M1+* （） （ ） （） （）（）估計(jì)結(jié)果表明，考察銀行理財(cái)產(chǎn)品協(xié)同作用的回歸模型是顯著成立的，表明隨著銀行理財(cái)產(chǎn)品規(guī)模的上升，通過(guò)貨幣傳導(dǎo)機(jī)制影響的產(chǎn)出會(huì)增強(qiáng)；，表明隨著銀行理財(cái)產(chǎn)品的上升，通過(guò)信貸傳導(dǎo)影響的產(chǎn)出會(huì)減少。這說(shuō)明隨著銀行理財(cái)產(chǎn)品規(guī)模的發(fā)展會(huì)增強(qiáng)我國(guó)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的貨幣傳導(dǎo)機(jī)制，削弱信貸傳導(dǎo)機(jī)制。并且從回歸結(jié)果可以看出，Ln(RYX*M1）與Ln(RYX*LOAN)相加為負(fù)，表明銀行理財(cái)產(chǎn)品的發(fā)展對(duì)信貸傳導(dǎo)機(jī)制的削弱作用要大于對(duì)貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的促進(jìn)作用，說(shuō)明銀行理財(cái)產(chǎn)品規(guī)模的發(fā)展降低了貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的整體有效性。 為了研究當(dāng)模型受到某種沖擊，也就是說(shuō)某一變量發(fā)生變化時(shí)對(duì)另一變量的影響，我們通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)檢驗(yàn)，脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果見(jiàn)下圖： 圖5 .1LM1對(duì)LGDP的脈沖響應(yīng) *LM1的脈沖響應(yīng) 我們先分析M1受到?jīng)_擊后對(duì)通過(guò)VAR的傳導(dǎo)對(duì)整個(gè)產(chǎn)出的影響，從上圖圖我們可以看出，在第一到第七季度GDP和M1是成正向變化的，并且隨著銀行理財(cái)產(chǎn)的加入，這種正向變化的程度越來(lái)越大，說(shuō)明銀行理財(cái)產(chǎn)品的加入促進(jìn)了GDP的擴(kuò)大，換句話說(shuō)，銀行理財(cái)產(chǎn)品的發(fā)展對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣傳導(dǎo)機(jī)制有一定的促進(jìn)作用，而后續(xù)這種沖擊變得越來(lái)越平緩，這表明銀行理財(cái)產(chǎn)品的發(fā)展通過(guò)貨幣傳導(dǎo)機(jī)制影響產(chǎn)出的作用越來(lái)越小。 LOAD對(duì)LGDP的脈沖響應(yīng) *LOAN的脈沖響 RYXLLOAD對(duì)LGDP的脈沖響應(yīng) 接下來(lái)我們分析貸款受到?jīng)_擊后通過(guò)VAR的傳導(dǎo)對(duì)整個(gè)產(chǎn)出產(chǎn)生的影響。從上圖我們可以看出，前期貸款對(duì)產(chǎn)出的影響是波動(dòng)的，而后面開(kāi)始逐漸趨于平穩(wěn)，說(shuō)明貸款貸GDP的影響是短期的。雖然在短期內(nèi)貸款的增加會(huì)促進(jìn)產(chǎn)出的增加，但這種作用力度是有限的。而銀行理財(cái)產(chǎn)品的加入，使得貸款對(duì)產(chǎn)出的影響趨于平衡，說(shuō)明銀行理財(cái)產(chǎn)品的發(fā)展對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的信貸傳導(dǎo)機(jī)制有一定的削弱作用，但從上期來(lái)看這種作用也是越來(lái)越小的。 方差分解同樣可以研究VAR模型的動(dòng)態(tài)特征。它是通過(guò)分析每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變化產(chǎn)生的影響的程度來(lái)評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，VAR模型中的方差分解可以給出隨機(jī)誤差項(xiàng)的相對(duì)重要信息。本文對(duì)VAR模型的方差分解結(jié)果見(jiàn)下表。 VAR模型的方差分解滯后期.LGDPLM1LLOADRYXLLOADRYXLM112345678910上表給出了10個(gè)滯后期的LGDP與LMLLOAD、RYXLLOAD、RYXLM1的方差分解結(jié)果,從上表，我們可以看出在滯后期1的LGDP的情況下，LGDP的貢獻(xiàn)率達(dá)到了100%，隨著滯后階數(shù)的增加，達(dá)到10階的時(shí)候，%，%，%，%，這說(shuō)明銀行理財(cái)產(chǎn)品發(fā)展規(guī)模對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣渠道和信貸渠道存在著比較明顯的影響。 研究結(jié)論及政策建議 在上述實(shí)際實(shí)證研究過(guò)程中，我們知道擴(kuò)大貨幣供給和信貸擴(kuò)張均可起到刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，但是從整個(gè)傳導(dǎo)效果來(lái)看，信貸渠道的效果要大于貨幣渠道的效果。加入銀行理財(cái)產(chǎn)品之后我們發(fā)現(xiàn)，隨著銀行理財(cái)產(chǎn)品的季度發(fā)行規(guī)模數(shù)據(jù)的上升，我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣傳導(dǎo)機(jī)制正在增強(qiáng)而信貸傳導(dǎo)機(jī)制則開(kāi)始削弱，然而，從總體來(lái)看，銀行理財(cái)產(chǎn)品的季度發(fā)行規(guī)模指標(biāo)數(shù)據(jù)的上升將對(duì)對(duì)信貸信貸傳導(dǎo)的削弱作用要大于對(duì)貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的擴(kuò)張作用因此，隨著銀行理財(cái)產(chǎn)品的季度發(fā)行規(guī)模指標(biāo)數(shù)據(jù)的上升，間接的削弱了我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)效果。在實(shí)證部分，本文從格蘭杰因果分析可以發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）、貨幣供應(yīng)量（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、利率水平（R）是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)的格蘭杰因果。這說(shuō)明了我國(guó)的信貸規(guī)模獨(dú)立于貨幣供應(yīng)量，此外，這也說(shuō)明了信貸規(guī)模在我國(guó)金融市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中，占據(jù)著核心地位，這種狀況與我國(guó)主要以投資推動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān)。雖然本文在實(shí)證部分采用的變量存在依據(jù)，但是在一定程度上，還是存在一些地方的不足。例如由于銀行間同業(yè)拆借利率等數(shù)據(jù)獲取的難度較大，因此本文只選取了貨幣傳導(dǎo)機(jī)制作為代理變量，簡(jiǎn)而言之，這也是本文的局限之處。根據(jù)金融學(xué)理論，將貨幣渠道作為代理變量，具有一定程度上的理論基礎(chǔ)。但是，在我國(guó)基本上是由經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的交易需求以及持有流動(dòng)性成本等需求原來(lái)所決定的內(nèi)生變量，央行沒(méi)有主動(dòng)或者難以對(duì)進(jìn)行數(shù)量控制，因此作為貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的代理變量，可能無(wú)法充分反映貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的傳導(dǎo)效果。信貸傳導(dǎo)機(jī)制和貨幣傳導(dǎo)機(jī)制是我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制傳導(dǎo)的主要機(jī)制，銀行理財(cái)產(chǎn)品的季度發(fā)行規(guī)模在整個(gè)融資市場(chǎng)中比重，將不斷上升，從而對(duì)貨幣貨幣傳導(dǎo)機(jī)制和信貸傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生影響。具體來(lái)說(shuō)，通過(guò)實(shí)證研究得出以下結(jié)論：在單位根檢驗(yàn)部分，貨幣供應(yīng)量（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)、銀行理財(cái)產(chǎn)品季度發(fā)行規(guī)模（RXY）、利率水平（R）、居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）原始序列皆不平穩(wěn)，而一階差分后，各指標(biāo)皆平穩(wěn)，因此貨幣供應(yīng)量（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)、銀行理財(cái)產(chǎn)品季度發(fā)行規(guī)模（RXY）、利率水平（R）、居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）可能存在協(xié)整關(guān)系，因此上述變量之間可能存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。在協(xié)整檢驗(yàn)部分，本文研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)、銀行理財(cái)產(chǎn)品季度發(fā)行規(guī)模（RXY）、利率水平（R）、居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。在格蘭杰因果檢驗(yàn)，居民消費(fèi)指數(shù)（CPI）、貨幣供應(yīng)量（M1）、金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款增加額(LOAN)、利率水平（R）是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LGDP)的格蘭杰因果，因此，銀行理財(cái)產(chǎn)品規(guī)模發(fā)展對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制確實(shí)存在影響。在脈沖響應(yīng)分析方面，研究發(fā)現(xiàn)RYX*LOAD、LMLLOAD、RYXLM1對(duì)GDP的影響作用明顯，基本使得GDP處于上下波動(dòng)的狀態(tài)，這說(shuō)明銀行理財(cái)產(chǎn)品發(fā)展規(guī)模對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣渠道和信貸渠道的存在著比較明顯的影響。在方差分析部分，隨著滯后階數(shù)的增加，達(dá)到1