货币政策对金融资产结构及宏观经济波动的有效性研究

徐 梅

(西北政法大学 经济学院，陕西 西安 710063)



货币政策对金融资产结构及宏观经济波动的有效性研究

徐 梅

(西北政法大学 经济学院，陕西 西安 710063)

货币政策调整可以影响个人的消费、投资行为，个人行为的累积会形成宏观的金融资产结构，通过信贷和融资将金融资本转化为实物资本，从而达到对宏观经济的影响。本文通过构建Sidrauski模型，提出货币政策的影响路径假说，并构建ARDL-ECM计量模型进行实证检验，认为货币政策对金融资产结构的影响效果比对宏观经济更有效，短期调整比长期影响更有效。

货币政策；金融资产结构；宏观经济波动；Sidrauski模型；ARDL-ECM

一、引 言

自2010年以来，我国经济增长速度持续下行，呈阶梯式回落之势。GDP增长速度从2010年的10.3%逐步下降到2014年的7.3%，人均GDP增长速度则从2010年的10.1%，下降到2014年的6.7%。我国经济增长速度的回落使得个人、企业、政府三大需求同时收缩，工业生产回落，部分地区财政收入下降、失业问题严重，股市风险、银行风险大幅提高。与此同时，我国政府也积极寻求有效的货币政策和财政政策刺激经济，阻碍经济的进一步下行。就货币政策而言，我国央行自2012年以来8次调低存贷款基准利率，目前一年期存款利率已低至1.5%。货币供应量则持续增加，伴随着经济增速放缓，结果反而导致了通货膨胀。随着我国稳健宽松货币政策的实施，为什么促进宏观经济增长的收效甚微？笔者认为，有必要对货币政策对宏观经济的传导途径和调控效果进行分析。

研究货币政策对经济增长的影响，是宏观经济学的核心内容。传统的IS-LM模型说明了货币政策通过货币供给的变化，使LM曲线移动，改变了均衡利率，刺激了投资，从而扩大了产品与服务的需求。因此，货币政策的传导方式有两大类：货币渠道和信贷渠道。货币渠道通过改变经济运行中的货币供应量来影响利率从而影响投资与消费，达到影响经济的最终目的；信贷渠道通过货币供给的变化或利率的变化影响银行信贷资金和股市融资的可得性，从而进一步影响投资与消费，最终影响宏观经济。因此，货币政策要实现对宏观经济的影响有两条传导路径：一是货币政策通过影响个人、企业的消费和投资，从而达到影响宏观经济的目的；二是货币政策从中央银行到商业银行、股市等金融市场和资本市场，从而达到对宏观经济的影响目的。

对于货币政策有效性的分析是基于20世纪70年代兴起的新古典主义学派的相关理论。该学派在货币政策分析中引入理性预期假设，并将连续市场出清假设与理性预期假设相结合，构建包含货币政策的宏观经济周期模型来研究货币政策对经济波动的影响效果，提出了货币政策无效性的命题，即：预期到的货币政策对经济波动没有影响，只有预料之外的货币政策才会对实体经济产生影响。巴罗[1]通过实证验证了该命题，即：预期到的货币变动与价格变动是一一对应的，只有未预期到的货币变动才能影响宏观经济波动。而新凯恩斯主义学派以不完全信息、非市场出清、粘性工资和粘性价格等理论为基础，探讨经济增长与货币政策之间的关系，认为货币政策变动会对经济增长产生影响，而且对未来货币政策的预期会影响私人部门的投资行为[2]。

货币政策操作的指标主要监控基础货币、银行利率等，从而达到影响货币供应量，最终影响国民经济宏观经济指标。McCandless & Webe[3]对110个国家近30年的货币供应量和总产出之间的变化关系进行了实证研究，发现货币供应量增长率与总产出增长率之间没有关系。Boschen & Mills[4]分析了不同类型货币，比如：通货、银行存款和银行储备等在实际冲击之后对产出增长的影响效果，发现实际冲击可以影响产出增长的部分原因，货币供应量对产出增长变化没有解释能力。Fry[5]针对发展中国家的研究表明，提高实际利率有助于储蓄的形成和投资的增长，因此实际利率对经济增长有显著影响。刘金全[6]分别使用货币供应量和利率来作为货币政策的工具进行度量，结果表明，货币政策具有不对称性，即：紧缩性货币政策对产出的抑制作用要强于扩张性货币政策对产出的促进作用。Yunus & Leon-Ledesma[7]使用短期名义利率作为货币政策的相关指标，对英国和美国二战后的经济周期变动进行分析，发现长期中名义利率对实际产出没有影响。郑泽华[8]分析了储蓄分流对货币政策传导效率的影响，认为储蓄分流削弱了金融体系的货币派生能力，导致了货币政策的传导不利。秦丽[9]研究发现我国居民金融资产选择行为对利率的敏感性较低，制约了利率对宏观经济的作用效果。金中夏、洪浩、李宏瑾[10]通过动态随机一般均衡模型(DSGE)，分析利率市场化对货币政策有效性的影响，认为利率市场化将有助于货币政策中利率传导渠道更加通畅，利率上升可以减少宏观经济波动。

目前，研究货币政策影响效果和传导机制的方法更为丰富。Tobin[11]将货币变量引入经济增长模型，建立了货币供应量增长率对经济增长影响的传导过程，认为在稳定水平下，货币供给量增长率对稳态产出增长率具有正向影响效应，此效应称为“Tobin效应”。Sidrauski[12]将货币因素引入效用函数，并将效用函数与生产函数相结合，在内生框架下研究货币供应量变动与经济增长的关系，发现了货币供应量的“超中性”性质，即：无论是货币供应量的水平值变化还是增长率变化，在长期内对产出都没有影响。Lucas[13]以世代交叠模型为基础，发现货币供给中非预期冲击确实影响产出的波动。King & Plosser[14]通过建立具有货币变量的真实经济周期模型(RBC)研究货币冲击对实际产出的传导机制。陆军、舒元[15]运用Granger因果检验，发现中国在1978-2000年期间，长期内产出是货币供应量的Granger原因，但反过来货币供应量不是产出的Granger原因，因此试图通过货币政策影响经济增长是不可能的。刘霖、靳云汇[16]采用协整和向量自回归模型对货币供应量、通货膨胀与经济增长之间的关系进行实证研究，认为在长期内货币扩张能够推动经济增长，而又不一定造成通货膨胀。郭明星、刘金全、刘志刚[17]使用具有马尔科夫区制转移的向量误差修正模型(MS-VECM)，研究了货币供应量与产出之间的长期均衡关系和短期波动关系。研究结果表明，样本期间我国货币供应量与产出水平之间存在长期均衡关系，并且货币政策具有非对称性。闫力、刘克宫、张次兰[18]利用1998年1月到2009年3月的月度数据，采用HP滤波法分离出M1、GDP、CPI增长率序列的趋势成分和波动成分，运用VAR模型及其脉冲响应函数对我国货币政策有效性进行了研究，认为货币供应量M1对产出的影响效应不如价格效应，而且货币政策效应呈现非对称性，其紧缩效益大于扩张效应。

综上所述，国内外以往对货币政策有效性的研究侧重于货币政策对宏观经济最终形成的影响效果的分析上，而货币政策的影响方式和途径没有详细的研究。由于货币供应量、利率的改变是通过影响个人、企业的消费、投资行为，继而影响银行信贷和债券、股票融资，从而达到对宏观经济的影响。因此，本文试图通过构建模型描述这一影响路径，揭示货币政策的传导途径中的阻碍因素，解释我国货币政策对宏观经济影响的有效性问题。

二、含有货币政策工具的Sidrauski模型

面对流动性货币的变化和利率的调整，个人会做出相应的消费和储蓄，以及持有不同类型金融资产的抉择。个人行为的累积结果会形成宏观的金融资产结构，通过资本市场和金融市场进行信贷和融资将金融资本转化为实物资本，从而达到影响宏观经济的最终目标。为了将个人选择和宏观经济波动结合起来，本文选择了含有货币政策工具的Sidrauski模型作为分析的基础。Sidrauski在1967年首先提出了效用函数中的货币模型，将微观经济学中的个人效用函数和宏观经济学中的生产函数结合起来，分析货币政策对个人效用的影响，并进而在内生框架下分析货币政策对宏观经济增长的影响。一般认为，由于货币可以提供某种服务，因此它可以直接给个人带来效用，个人在进行消费和储蓄抉择的同时，还要决定是以货币形式还是以物质资本的形式持有财富。

(一)基本模型和假定

假设经济中有很多无限寿命的经济家庭，除了消费和闲暇能带来效用外，假设货币提供的服务也能给家庭带来效用。如果家庭的主观时间贴现率为1>β>0，家庭决策者在t=0时刻所考虑的家庭幸福函数是家庭所有成员在当前和未来所有时刻效用水平的贴现之和，即为：

(1)

(2)

根据方程(2)，可知人均预算约束方程为：

(3)

(4)

在生产方面，假设经济中存在一个代表性厂商，它通过利润最大化来决定自己雇佣的劳动和资本。厂商的生产函数表示为

Yt=F(Kt,Lt)

(5)

此外，个人总财富包括实物资本和货币两种资产：At=at+mt。因此，个人预算约束也可以表示为：

(6)

假设商品市场和要素市场都是完全竞争市场，同时企业每期都可以调整资本和劳动的雇佣水平，以使得每期的利润都达到最大化，根据厂商最优化的一阶条件有：

rt=Fk(Kt,Lt)-δ

wt=Fl(Kt,Lt)

(7)

其中，Fk和Fl分别表示生产函数F(Kt,Lt)对K和L求偏导，δ为资本折旧率。

因此，个人行为表现为以下优化问题：

(8)

(二)模型求解和一阶条件

令At=at+mt，表示个人持有的总财富水平，根据方程(3)，得

(9)

由此，根据消费者优化问题(8)建立现值Hamilton函数为：

H=u(ct,mt,1-lt)+λt[Atrt+wt-ct-(rt+πt)mt]

(10)

其中，λ是Hamilton乘子，也称为个人总财富A的共态变量(当然也是a和m的共态变量)，它表示人均财富的影子价格。最优化问题的一阶条件为：

uc(ct,mt,1-lt)=λt

um(ct,mt,1-lt)=λt(πt+rt)=λt(πt+Fk-δ)

ul(ct,mt,1-lt)=-λtwt=-λtFl

(11)

(三)货币政策调整的外部冲击

通常政府会选择货币供给量和利率作为货币政策的主要工具，对货币供应量和利率的调整作为经济系统运行的外生冲击。假定这两种冲击都与前一期冲击相关，并存在随机性，即：遵循AR(1)过程。

货币供给冲击用下式表示：

mt=ρmmt-1+um,t, 0<ρm<1

(12)

其中，um,t为货币供应量的当期扰动，即：反映了货币供应量调整的外部冲击，ρm为相邻两期货币供应量冲击的相关系数。

同理，利率变动也可表示为：

rt=ρrrt-1+ur,t, 0<ρr<1

(13)

其中，ur,t为利率的当期扰动，即：反映了利率调整的外部冲击，ρr为相邻两期利率冲击的相关系数。

(四)货币政策工具对居民财富和产出的影响推导

使用Cobb-Douglas生产函数，假定规模报酬不变，即：

(14)

其中，b为资本产出弹性参数，资本与劳动投入要素之间的替代弹性为1。

假设效用函数是风险规避的(CRRA)效用函数，表示为：

(15)

其中，0<α<1，参数η与γ均为正的实数。

家庭当期总财富是由上一期的财富总额加上工资收入、投资收益以及手持货币贬值。其中，投资收益来源主要包括实物投资和金融资产投资两个渠道，表示如下：

(16)

其中将上一期的家庭资产分解为实物资产k、无风险金融资产(包括储蓄存款和国债等)d和风险金融资产s。将式(12)和式(13)代入(16)，得：

(17)

方程(17)右边第一项为固定变动部分，第二项为利率和货币供应量调整冲击部分。可以看出，货币政策工具是分别作用于居民财富影响的：利率通过影响居民的投资收益影响居民财富的变动，而货币供应量是影响居民手持货币的贬值程度来影响居民财富的变动。

由式(6)可知，总产出可表示为：

(18)

(19)

方程(19)右边第一项为固定变动部分，第二项为利率和货币供应量调整冲击部分。由此可认为，利率的调整是通过上一期的家庭财富的实际价值变化和当期的货币供应量影响总产出，而货币供应量的调整是通过通货膨胀和利率的调整影响总产出，并且利率和货币供应量对产出的影响有交互作用。从随机扰动项的组成发现，利率和货币供应量对总产出的影响有动态效应，即：前一期货币供应量和利率的变动会影响当期的产出波动。

基于以上模型推导，本文提出两个研究假说：

假说1：利率通过影响居民的投资收益影响居民财富的变动，进而影响金融资产结构并最终实现对宏观经济波动的影响。

假说2：货币供应量是通过影响居民手持货币和储蓄存款的的贬值程度来影响居民财富的变动，进而影响金融资产结构，并达到对宏观经济的影响目标。

货币政策对金融资产结构和宏观经济波动的传导途径如下图所示：

图1 货币政策对金融资产结构与宏观经济波动的传导路径

三、模型设定与实证分析

(一)变量选取及数据来源

1.宏观经济波动的指标选择。本文选取宏观经济景气指数中的一致指数来描述宏观经济波动状况。该指数由国家统计局中国经济景气监测中心测算，一致指数(Coincidence Index，记为：coi)以1996年作为基期，由工业生产、就业、社会需求、收入等四个方面指标计算得到，反映了当前经济的基本走势。

2.家庭金融资产的指标选择。作为无风险金融资产的储蓄存款一直以来受到了中国居民的偏好，储蓄存款一直在家庭金融资产中占据着比较大的比重。债券持有也是居民喜好的一种方式。而作为高风险金融资产的股票近年来也越来越受到广大居民的重视，股票交易变得活跃。此外，保险准备金、银行理财、基金等也是居民金融资产的组成部分，但是由于分类比较细，数据的取得不具有连贯性，因此在本文的分析中暂不考虑。对家庭而言金融资产作为一种财富持有，而对宏观经济而言，家庭金融资产作为一种投资进入社会生产。因此，本文中居民储蓄选取金融机构新增人民币存款(dep)和新增股票流通市值(sto)。

3.货币政策指标选择：国内外学者对货币政策的研究中，一般选取货币供应量和利率来衡量。货币供应量中M0就是流通中的现金，是宏观调控市场流动性的重要指标，因此本文选择M0反映货币供应量。由于拆借利率能更好地反映市场利率的变动，而且变动也更为灵活，因此本文选择银行间同业拆借加权平均利率反映利率的变动(记为r)。

4.过渡影响指标选择：理论推导认为，利率是通过影响金融资产收益从而影响居民对金融资产的选择，而货币供应量是通过影响居民手持货币和储蓄存款的贬值程度来影响居民家庭财富的，因此本文加入资产收益与通货膨胀的相关指标。储蓄存款的收益是由存款利率决定的，在一段时期内较为固定，因此本文通过沪、深指数的收盘价格计算股票收益率inct=ln(pt/pt-1)=ln(pt)-ln(pt-1)，其中pt为沪、深股市收盘价格，然后以沪、深股市的流通市值作为权重进行加权平均。通货膨胀使用CPI环比指数来反映。

本文选取2004年1月至2015年10月共130个月度数据，并对各变量数据运用X-12法进行了季节调整，剔除掉季节性的周期波动。

(二)计量模型选择

由于变量为时间序列数据，各变量有可能存在单整阶数不同的情况，而建立VAR模型或是VEC模型都要求先进行单位根检验，要求变量是同阶单整，而由Pesaran[9]发展起来的自回归分布滞后模型(ARDL)，不管变量是否为同阶单整，都可以用该模型来检验变量之间的长期关系。除此之外，ARDL模型还可以通过简单的线性方法转化为误差修正模型(ECM)，可以同时研究变量之间的短期变动与长期均衡。

ARDL模型对时间序列的分析包含两个阶段：第一阶段，建立与该ARDL模型相对应的ECM，并计算出ECM模型中的F统计量。以此判断变量间是否存在长期稳定的关系。第二阶段，运用ARDL模型，估计变量之间长期和短期关系的系数。

首先考虑到货币政策与金融资产结构和宏观经济之间的联动关系，构建非受限误差修正模型(UECM)：

(20)

其中，b,c,d,e,f为短期系数，θ为长期系数，k为滞后阶数。

对5个变量之间是否存在协整关系做F检验，即：

H0∶θ1=θ1=…=θ5=0

H1∶θ1,θ2,…,θ5至少有一个不为0。

F检验如果拒绝原假设，则认为变量之间存在长期协整关系。

如果变量之间存在协整关系，建立长期均衡方程：

(21)

同时，建立短期波动方程：

(22)

其中，ECMt-1表示滞后的误差修正项。

(三)实证分析过程

1.货币政策对金融资产结构与宏观经济波动的影响

(1)协整检验

通过AIC和SC准则确定模型滞后2阶，检验方程(20)中是否全为0，得F统计量为：F(5,125)=2.9743，伴随概率p=0.014，即：F统计量在5%的水平上显著。这一检验结果意味着，宏观经济景气指数coi、新增人民币存款dep、新增股票流通市值sto、货币供应量M0和利率r之间存在长期协整关系。

(2)ARDL-ECM模型分析

在确定变量之间存在长期均衡关系后，通过ARDL模型估计变量之间的长期均衡和短期波动。首先使用AIC准则确定模型中各变量的具体滞后阶数，发现采用ARDL(2,0,0,2,0)的模型更为合适。长期和短期ARDL-ECM的估计结果如表1所示。在长期均衡关系中，货币政策、金融资产结构对宏观经济均没有显著影响。短期波动关系中，宏观经济波动与自己的滞后值是显著相关的，波动存在惯性变动，如果没有其他因素的变动冲击，波动幅度在逐渐减小，当期的变动是上一期变动的70.21%。宏观经济的短期波动和金融资产结构变动并无明显相关，但是对货币政策调整却是敏感的，当期的货币供应量变动会对当期宏观经济波动产生负向影响，而货币供应量滞后一期波动却对当期宏观经济波动存在正向影响，两相比较，货币供应量滞后期的影响更为显著。宏观经济波动与利率波动之间存在负相关，利率波动相比货币供应量波动影响的显著性程度更低，只在10%的水平上显著。此外，短期波动方程中的误差修正项的系数并不显著，也就是说，如果宏观经济受到影响偏离长期均衡，自身并没有能力调整回到均衡路径上。或者也可以认为，货币政策、金融资产结构等指标的波动只会对宏观经济有短期的波动影响，而没有长期的促进作用。

表1 ARDL-ECM模型估计结果

注：变量形式Δy=y-y(-1)，Δy1=y (-1)-y (-2)；inpt为截距项；[]中为p值;ecm=coi+2.77×10-5×dep+3.60×10-5×sto+2.63×10-3×M0+1.78×r-105.83×inpt。

2.货币政策对金融资产结构影响的实证分析

模型估计的结果并没能印证本文设计的传导路径，为了进一步说明货币政策对宏观经济作用的传导途径中哪一环节受到了阻碍，本文又分别对货币政策对金融资产结构的影响构建ARDL-ECM模型。模型构建如下：

(1)构建UECM：

(23)

接下来对系数θi(i=1,2,3,4,5)进行F检验，以确定是否有长期均衡关系。

(2)建立长期均衡方程和短期波动方程

长期均衡方程：

(24)

短期波动方程：

(25)

其中，ECM1为dep方程的误差修正项，ECM2为sto方程的误差修正项。

(3)协整检验

通过对货币政策与金融资产结构的UECM模型系数θi的检验结果见表2，两个方程的F统计量均在1%的水平上显著，表明货币供应量M0、利率r、通货膨胀CPI和股票收益率inc对两种金融资产均存在长期协整关系。

表2 UECM方程的系数θi检验结果

(4)ARDL-ECM估计

协整检验证实了货币政策与金融资产之间存在协整关系，通过ARDL-ECM模型建立变量之间的长期均衡和短期波动关系，估计结果如表3所示。通过AIC准则判断方程各变量滞后期，dep方程采用ARDL(2,2,0,1,2)更为合适，而sto方程采用ARDL(2,2,1,0,2)更为合适。接下来对估计结果进行比较分析，在长期均衡关系方程中，货币供应量M0对新增人民币存款dep存在显著的负影响，而股票收益率inc对新增股票流通市值sto存在显著的正影响。在短期波动方程中，新增股票流通市值波动对滞后一期的物价水平波动更为敏感，这两者之间存在正相关。此外，股票收益率的波动也会影响新增股票流通市值的波动。相比较而言，货币供应量的变动对新增人民币存款波动的影响更为显著，此影响为负的。新增人民币存款的波动与利率的当期和滞后期的波动都是显著相关的，并且呈现负方向变动；而利率的波动对股票波动的影响具有时滞性。对于短期波动方程中的误差修正项，分别以dep和sto作为被解释变量的两个方程，误差修正项的系数都为负值，分别为-0.545和-0.596，并且都在1%的水平上显著。说明金融资产的短期波动对于长期均衡的偏离，在下一年是可以得到修正的。

表3 货币政策对金融资产结构影响的ARDL-ECM估计

注：dep方程的ecm=dep+228.07×CPI-80155×inc+2.8669×M0-91.762×r-8246.8×inpt;

sto方程的ecm=sto+4475.2×CPI-2033277×inc-0.584×M0-2565.1×r+3376.3×inpt。

接下来，将各指标变量进行标准化处理，然后绘制货币政策变量与金融资产变量对宏观经济的脉冲响应图(见图2)，图中颜色较深的线为金融资产变量，颜色较浅的线为货币政策变量。图中可看到，货币供应量的变动对宏观经济影响的波动幅度最大，会使得宏观经济短期震荡明显，而收敛速度也最快，第5期时基本归于平稳。利率变动对宏观经济存在正向影响，在第7期左右基本达到最高，随后逐渐趋于平稳。新增人民币存款和新增股票流通市值的变化对宏观经济的冲击存在负向影响，其中新增人民币存款变化对宏观经济的短期波动更为明显。

图2 各指标对coi的脉冲响应

图3 货币供应量M0对各指标的脉冲响应

比较货币政策中货币供应量与利率的变化对金融资产及宏观经济的冲击影响(见图3和图4)发现，货币供应量的冲击振幅在-0.3～0.3之间，而利率的冲击振幅只在-0.2～0.15之间，可以认为，货币供应量变化的短期冲击振幅要明显大于利率冲击，尤其对储蓄存款的冲击更显著，但是其影响的持续性并不强，很快冲击则归于平稳。利率对储蓄存款和宏观经济存在正向的冲击作用，对股票资产存在负向的冲击作用，并且利率对股票的储蓄存款和宏观经济的冲击效果更为显著。利率对储蓄存款的冲击作用在第2期就达到了最大，而对宏观经济的冲击作用在第10期才达到最大，此后也逐渐收敛，趋于平稳，但是其收敛速度要明显慢于货币供应量冲击影响的收敛速度。

图4 利率r对各指标的脉冲响应

四、理论分析和结论建议

(一)理论分析

(1)对假说1的分析。在长期内，利率的变化对我国金融资产和宏观经济的影响并不明显，股票市值的变化确实依赖于投资收益的变化，但是由于利率的调整更多地是针对银行系统存贷款所作的，所以无法引起股市投资收益的变动。在短期内，利率的变动确实会影响储蓄存款和股票市值的变动，尤其对储蓄存款的影响效果更为显著，也会对宏观经济波动产生影响，并且利率调整的冲击最先影响到储蓄存款的变化。

(2)对假说2的分析。在长期内，货币供应量对储蓄存款存在负向影响，但是这个影响传导不到宏观经济。短期内，货币供应量的变动对储蓄存款变动有显著的影响，对宏观经济波动也有显著的影响，货币供应量短期的冲击更为明显，并且这种冲击收敛至平稳状态的速度比较快。

(二)结论建议

通过对以上假说的分析，可以看出，从短期波动来看，金融资产波动对货币政策工具调整冲击更为敏感，而这种冲击传导至宏观经济波动时影响作用是比较弱的。理论上货币政策的传导路径在实际中并不一定有效，货币政策的调整短期比长期的影响效果更好，对金融资产的影响效果比对宏观经济的影响效果更好。也就是说，仅有货币政策的调整，没有金融市场和资本市场的金融资本转化为实体经济的实物资本，货币政策对经济的影响都只能是短期的，无法形成长期有效的作用效果。

货币供应量的变化对股票市值变化的影响是正的，对储蓄存款的影响则是负的，而货币供应量对宏观经济的当前影响是负的，滞后一期的影响则是正的。从这一角度看，货币供应量的调整通过储蓄存款传导的时滞性短，通过股票市值变化传导的时滞性长，从而加强了宏观经济短期的波动性。

通过调整利率刺激经济是货币政策的传统做法，但是从本文模型估计的长期稳定关系结果看，利率对宏观经济没有帮助。短期波动模型显示，利率对宏观经济的短期波动影响效果也要弱于货币供应量的变动，而且利率已经低于通货膨胀，利率调整的空间已经不复存在。对于经济发展的不景气，应该考虑其他的货币政策。由于金融资产对货币政策变动更为敏感，不同类型的金融资产对不同货币政策工具变动冲击的敏感性则不尽相同。因此，可以更加细化货币政策的工具使用，在不同的宏观经济背景下，通过货币政策的调整鼓励不同的融资方式，更有利于金融资本向实物资本的转化，最终实现对实体经济的调整目标。

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责任编辑、校对：郑雅妮

2016-06-06

本文受国家社科基金项目“中国居民家庭金融资产结构风险与经济周期波动的协动性关系研究”(批准号：11XJY025)及西北政法大学青年学术创新团队计划资助。

徐梅(1977-)，女，广西壮族自治区南宁市人，西北政法大学经济学院副教授，经济学博士，研究方向：金融数量分析。

A

1002-2848-2016(06)-0073-09