双支柱调控的金融稳定效应研究
双支柱调控的金融稳定效应研究*马 勇 黄辉煌
[提 要] 本文基于全球42个主要经济体1991—2016年的面板数据,系统考察了双支柱政策框架的金融稳定效应。实证结果表明:(1)货币政策和宏观审慎政策在抑制家庭信贷增长上具有显著作用,双支柱政策在缓解金融风险顺周期性上具有显著的金融稳定效应;(2)盯住贷款的宏观审慎工具和针对借款人、贷款人的宏观审慎组合具有更为显著的金融稳定效应;(3)新兴经济体的货币政策在抑制家庭信贷扩张上的作用不显著,但其宏观审慎政策的金融稳定效应相较发达经济体更为显著,发达经济体双支柱政策的金融稳定效应总体显著,其中货币政策效应更为突出;(4)发达经济体的货币政策效应在下行周期优于上行周期,宏观审慎政策及其与货币政策的交互效应在上行周期优于下行周期;(5)只有个别宏观审慎工具会对失业率、消费和物价产生微弱的负效应。
[关键词] 双支柱调控;货币政策;宏观审慎政策;金融稳定
一、引言与文献综述
2008年金融危机前,各国货币当局普遍遵循“杰克逊霍尔共识”,认为物价、产出稳定是金融稳定的充分条件,因此资产价格仅隐含于货币政策传导机制中,并未进入政策目标函数(葛奇,2016),货币政策只有在资产价格变动影响到通胀水平时才应对其做出反应。在通胀普遍得到有效控制的情况下,各国经济金融化的深入发展使得证券、房地产和大宗商品等资产的价格波动逐渐成为宏观经济冲击的重要来源,对实体经济产生负面溢出效应(张成思和张步昙,2015)。金融稳定与物价稳定相对独立的问题逐渐引起货币当局的重视。但在丁伯根原则下,传统货币政策框架下有限的货币政策工具难以兼顾金融稳定目标,_因此维护金融稳定的责任更多是通过对单个金融机构的微观审慎监管来予以落实。
危机后学术界和各国货币当局在对货币政策集中反思后指出,传统货币政策框架在释放流动性、刺激金融投机上助推了此次泡沫的形成,在危机后的低利率环境下又难以应对金融部门与实体部门间风险传导的顺周期性;货币政策在空间维度和时间维度都难以有效化解系统性风险,甚至会对系统性风险产生溢出效应,加快系统性风险的累积与实现(方意等,2019)。许多学者也指出微观审慎监管下的个体稳定可能在宏观层面汇集成系统性风险,形成合成谬误,无法确保整体金融的稳定(Adrian&Brunnermeier,2009),而将金融稳定交由货币政策实现的一种方式是货币政策采取逆风调节策略(Lean against the Wind,LAW),即通过主动刺破泡沫来维护金融稳定 (Borio&Lowe,2002)。实践中欧洲和日本央行也都支持LAM 规则。但20世纪80年代日本经济在央行主动刺破本国房地产泡沫后进入长期萧条状态,使得逆风调节策略的可行性受到质疑。对此持反对意见的学者也指出货币政策对资产价格的传导机制不明确,实践上难以操作,即使可行也会存在时间不一致问题,无法在金融下行周期化解系统性风险。
在此背景下,从宏观层面降低跨机构的关联性风险和跨时间的顺周期性风险的宏观审慎政策框架逐渐受到重视,被货币当局引入以对传统货币政策框架进行补充。从现实动机来看,这是考虑到在金融体系规模不断扩大的当下,传统的货币政策框架采取“通胀目标制”的制度设计存在“重视通胀、失业等实体变量,而忽视对金融变量的动态监控”的缺陷,会放任金融体系内部的风险累积,无法及时对系统性风险做出反应,而引入宏观审慎政策可以填补既有政策框架在实现金融稳定目标上的空白;从理论依据来看,货币政策属于总量型政策,无法单独对金融体系总体及其内部的结构性失衡做出反应,且由于金融周期和经济周期的不一致性和周期波幅差异性的存在,货币政策也难以同时兼顾价格稳定和金融稳定双目标,而宏观审慎政策的引入可以丰富货币当局的政策工具箱,有助于解决微观审慎监管的“合成谬误”问题。除此之外,在金融和实体经济深度融合的当下,经济变量和金融变量间的联系不断加强,二者相互影响。这就要求货币当局在统一的框架下协调统一货币政策和宏观审慎政策,构建统一的双支柱框架来同时实现实体经济稳定和金融稳定。
在实践上,2010年国际清算银行 (BIS)便在《巴塞尔协议Ⅲ》提出的银行监管新框架中融入了宏观审慎监管,国际货币基金(IMF)和金融稳定委员(FSB)也积极推进宏观审慎政策的落实。中国更是走在宏观审慎政策探索的前列,中国人民银行在2010年明确了“构建逆周期的金融宏观审慎管理制度框架”目标(周小川,2011),在2011年引入逆周期的差别准备金动态调整机制,在2016推出宏观审慎评估体系 (MPA),从七个方面引导金融机构审慎经营。“健全货币政策与宏观审慎政策双支柱调控框架”的金融体制发展方向更是在党的十九大报告中得到明确,中国人民银行要通过“货币政策”和“宏观审慎政策”双支柱的协调来实现物价、产出稳定和金融稳定,在稳增长、防通胀的同时还要守住不发生系统性风险的底线。
国际文献关于以利率、货币供应等总量工具为手段的传统货币政策如何操作的认识基本成熟,危机后的相关研究主要集中于宏观审慎政策如何在时间维度上缓解系统性风险累积和爆发的顺周期性,在空间维度上切断系统性风险在金融机构网络中的传染机制。时间维度上,大量文献基于DSGE 模型证实,引入宏观审慎政策可以为货币当局调控信用中介及其信用创造活动提供丰富的政策工具,有效补充了传统货币政策框架的不足,更好地实现经济金融稳定(王爱俭和王璟怡,2014)。Antipa et al.(2011)对欧元区、英国及美国的反事实分析也表明,宏观审慎政策的实施有助于减少信贷波动并缓解危机后的衰退。分类来看,盯住信用中介的资本类(如逆周期资本缓释和动态拨备等)和流动类工具(流动性覆盖率等)可以改善银行部门的流动性管理能力和资本实力,使银行部门应对冲击时保持稳键,减少信贷供给波动 (Adrian&Shin,2010;Chadha&Corrado,2011);盯住信用创造的贷款价值比(LTV)和债务收入比 (DTI)等资产类工具可以有效地熨平信贷需求周期,在上行周期抑制信贷需求膨胀,在下行周期增加资金供给、降低融资门槛以阻止信贷萎缩和资产价格下跌,改善社会福利;具体到政策实施层面,还要根据具体的政策目标来定位政策调控对象,进而选择对应的政策工具以实现最优政策效果(方意,2016)。
受益于IMF 跨国宏观审慎数据库的完善,大量国外文献基于跨国样本进行实证研究。Lim et al.(2011)基于46 国的跨国样本证实了LTV,DTI、信贷增长控制和动态拨备等工具在缓解信贷和杠杆顺周期上的有效性;Kuttner &Shim(2016)使用1980年至2011年57国的跨国样本证实:房产税和最大偿债收入比 (DSTI)等工具能显著抑制房贷增长。基于1991年Q1-2016年Q4的134国样本,Alam et al.(2019)运用倾向得分法缓解内生性问题,发现LTV 在控制家庭信贷增速上具有非线性影响,而对消费的负效应则较为微弱;Claessens et al.(2013)在对2 800个银行样本的考察中发现LTV 和DSTI能减少银行资产和杠杆水平的增长,国内文献也普遍认为中国的宏观审慎政策在缓解银行信贷和杠杆顺周期性、化解银行体系系统性风险上有显著作用 (方意等,2012;梁琪等,2015;周俊杰和易宪容,2019)。
近期涌现出大量关于货币政策和宏观审慎政策的交叉研究。虽然宏观审慎政策工具相对独立于货币政策工具,但二者都是基于金融中介进行政策传导,进而对信贷活动产生影响 (周莉萍,2018),因而,货币政策和宏观审慎政策都会影响对方政策的有效性。具体而言,货币政策会通过借款人资产负债表渠道、银行风险承担和风险转移渠道、资产价格渠道和汇率渠道对金融稳定产生影响,而宏观审慎政策也能通过影响货币政策的操作空间与立场,间接地作用于通胀、消费和产出(王信和贾彦东,2019)。因此,无论是出于经济稳定与金融稳定相统一的现实需要,还是基于货币政策和宏观审慎政策相互影响的理论考量,都有必要构建统一的双支柱框架,通过货币政策和宏观审慎政策的协调搭配来实现政策目标 (马勇,2019)。而双支柱框架的政策协调搭配的相机抉择,又必须考虑双支柱间的替代和互补关系。这就要求货币当局根据冲击类别和风险来源来选择最优政策搭配。同时,由于当局侧重的政策目标、经济金融结构特征和经济周期阶段等因素都会对双支柱的关系产生影响,因此,各国货币当局在不同时期还要结合自身国情及其动态变化调整政策搭配 (Aikman et al.,2018;徐海霞和吕守军,2019;马骏和何晓贝,2019),以避免“政策冲突”提高政策成本或“政策叠加”形成政策超调 (马勇和陈雨露,2013)。除了考虑替代和互补关系,双支柱框架的政策协调还要解决双目标分配的问题。方意等(2019)基于政策比较优势的视角,分析了双支柱框架在系统性风险累积与现实中的不同的作用机制和溢出影响,并指出:要让货币政策侧重物价、产出稳定,宏观审慎政策侧重金融稳定。
国内有许多文献还在对双支柱框架的研究中融入中国的具体国情。一部分是从新常态下的经济内部矛盾进行考虑。张斌和熊琬婷(2019)认为,在中国经济结构转型过程中,企业信贷增速放缓驱动的总需求不足和通胀下行加大了高杠杆部门的“债务—通缩”风险,因此,货币政策要注重保持温和通胀,确保总供需的平衡;宏观审慎政策要在时间维度上关注经济、金融周期下行叠加形成的系统风险,在空间维度上既要关注系统重要性金融机构,还要加强“小广散”机构的稳定性。还有一部分是对开放背景下的外部冲击进行考虑。黄益平等(2019)建立包含中美非对称效应和中国资本账户管理制度的两国DSGE 模型,模拟了同时通过贸易和金融渠道传导的“资本流入突然停止”冲击对中国经济的影响,研究证实:货币政策叠加宏观审慎工具(以资本流入税为代表)更有效地遏制金融市场的顺周期性,提高宏观经济的稳定性。芦东等(2019)建立了考虑银行部门货币错配现象和非对称管理浮动制度的开放宏观经济模型,模拟了美国加息、人民币贬值冲击对国内经济的影响,研究表明,对跨境融资进行双支柱调控能减小外部加息和本币贬值冲击下本国物价、产出和资产价格的波动。这说明双支柱框架在管理浮动汇率制度下有更优的宏观稳定效应。
综上所述,现有文献或是从理论层面讨论双支柱框架实现经济稳定和金融稳定目标的协调搭配规则和实践方案,或是基于DSGE 模型证明双支柱框架的有效性,而基于真实数据的实证研究则较为欠缺。有鉴于此,本文基于42个主要经济体1991—2016年的面板数据,对双支柱框架协调搭配的效果进行实证研究。较之已有文献,本文具有以下几个方面的“边际贡献”:一是区别于单独在DSGE框架下研究双支柱框架的理论文献。本文在对大量宏观审慎工具分类组合和汇总后,基于跨国面板数据实证考察了双支柱框架及其交互效应,不仅填补了双支柱框架在实证层面的空白,还区分了理论文献无法分离的双支柱主效应和交互效应,而且在更丰富的宏观审慎政策种类下验证了双支柱的有效性。二是本文的基准回归结果表明:盯住贷款工具和针对借款人、贷款人等综合型宏观审慎组合更能有效抑制信贷扩张。这从实证层面印证了方意(2016)“宏观审慎政策有效的前提在于钉住目标和最终监管对象保持一致”的理论推导。三是本文参考Alam et al.(2019)的做法,在区分经济体分类以考察经济金融发展水平等国家异质性因素的影响后发现:货币政策有效性是双支柱调控交互效应存在的必要条件,表明推进金融体系完善,疏通货币政策传导渠道是构建双支柱框架的必要基础。四是本文在区分金融周期阶段特征后发现,双支柱框架的金融稳定效应具有动态特征。因此,上行金融周期要更加倚重宏观审慎政策,下行金融周期要更多发挥货币政策效应。这对Aikman et al.(2018)基于冲击类别和风险来源的双支柱协调搭配方案提供有益的补充。
本文其余部分的结构如下:第二部分介绍研究设计,主要包括基准模型设定、变量选取、数据来源及其描述性统计;第三部分解读金融稳定效应的基准回归结果,并对区分经济发展水平和金融周期后的模型结果进行比较,最后再考察双支柱框架的经济稳定效应;文章最后进行总结并针对性地提出了政策建议。
二、实证研究设计
(一)模型设定
十九大报告已明确将“货币政策和宏观审慎政策双支柱调控框架”作为我国未来金融体制发展方向,国内外的理论研究也普遍认为,宏观审慎政策对货币政策的补充能够丰富货币当局政策工具箱,为货币当局的逆周期调控提供更多政策空间。双支柱调控框架可以通过宏观与微观、总量与结构上的政策协调搭配,更好地实现物价、产出稳定与金融稳定的目标。
参考已有文献 (Lim et al.,2011;Kuttner&Shim,2016;Alam et al.,2019)在研究宏观审慎工具有效性上的做法,本文设定了如下动态面板模型来考察双支柱框架的经济稳定和金融稳定效应:
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式中,下标i 表示国家 (经济体),t 表示季度;ΔYit为被解释变量;货币政策ΔMONi,t-1和宏观审慎政策ΔMPIi,t-1以及两者的交叉项ΔMONi,t-1×ΔMPIi,t-1为主要解释变量;Controls 为目标变量的控制变量向量组;μi 为个体效应,表示国家(经济体)异质性。
(二)变量选取与构造
金融稳定效应代理变量的选取,主要从金融中介部门风险承担行为进行考虑。历次金融危机的根源都与过度负债紧密相关,而过度负债的形成离不开信用中介的信用创造活动,因此最主要的风险来源于银行部门的信用创造活动。其中,还要考虑银行信用创造中的信贷抵押机制所涉及的抵押品(如房地产)价格变动所衍生的资产市场风险,因此金融风险累积可以从信贷市场和资产市场两个维度进行衡量。信贷市场维度的代理变量,具有代表性的主要包括:私人部门信贷、家庭部门信贷、非金融企业部门信贷、房地产贷款和银行杠杆水平 (Lim et al.,2011;Cerutti et al.,2015;Akinci &Olmsterd-Rumsey,2018)。资产市场维度的代理变量,股票价格指数、房地产价格指数等资产价格都具可行性,主流文献采用房地产价格指数来进行考察。考虑到住房贷款在家庭部门贷款中占据相当比重,且房地产作为抵押品在信用创造过程中链接银行部门和家庭部门,是系统性风险累积重要来源的情况,本文采用家庭部门信贷增速作为金融风险顺周期性的代理指标,该指标在经济意义上综合反映了金融风险在信贷市场和资产市场两个维度的累积状况。
经济稳定效应的代理变量的选取,主要参照货币政策维护物价、产出稳定的研究思路进行选取。已经有文献基于DSGE 模型分析了宏观审慎政策的实施对产出稳定和物价稳定的具体影响,研究结论存在分歧 (Kim &Mehrotra,2017),而Alam et al.(2019)则通过实证发现宏观审慎政策的补充会对私人消费产生微弱的副效应。由于实证研究中关于双支柱框架经济稳定效应的研究较少,本文综合既有文献的思路,选取私人消费、实际产出、消费者价格指数和失业率作为经济稳定效应的代理指标。
在解释变量方面,货币政策的主要工具可以分为数量型和价格型,而实践中大部分国家采用价格型工具来调控银行部门的信贷活动,代表性指标包括央行政策利率、短期名义利率和长期名义利率等(Lim et al.,2011;Cerutti et al.,2015)。考虑到代理变量既要反映货币当局的政策意图,还要避免货币政策传导效率干扰,本文选择央行政策利率作为货币政策的代理变量;宏观审慎政策的工具较为丰富,早期文献多使用LTV、DTI和存款准备金等宏观审慎工具来研究政策有效性。但随着IMF、FSB等官方机构对宏观审慎工具定义的完善,近期文献开始将各类具备宏观审慎功能的工具的使用次数进行加总,形成综合的宏观审慎政策指数 (Macroprudential Index,MPI),并按工具类型、调控对象等标准分类以综合考察宏观审慎政策效果(Cerutti et al.,2015;Alam et al.,2019)。必须指出,近期文献对宏观审慎政策工具设置虚拟变量的做法只能反映其变化方向和频率,无法体现其在不同时点的变化程度,使得同一工具在不同时点的变化差异不能进行精确的量化 (例如,LTV上限下调5%和10%的强度差异,在赋值中都取值为+1,没有体现出差异)。货币当局对不同工具不同程度地使用,也会在宏观审慎指数中同质化(例如,使用频度较低的、政策效应较强的政策变化和使用频度较高、政策效应较强的政策变化在宏观审慎指数中是等价的)。此外,不同国家对相同工具的定义和使用强度也存在差异。这也无法在宏观审慎政策指数中得到体现。以上问题需要结合具体国家、具体时间和具体工具,设置不同参数来解决。这需要了解各国在不同时点运用不同宏观审慎工具的背景,不仅会使得指数构造方法复杂化,还会掺入研究者的主观意志。考虑到本研究并不要求精确量化宏观审慎框架的政策效应,宏观审慎指数也足以反映货币当局宏观审慎政策工具的使用情况和政策立场,满足本文考察双支柱框架政策效应的需要。因此,本文也沿用近期文献做法,对具体的宏观审慎政策工具设定虚拟变量。在t 时点,当工具发挥作用并产生紧缩效应时记为+1,当工具失去作用或放松时记为-1,若工具没有发生变化,则记为0。在考察t时点的宏观审慎工具效应时,将过去四季度的工具使用情况进行简单平均,以考虑该工具的累积效应。
鉴于宏观审慎工具种类丰富,本文在Alam et al.(2019)的基础上进行部分改进,将工具类型和调控对象两个标准结合起来,分类简单加总不同种类的宏观审慎工具变量,得到分类和综合的宏观审慎政策指数(MPI),具体的分类标准如表1所示。
表1 宏观审慎政策的组合及构成:基于主体与工具
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在控制变量方面,为尽量剔除其他政策对目标变量的影响,同时减少遗漏变量带来的内生性问题,本文参考国际文献的通常做法。本文在模型中纳入当期产出增速GDPit和当期芝加哥期权交易所(CBOE)恐慌指数VIXt作为控制变量。纳入产出增速主要是出于两点考虑,其一是为了剔除目标变量变动中由产出波动引起的部分,获得由非产出波动引起的“不合理”变化。例如,在使用信贷增速反映金融失衡程度时,考虑产出增速的影响可以分离出支撑正常经济发展所需要的信贷增量,得到由非产出波动引起的超额信贷增速,这能更准确地反映信贷市场的失衡程度,有助于提高模型对政策效应估计的精准性。其二,是为了剔除其他可能存在的政策工具的影响,缓解遗漏变量带来的内生性问题。例如,在危机时期,政府通常会综合运用货币政策、宏观审慎政策和财政政策等政策手段来稳定经济和金融,对财政政策的遗漏可能会使模型在估计双支柱调控框架的政策效应时掺杂财政政策的影响,考虑到产出增速与财政政策之间的关联,直接纳入以财政赤字为代表的财政政策变量又会存在多重共线性问题,损害模型估计的有效性。因此,纳入产出增速还可以代理潜在的遗漏政策变量,缓解模型内生性问题。而引入CBOE 恐慌指数则是为了控制金融主体的风险偏好、世界金融周期等因素对目标变量的动态影响,同时,也能在一定程度上控制随时间而变的遗漏变量的影响。此外,本文还考虑个体固定效应,这不仅能控制各国在平均信贷增速等目标变量、经济和金融发展水平和汇率等国家制度方面所存在的客观差异,也能控制不随时间变化的不可观测变量对模型估计的影响。最后,为了考虑经济发展水平和金融周期等因素的影响,本文还采用IMF的经济体分类和广义货币增速变量作为样本分类的虚拟变量。
(三)数据来源与描述性统计
本文数据主要由宏观审慎政策数据和各国宏观经济数据构成,大多来自IMF 数据库、BIS 数据库、中经数据和Wind全球宏观数据库。其中,家庭部门信贷来源于BIS的统计数据;私人消费、实际产出、消费者价格指数和失业率等宏观经济变量主要来自IMF的IFS数据库;宏观审慎政策数据使用的是Alam et al.(2019)在IMF,BIS,FSB和ESRB 等国际组织和前沿学者 (Lim et al.,2011)的基础上汇总形成的,覆盖134个国家(经济体)从1990Q1到2016Q4的宏观审慎数据库;①Alam et al.(2019)集成的iMaPP数据库是目前已知的,在样本覆盖广度、工具类型细分度和时间频度三方面最为综合的宏观审慎数据库。而本文实证研究覆盖的样本主要包括数据库中的26个发达经济体 (美国、英国、奥地利、比利时、丹麦、法国、德国、意大利、卢森堡、荷兰、挪威、瑞典、瑞士、加拿大、日本、芬兰、希腊、爱尔兰、葡萄牙、西班牙、澳大利亚、新西兰、以色列、中国香港、韩国、捷克共和国)和个16个新兴市场经济体 (土耳其、南非、阿根廷、巴西、智利、哥伦比亚、墨西哥、沙特阿拉伯、印度、印度尼西亚、马来西亚、泰国、俄罗斯、中国、匈牙利、波兰)。央行政策利率则分别来自IMF和BIS的统计数据,部分缺失国家的数据则按IMF 建议用折现利率或回购利率代替;广义货币供应数据分别来自IMF的IFS数据库和WIND 全球宏观数据库;CBOE恐慌指数来自芝加哥商品交易所的官方网站。此外,参考主流文献的做法,本文所有连续性变量都在1%和99%的分位上进行Winsorize缩尾处理,以缓解异常值对模型估计的影响。
三、实证结果与分析
(一)双支柱框架的金融稳定效应
为了考察双支柱框架的金融稳定效应,本部分基于式(1)的模型设定,实证考察货币政策和宏观审慎政策双支柱框架在缓解金融风险顺周期性上的作用。并以此为基准,以IMF 的经济体分类和广义货币增速为标准,进一步区分经济体发展水平和金融周期对双支柱框架调控效果的影响。
1.基准回归结果。考虑到宏观审慎政策工具相比货币政策种类更为丰富,可以通过工具搭配来针对个别主体进行精准调控的特点,本文按表1的分类标准对宏观审慎政策进行组合,并基于方程(1)对双支柱框架的金融稳定效应进行FE 估计,估计结果如表2所示。虽然纳入因变量一阶滞后项会产生动态模型偏差,但由于本文所采用的样本属于T 大N 小的长面板模型,因此偏差较小。
表2 双支柱框架对家庭部门信贷的影响
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
估计结果显示,在模型 (1)～模型 (7)中,货币政策都与信贷增长在1%的水平上显著负相关,表明货币当局调高利率可以有效地抑制信贷扩张,证明利率工具在调控家庭部门信贷活动上的有效性。一方面,官方利率上升会通过风险承担渠道来影响银行的风险偏好,使得银行部门提高贷款门槛、收紧信用创造活动,进而强化实体部门的融资约束;另一方面,官方利率上升还会通过货币渠道直接影响实体部门的融资成本,减少实体部门的贷款需求;综合的宏观审慎政策与家庭部门信贷增长在1%的水平上显著负相关。这佐证了宏观审慎政策在抑制信贷增长上的作用。但宏观审慎政策的有效性并不是对任意宏观审慎组合都保持稳健,其中,针对供给方的贷款型和资本型工具在抑制信贷增长上的作用最为显著,将信贷供需双方结合起来,双管齐下的贷款型工具组合的有效性则在1%的水平上显著,针对供给方信贷供给和提高需求方信贷需求的宏观审慎组合的有效性仅在5%的水平上显著,而仅盯住供给方流动性的宏观审慎工具组合的效果则较为微弱。这一实证结果表明:宏观审慎政策的有效性要求工具盯住目标与监管对象保持一致,且政策工具要具有较大的影响力。这也与方意(2016)的结论相一致。
而本文所关注的是:货币政策与宏观审慎政策的交互效应是否存在? 其具体方向是什么? 若交互效应为正,则说明货币政策和宏观审慎政策能够在双支柱框架下形成政策合力,有效缓解金融风险的顺周期性;若交互效应为负,则说明货币政策和宏观审慎政策互相掣肘,存在政策冲突,不利于金融稳定目标的实现。而表2的回归结果显示,货币政策与不同审慎工具组合的交互效应各不相同,其中针对需求方和供给方的贷款型工具会与货币政策形成合力,而更加综合的宏观审慎政策组合会抵消货币政策效应,但交互效应都无法在10%的水平上显著,无法证明双支柱交互效应是否存在。
2.进一步研究:区分经济发展水平。在DSGE框架下研究宏观审慎政策有效性的文献会对国家规模进行区分,这是由于经济规模、金融体系发展程度等因素都会影响政策实施效果。为了区分经济发展水平对双支柱框架效应的影响,本部分参照IMF的经济体分类标准,引入区分不同国家经济发展水平的虚拟变量 (发达经济体,AE;新兴经济体,EMDE),并参考马勇 (2019)的做法,将其与货币政策MONit和宏观审慎政策MPIit以及两者的交叉项MONit×MPIit结合起来,考察双支柱框架在不同发展水平的经济体的效果差异,具体的变量构建方法为:ΔMON _AEit=ΔMONit×AE;ΔMPI_AEi,t-1=ΔMPIit×AE;ΔMON _EMi,t-1=ΔMONit×EM;ΔMPI_EMi,t-1=ΔMPIit×EM。相关回归结果如表3所示。
表3 双支柱框架与家庭信贷增速:区分经济发展水平
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
表3结果显示,区分经济发展水平后的回归结果与基准结果存在较大差异。就货币政策有效性来看,虽然发达经济体和新兴市场国家的货币政策都与信贷增长呈负相关,官方利率上调能抑制信贷扩张,但发达经济体的货币政策效应在1%的水平上显著,而新兴经济体的利率工具在抑制信贷扩张上的作用并不稳健,表明利率工具在发达经济体的有效性要显著优于新兴经济体。这可能是由于新兴经济体的金融市场体系更不完善、信贷需求刚性更强导致的。一方面,新兴经济体的货币政策传导机制不健全,货币政策的货币渠道和信贷渠道堵塞程度较高,央行利率对实体部门利率的传导效率较低,使得银行利率上调传导至实体部门的效率较低,难以通过提高实体部门的融资成本来抑制实体信贷扩张。再有,新兴经济体较为落后的金融监管使得影子银行体系的贷款对银行部门的贷款形成更强的信贷渠道替代效应,缩小了银行货币政策的作用范围。另一方面,新兴经济体的发展水平较为落后,相较于发达经济体有更多的投资机会和更高的投资回报,借贷者的利率敏感性较低,具有较高的信贷需求刚性,使得利率工具的政策效应降低。
就宏观审慎政策有效性来看,综合的宏观审慎政策在发达经济体和新兴经济体都具有显著的金融稳定效应,都能有效抑制信贷扩张,但宏观审慎政策的金融稳定效应在新兴经济体国家更为明显。除了盯住资本的宏观审慎政策组合以外,新兴经济体国家各类宏观审慎政策组合(主要是盯住贷款性的工具)的政策效应都要强于发达经济体国家。这也部分解释了IMF 成员国宏观审慎政策调查中,新兴经济体相对更多地使用宏观审慎工具的原因。而资本型工具组合(主要是资本金要求和对系统重要性金融机构的资本监管)在发达经济体的作用更为显著,贷款型工具组合(主要是信贷增速约束和贷款价值比约束)的政策效应在新兴经济体国家更为突出。这一差异显示:发达经济体的宏观审慎政策的调控侧重于通过设定目标,引导金融机构自我调整业务以间接实现监管要求;而新兴经济体的宏观审慎政策侧重于直接影响金融机构的信贷活动,进而实现监管目标。一般而言,要实现相同的政策目标,发达经济体国家的政策成本要低于新兴市场经济体国家。这是因为资本监管下金融机构能根据自身状况来调整信贷供给,而盯住贷款工具的使用类似于政策“一刀切”,限制了金融机构能动性的发挥,但也能达到立竿见影的效果,双方各有优劣。总体而言,二者在宏观审慎政策调控方式选择上的差异是与各自的金融市场体系发展水平相适应的。
就货币政策和宏观审慎政策的交互效应来看,发达经济体国家的货币政策和宏观审慎政策之间存在更为显著的政策合力。相较于单一的货币紧缩,货币当局同时实施紧缩的货币政策和宏观审慎政策能够实现更为显著的金融稳定效应;而新兴经济体国家的货币政策和宏观审慎政策间存在政策抵消,但这种抵消效应并不显著。一种可能的解释是,货币政策和宏观审慎政策的传导机制并不一致,货币政策对信用创造的调控更依赖于央行利率传导的效果,而宏观审慎政策传导则是直接作用于银行与实体部门间的信贷活动,相较货币政策具有更为刚性的约束力。因此,在不受银行风险偏好降低和实体借贷需求制约的情况下,宏观审慎政策相较于货币政策更容易起到立竿见影的效果。当货币政策失灵时,往往处于信贷周期的高峰或低谷,不仅货币政策紧缩或宽松的效应微乎其微,银行过高的风险容忍度或实体过冷的信贷需求也会制约宏观审慎政策金融稳定效应的实现。这使得货币政策与宏观审慎政策间的交互项为正,表现为货币政策和宏观审慎政策之间的政策抵消。
3.进一步研究:区分金融周期。前文提到,银行部门的风险偏好和实体部门的信贷需求会影响双支柱框架的实施效果。为了深入考察其影响,本部分进一步引入金融周期虚拟变量来考察双支柱框架在上行和下行周期的效果差异。本文参考马勇和姚驰(2017)测度经济周期的方法并进行部分改变。首先,利用HP滤波法提取样本期内各国的广义货币(M2)增速的周期项 (Cycleit);其次,分国测算各国在样本期内M2 增速周期项的中位数(mediant);最后,以中位数为标准,分国构建金融上行周期虚拟变量 (UP)和金融下行虚拟周期变量(DOWN)。具体的构建方法为:若i 国的M2增速周期项大于i国M2增速周期项的中位数,则UP 取值为1,DOWN 取值为0,反之则反。最后,沿用前文区分经济体类别的方法,结合主要的解释变量,构建一组新的解释变量,具体如下:ΔMON _UPit=ΔMONit×UP;ΔMPI _UPit=ΔMPIit×UP;ΔMON _ DOWNit=ΔMONit×DOWN;ΔMPI _DOWNit=ΔMPIit×DOWN。同时,鉴于前文区分经济发展水平后双支柱框架调控效应的考察结果存在显著差异。为了更好地考察双支柱框架交互效应,本部分的回归结果只考虑发达经济体国家,以减少金融市场体系发展水平等因素的影响。具体的回归结果如表4所示。
表4中的回归结果显示,总体而言,货币政策和宏观审慎政策及其交互项在上行周期和下行周期都与家庭部门信贷增速呈负相关,但双支柱的金融稳定效应在区分周期后有显著区别。就货币政策而言,下行周期,货币政策的金融稳定效应在系数绝对值和显著性水平上都优于上行时期。这表明在货币政策的银行风险承担渠道、货币渠道和信贷渠道通畅时,发达经济体货币当局在金融下行周期时实施宽松的货币政策能够有效推动银行风险容忍度提高和信贷需求回暖,在金融上行周期时货币政策收紧能够降低银行风险承担和信贷需求,但政策效应相对较弱,存在一定程度的动态特征。就宏观审慎政策而言,上行周期,宏观审慎政策的金融稳定效应在系数绝对值和显著性水平上都优于下行时期。这表明发达经济体在金融上行周期采取的紧缩型宏观审慎政策对信贷增长具有显著的抑制效应,在金融下行周期放松宏观审慎政策对信贷的影响并不显著,宏观审慎政策对金融顺周期性的缓解会发生动态变化。这可能是由于宏观审慎政策对银行部门的约束在不同时期具有不同弹性导致的,上行周期时采取的宏观审慎政策对信贷活动形成了刚性约束,使银行部门在信贷需求过热时无法贷款;而下行周期时宏观审慎政策的放松对信贷活动形成了弹性约束,但弹性约束的形成并不能直接推动银行部门的风险承担的提高和实体部门融资需求的复苏。就双支柱的交互效应而言,除资本型工具组合以外,上行周期的双支柱框架在调控信贷增长时形成了显著的协调效应,发达经济体在上行周期收紧货币政策,降低银行风险承担意愿和实体融资意愿后,叠加宏观审慎政策形成的刚性约束,可以有效抑制信贷增长,实现双支柱政策合力。但在下行周期,双支柱政策会产生不显著的政策效应抵消。
表4 发达经济体的双支柱框架与家庭部门信贷增速:区分金融周期
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
4.稳健性检验。
(1)货币政策支柱。危机前,主要经济体的资产泡沫在长期低利率环境中滋生,并最终在美联储货币政策收缩后迅速破裂,进一步迫使各国央行在低利率水平下进一步调政策利率,但前期的低利率政策限制了各国央行的利率工具操作空间,进而促使各国央行在危机后纷纷采用窗口指导和量化宽松等非常规货币政策工具,而非传统的利率工具来应对经济危机。此时,受零利率下限约束的央行政策利率就无法解释宏观经济和金融指标的变动。
为了考察零利率下限约束是否对本文所采用的央行政策利率变量产生影响,笔者按经济体分类,对样本国的央行政策利率变化趋势进行观察,具体如图1所示。可以看见,样本期内各国央行政策利率都存在明显的下行趋势,特别是在危机发生后,各国货币当局在利率工具上的宽松空间明显受到零利率下线约束。同时,笔者还计算了样本期内各国每年的央行政策利率的标准差,以反映各国央行利率工具的调整强度,并按经济体分类标准进行简单汇总,具体变化趋势如图2所示。从图2可以明显看出,各国货币当局利率调整强度的波动较为一致,说明各国当局在利率工具的使用上较为同步。此外,新兴经济体国家的利率调整强度在2000年后逐渐收敛至发达经济体水平,整体的利率调整强度都显著降低。在大危机时期,各国的利率调整强度达到阶段性顶峰。这表明利率工具仍然是各国应对危机的重要手段,但后续的政策调整强度再次下降。这侧面反映出利率工具的调整空间进一步缩小。综合图1和图2,我们可以得出结论,新兴市场经济体国家的利率工具受零利率下限约束的影响要明显小于发达经济体国家,但零利率下限约束对各国的影响客观存在,且呈现出不断强化的趋势。为了考察零利率约束不断强化的背景下利率工具的稳健性,本部分采取四种办法来考察零利率下限约束下的货币政策效应。
方法一。分别以2000年和2008年为节点截取样本,在截取的样本期内,基于本文的基准模型,考察利率工具的政策效应。这种做法主要是为了针对性地考察利率调整空间受限情况下的利率工具有效性。两个时间节点也是根据零利率约束强化的关键节点而做出的选择,其中,2000年是在综合图1和图2的央行政策利率水平和调整强度的变化趋势后做出的选择,2008年则是基于大危机的冲击而选择的。具体的模型回归结果如表5和表6所示,可以看出,基于截取样本期的模型回归结果与基于全样本期的模型回归结果基本保持一致,滞后一期的货币政策与家庭部门信贷增速在1%的显著性水平上负相关,利率工具对信贷增长的抑制作用在零利率约束不断强化的背景下仍保持稳健。
表5 双支柱框架对家庭部门信贷的影响:2000Q1-2016Q4
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
表6 双支柱框架对家庭部门信贷的影响:2008Q1-2016Q4
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
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图1 1991年—2016年样本国央行政策利率水平值 (%)
说明:本图为笔者对样本内各国按经济体分类,将各国央行政策利率水平简单平均计算得出,其中新兴经济体和发达经济体按IMF 经济体分类标准划分;数据经过1%的Winsorize缩尾处理。
资料来源:巴塞尔协会、国际货币基金组织IFS数据库。
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图2 1991年—2016年样本国央行政策利率调整强度(%)
说明:本图为笔者对样本内各国按经济体分类,将各国央行政策利率变化的标准差进行简单平均计算得出,其中新兴经济体和发达经济体按IMF经济体分类标准划分;数据经过1%的Winsorize缩尾处理。
资料来源:巴塞尔协会、国际货币基金组织IFS数据库。
方法二。基于各国央行政策利率水平的均值构造虚拟变量,以反映不同国家的利率工具受零利率下限约束的程度,考察利率工具的政策效应是受利率调整空间的影响。首先,以各国央行政策利率水平的均值为标准,构造利率调整空间虚拟变量Zlb。具体的构造方法如下,若i 国央行政策利率水平均值小于各国政策利率水平均值的中位数,则Zlb 取值为1;若i 国央行政策利率水平均值大于各国政策利率水平均值的中位数,则Zlb 取值为0。其次,将其与货币政策变量结合起来,构建新的解释变量ΔMON _Zlbi,t-1。最后,将其纳入基准模型中进行估计,以考察利率调整空间对利率工具政策效应的影响,具体的模型估计结果如表7所示。
表7 双支柱框架对家庭部门信贷的影响:零利率下限约束
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
表6结果显示,在纳入零利率下限约束和利率工具的交互项后,利率工具的政策效应要大于未考虑零利率下限约束时的估计。但利率工具在抑制信贷增长上的作用会随零利率下限约束的增强,即利率调整空间的缩小,而逐渐减弱。因此,回归结果证明了零利率下限约束对利率工具负效应的存在,但这种负效应并不显著。同时考虑利率工具的主效应和零利率下限约束的负效应后,利率工具对信贷增长的抑制作用仍然显著。这也可以解释大危机时期,各国货币当局在利率调整空间有限的情况下,仍广泛采用利率工具来应对危机。因此,综合考虑,本文采用利率政策来代理货币当局的货币政策立场符合现实。
方法三。采用存款准备金工具代理货币当局的数量型工具,避开零利率下限对货币政策的影响。大危机爆发后,各国当局在应对危机时实施了大量以数量型工具为代表的非常规政策,例如,央行资产购买计划等。非常规货币政策的使用不受危机时期金融体系失灵对利率工具效应传导的阻碍,直接为市场注入流动性(实际上,非常规政策工具注入的流动性也会进一步压低市场利率,使得利率工具的调整空间进一步压缩,对利率工具的有效性产生负效应,货币当局需要更多的工具来应对危机,这也是双支柱调控框架形成的一个方面)。而存款准备金率作为典型的数量型货币政策工具,通过放松对金融部门的准备金约束,促进金融部门的货币创造来增加广义货币供应,是当局在利率政策以外的重要货币政策工具。因此,本文采用存款准备金来代理货币政策,可以有效解决零利率下限对货币政策的约束。具体的模型估计结果如表8所示。
表8 双支柱框架对家庭部门信贷的影响:数量型工具
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
回归结果表明,存款准备金要求与信贷增长呈负相关关系,货币政策当局放松商业银行的存款准备金要求可以促进家庭信贷的增长,提高存款准备金要求可以抑制家庭信贷增长,但存款准备金的政策效应并不稳健,仅在同盯住供给方的贷款、流动性和资本型宏观审慎工具搭配时,才在10%的显著性水平上显著。而存款准备金工具在调控信贷增速上的作用不稳健,这很可能是由于货币政策传导的信贷渠道受阻,商业银行的信贷供给和经济主体的信贷需求不足导致的。
方法四。将数量型工具和价格型工具的信息结合起来,构造一个综合反映货币当局政策立场的综合货币政策指数。在度量货币政策立场上,传统文献大多采用数量维度的广义货币供应量 (M 2)或价格维度的实际利率、政策利率等单一指标。也有文献通过构造综合指标来衡量货币政策的松紧程度,其中,货币状况指数 (Monetary Condition Index,MCI)就是较为成熟的指标,最早的MCI是一国利率和汇率相对选定基期偏离程度的加权平均,由加拿大央行在20世纪80年代提出,作为其货币政策的操作目标。MCI 的构造同时考虑了货币政策传导的利率渠道和汇率渠道,相比起单一维度的M2和利率指标要更为全面(Peeters,1999)。因此,英国、美国、德国和日本等发达国家的央行和国际清算银行等官方机构也借鉴加拿大央行的做法,各自构建本国的MCI,作为货币政策操作的重要参考目标,也有金融机构利用MCI 来度量一国货币政策的松紧程度和货币周期变化。但早期的MCI 仅考虑货币政策的汇率和利率渠道,其适用性在以数量型工具为主导的国家较差,其适用性也因各国经济结构差异而存在不同 (Gerlach &Smets,1997)。卜永祥和周晴 (2004)对比了不同国家的货币政策实践后总结了早期MCI 的适用范围:通货膨胀目标制的货币政策框架宜采用MCI 作为操作目标,以货币供应量为目标的宜采用MCI 作为参考目标。也有文献进一步拓展了MCI 的内涵,将M 2纳入早期MCI 中,构造了包含利率、汇率和货币供应量的中国货币政策指数,更贴合中国的货币政策实践(马勇和何顺,2019)。因此,本文参考货币状况指数的构造思路,同时根据本文跨国样本中经济结构、货币政策框架等因素差异大的特点,结合价格维度的短期实际利率指标和数量维度的广义货币供应量增速指标,构造契合本文研究需要的综合货币状况指数,其中短期实际利率数据来源于IMF 的IFS数据库,具体表达式如式(2)所示:
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式中,IGapit表示利率缺口,M 2Gap 表示M 2增速缺口。利率缺口和M 2增速缺口的计算方式参考主流文献的方法,在对变量取自然对数后进行HP滤波处理,提取处理得到的周期项作为缺口值。具体的权重系数则参考马勇和何顺 (2019)的做法,对利率和M 2增速进行等权重赋值。这不仅简单易行,而且对通胀水平和产出增长有较好的预测效果。由于利率和M 2增速的同向变动所传达的货币政策立场相反,因此本文取利率缺口的权重系数为负值,使得MCI 的正向变动表示货币政策宽松,MCI 的负向变动表示货币政策收紧。本文货币状况指数的最终表达式如式(3)所示:
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在MCI 的编制过程中,由于利率和M 2增速分属不同维度,因此,本文参考马勇和何顺(2019)的做法,还对其进行了量纲转换和标准化处理。具体操作方法如下:首先以0为节点,将利率缺口和M2增速缺口进行二分,大于零的部分除以正数最大值并乘以100,映射至 区间内,小于零的部分则除以负数最小值并乘以-100,映射至[-100,0],具体的操作方式如式(4)所示,图3则展示了本文对样本国计算得出,并按IMF经济体分类标准简单平均后的货币状况指数(MCI)。
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图3 1990年—2016年样本国的货币状况指数(MCI)变化
说明:图中的货币状况指数本图为笔者对样本内各国按经济体分类,将各国货币状况指数进行简单平均计算得出,其中新兴经济体和发达经济体按IMF经济体分类标准划分;数据经过1%的Winsorize缩尾处理。
资料来源:国际货币基金组织的IFS数据库。
用MCI 代理央行政策利率后,基于式 (1)进行回归,回归结果如表9 所示。在7 个子回归中,MCI 与家庭信贷增速都在1%显著性水平上正相关。这表明货币政策宽松会刺激家庭信贷活动,货币政策收紧会抑制信贷活动。这一结论与本文的基准模型回归结果一致。同时,模型中宏观审慎政策的政策效应也与基准模型回归结果保持一致,其中,综合性宏观审慎工具和主要的宏观审慎工具组合也基本都在1%的显著性水平上对信贷活动有显著的抑制作用。基于综合货币政策指数 (MCI)的回归结果与本文基准回归结果一致。这表明本文所关注的双支柱框架金融稳定效应具有稳健性。
表9 双支柱框架对家庭部门信贷的影响:基于综合的货币状况指数
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
前文关于双支柱框架政策效应进行的实证结果,主要是基于1991—2016年的跨国样本而得出的。但实质上,宏观审慎政策工具在2008年后才真正受到各国货币当局的重视,国际清算银行也是在2010年才将宏观审慎监管引入银行监管框架中,各国货币当局也是在这之后才逐渐跟进落实宏观审慎政策,具体到双支柱框架,也是我国政府于2017年末党的十九大才正式提出。因此,可能存在一些原因,使得双支柱的政策效应在“双支柱调控框架”形成前后,存在显著区别。例如,货币当局在双支柱框架指导下有意识地搭配宏观审慎工具,或个体对双支柱框架的理性预期,都有可能会影响双支柱框架的政策效应,进而影响本文实证结果的现实适用性。为了保证前文研究结论的适用性,本部分将以宏观审慎框架的引入作为时间节点,考察双支柱的政策效应在时间节点前后是否存在显著差异,若存在显著差异,则前文实证结果的适用性存疑;若不存在显著差异,则前文实证结果不受监管框架形成的影响,实证结果保持稳健。具体的模型设计中,本部分决定以构造虚拟变量形式,将“宏观审慎政策框架”形成的影响引入模型中,具体操作如下:首先设置虚拟变量Time,以宏观审慎政策框架确立的年份为节点,节点及节点后的时间为+1,节点前的时间为0;然后,分别构造宏观审慎政策和双支柱交互效应对节点变量Time的交互项,具体构造方式为:ΔMPI _ Ti,t-1=ΔMPIi,t-1×TIME;ΔMONi,t-1×ΔMPI _Ti,t-1。构造完成后就可以在基准模型基础上进行检验。
在最终模型回归前,还需要确定具体的时间节点。本部分所设置的虚拟节点为2010年第1季度。这主要是基于以下两方面的考虑:其一是宏观审慎政策框架在监管规章中提出的节点。虽然宏观审慎工具在2008年大危机前后就被广泛运用,但直到2010年才被国际清算银行正式引入新的银行监管框架(巴塞尔协议Ⅲ)中;其二是宏观审慎政策在现实中的落实情况。图4展示了133个经济体的宏观审慎工具平均使用次数。可以看到,宏观审慎工具在2008年危机后开始被密集使用。2010年前新兴经济体的使用强度要大于发达经济体,2011年后发达经济体对宏观审慎工具的使用强度开始超过新兴经济体。这表明,整体而言,发达国家在宏观审慎政策的具体落实进度要快于新兴经济体,这和巴塞尔协议Ⅲ正式引入宏观审慎监管框架密切相关。因此,综合监管规章和监管实践的情况,本文将2010年第1季度作为时间节点。具体的回归结果如表10所示。
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图4 1990—2016年不同经济体的宏观审慎政策平均使用次数
说明:各经济体平均使用次数=类别内所有国家的宏观审慎工具使用次数/类别内国家数量。
资料来源:Alam et al.(2019)的宏观审慎数据库。
表10的回归结果显示,双支柱调控的政策效应与基准回归结果保持一致,而“宏观审慎监管框架”形成节点与宏观审慎政策和双支柱框架交互效应的交互项基本都不显著(针对供给方的贷款型组合除外),这表明宏观审慎监管形成前后,双支柱调控框架的政策效应不存在显著区别。
表10 发达经济体的双支柱框架与家庭部门信贷增速:考虑监管框架形成的影响
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注:括号内为回归系数标准误;*,**,***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。
(二)双支柱框架的经济稳定效应
本部分将基于式(1)分别考察双支柱政策对产出与失业率、私人消费及物价增速的影响。为了保证回归的稳健性,还以经济发展水平为虚拟变量,进一步区分宏观审慎政策效应在不同经济体间的差异。由于产出、物价稳定是货币政策框架的传统目标,因此本部分的分析重点关注宏观审慎政策及其与货币政策的交互项的回归系数,因为篇幅有限,具体结果此处略去 (需要的可向作者索取),这里仅报告主要结论。
在产出和就业方面,除流动性工具以外,宏观审慎政策及其与货币政策的交互项对产出及就业增长的影响在经济意义和统计意义上都不显著。只有在发达经济体国家,流动性审慎工具与货币政策的交互项对产出增速在10%水平上具有显著负效应,对失业率增长在5%的水平上有显著负效应。同时,宏观审慎政策与消费增速呈负相关。这种负效应在新兴经济体国家更为突出,但其统计意义并不显著。就双支柱框架对物价增长的影响而言,宏观审慎工具收紧会加剧经济的通缩压力。这种压力在新兴经济体国家较为明显,但这种负效应在统计上同样不显著。而盯住贷款工具和供给方、需求方的政策组合与货币政策的交互项在10%的显著性水平上为负。这表明当货币政策和宏观审慎政策同时收紧会对经济体形成额外的通缩压力,说明对信贷规模的抑制确实会通过降低货币供应增速而抑制总需求,进而降低物价增速,但这一影响的力度较低。总的来看,宏观审慎政策的经济稳定效应较弱,对物价水平和消费具有微弱的负效应。
四、主要结论与政策启示
本文基于全球42 个主要国家或地区1991—2016年的面板数据,系统考察了双支柱政策框架的金融稳定效应。实证结果表明:(1)货币政策和宏观审慎政策在抑制家庭信贷增长上具有显著作用,双支柱政策在缓解金融风险顺周期性上具有显著的金融稳定效应;(2)盯住贷款的宏观审慎工具和针对借款人、贷款人的宏观审慎组合具有更为显著的金融稳定效应;(3)新兴经济体的货币政策在抑制家庭信贷扩张上的作用不显著,但其宏观审慎政策的金融稳定效应相较发达经济体更为显著,发达经济体双支柱政策的金融稳定效应总体显著,其中货币政策效应更为突出;(4)发达经济体的货币政策效应在下行周期优于上行周期,宏观审慎政策及其与货币政策的交互效应在上行周期优于下行周期;(5)只有个别宏观审慎工具会对失业率、消费和物价产生微弱的负效应。
基于上述实证分析结果,本文提出以下政策建议:(1)双支柱框架的协调效应需要建立在货币政策传导渠道通畅、金融市场体系完善的基础上,因此,在推动实施双支柱调控的过程中,应进一步促进金融市场机制的完善和金融体系的深层次优化,以提高政策传导的效率;(2)宏观审慎政策的有效性与具体政策工具的调控对象有关,因此,要将调控对象与工具类型结合起来,根据调控目标形成具有针对性的宏观审慎政策组合,提高政策实施的针对性;(3)双支柱调控的有效性还与具体的经济金融环境密切相关,具体调控策略的制定应该纳入对金融周期的考虑,比如在金融上行周期,可以将货币政策和宏观审慎政策结合起来形成合力,而在金融下行周期,由于货币政策的效应相对更大,因此可以采取货币政策为主、宏观审慎政策为辅的搭配策略。
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THE FINANCIAL STABILITY EFFECTS OF THE TWO-PILLAR ADJUSTMENT
MA Yong HUANG Hui-huang
(School of Finance,China Financial Policy Research Center,Renmin University of China)
Abstract:Based on cross-country panel data of 42 countries over the period of 1991-2016,this paper examines the financial stability effects of the two-pillar framework.Empirical results show that:(1)Both monetary and macro-prudential policies are significantly effective in curbing household credit growth,which proves the role of two-pillar policy in mitigating the pro-cyclicality of financial risk.(2)Loan-targeted macro-prudential tools and macro-prudential policy groups for lenders and borrowers have a more significant financial stability effect.(3)The financial stability effect of the two-pillar framework is significantly different at different levels of economic development,where the macro-prudential policy is more effective in emerging economies but the coordination effect of two-pillar framework is more significant in advanced economies.(4)In advanced economies,monetary policy is more effective in adverse times but macro-prudential tools and their interaction with monetary policy are better in upward cycle.(5)Only a fraction of Macro-prudential tools have a milder side effect on unemployment,private consumption and price.
Key words:two-pillar adjustment;monetary policy;macro-prudential policy;financial stability
* 马勇,中国人民大学财政金融学院,中国财政金融政策研究中心,国际货币研究所,邮政编码:100872,电子信箱:mayongmail@ruc.edu.cn;黄辉煌,中国人民大学财政金融学院。本文为研究阐释党的十九届五中全会精神国家社科基金重大项目“中国建设现代中央银行调控制度研究”(21ZDA044)成果。感谢匿名评审人提出的修改建议,笔者已做了相应修改,本文文责自负。
(责任编辑:付 敏)
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