宏观锃济研宏2014年第12期
金融脱媒对我国货币政策
传导机制的影响分析术
— — 基于STVAR模型
朱玲玲 胡日东
内容提要 金融脱媒现象是金融市场发展
到一定时期的产物。本文从我国的实际出发界
定并度量了金融脱媒指标 ，采用平滑转换向量
自回归(STVAR)模型分析金融脱媒对不同的货
币政策传导机制效果的非对称性影响，用一种
全新的方法对我 国金融脱媒进行更深入的解
读。得出结论：金融脱媒的出现弱化了货币政策
的信贷传导渠道，却强化 了利率传导渠道和资
产价格传导渠道的作用，这为我国货 币政策调
控方式转变提供 了借鉴意义。
关键词 金融脱媒 货 币政策 平滑转换
向量 自回归(STVAR)
．--- ·__|一
一
、 刖 昌
金融脱媒 (financial disintermediation)又称
“金融非中介化”，最早出现在20世纪60年代
的美国，是指在定期存款利率上限管制条件下，
当市场利率水平高于存款机构可支付的存款利
率水平时，存款资金流向收益更高的证券从而
限制了银行可贷资金的现象。金融脱媒现象的
出现是金融市场发展到一定时期的产物。继美
国之后，日本 、加拿大等发达国家都相继出现了
不同程度的金融脱媒。同样随着我国金融体制
改革的深化、金融市场的发展以及金融领域的
全面开放 ，理论界敏锐地发现我国金融脱媒现
象的存在。近年来 ，“社会融资总量”指标的推
出、影子银行的治理、利率市场化改革 、互联网
金融的出现等金融领域重大事件更是把金融脱
媒推到了风口浪尖。
国内理论界对金融脱媒的研究更多地局限
在对金融脱媒迹象的简单描述，或是讨论出现
金融脱媒形势下商业银行的应对措施，而对我
国金融脱媒度量以及金融脱媒现象存在对宏观
经济领域的影响等更深入的研究 目前则较少。
宋旺和钟正生(2010a)对我国金融脱媒进行度
量，并与美国、日本同期的金融脱媒指标进行了
比较。宋旺和钟正生(2010b)发现我国银行业的
金融脱媒将贯穿于金融市场发展的整个过程
中。宋旺和钟正生(2010c)从实证模型上检验了
我国金融脱媒对货币政策传导机制的影响。
本文将从我国实际出发对金融脱媒进行度
量，并采用平滑转换 向量 自回归(STVAR)模型
本文得到福建省 自然科学基金项 目(2o13JO1263)、教育部人文社科规划基金项 目(1IYJA790048)和福建省数量经济学教
育创新基地的资助。
86
宏巩锃济研 2014年第12期
分析在金融脱媒和非金融脱媒这两个不同的经
济形态下，利率、信贷、资产价格等多种货币传
导渠道效应的非对称性，用一种全新的方法对
我国金融脱媒进行更深入的解读。
二、我国金融脱媒现状及度量
(一)我 国金融脱媒现状
1、居民金融资产结构中存款比重下降。随
着资本市场、金融业的发展以及金融产品的不
断创新，我国居民投资理财的渠道 日益增多，居
民的金融资产由单一的存款发展到存款、股票、
债券、基金 、保险产品、银行理财产品、信托理财
产品以及贵金属等多种形式。尤其是 2006年和
2007年股市大涨，不断扩大的财富效应吸引着
越来越多的居民储蓄进入股市和基金市场 ，从
而降低了存款在资产结构中的比重。
2、企业融资中银行贷款比重减少。目前虽
然我国的金融体系中商业银行主导的间接融资
仍占有绝对优势 ，但随着股市、企业债等金融市
场的快速发展 ，直接融资在社会融资中的重要
性越来越高。2013年全年社会融资规模为 17．29
万亿元 ，其中，人民币贷款 8．89万亿元 ，占社会
融资规模比例仅为51．4％，问接融资比例大幅下
降。①随着2014年“新三板”扩容 ，大量的中小企
业能够通过股票市场获得直接融资 ，将进一步
降低贷款在企业融资中的重要性。
(二)对我国金融脱媒的度量
由于各国金融脱媒的表现以及相关研究的
侧重点不同，国内外学者在对金融脱媒的度量
方面采用不同的指标。宋旺和钟正生(2010b)将
“媒”进一步细分为银行和非银行金融机构 ，同
时从银行和整个金融部门的资产和负债方两个
维度构造了资产(负债)中介化比率和证券化比
率两套金融脱媒指标。但 由于数据可得性原因
只计算 了年度数据 ，样本数据有限，且计算复
杂，不适合用于定量模型做进一步探索研究。
一 般认为在我国资金需求脱媒强于资金供
给脱媒 ，企业脱媒强于居民脱媒，加上本文的侧
重点是金融脱媒对货币政策传导机制的影响，
因此本文从企业融资的角度，以企业间接融资
占融资总额的比例来度量金融脱媒是可行的。
在我国企业间接融资主要是银行贷款，直接融
资的方式主要是股票和企业债券。因此本文将
度量金融脱媒的指标(DIF)定义为人民币贷款
增量与股票市场筹资额、企业债发行规模、人民
币贷款增量总和之比，即：
DIF=人民币贷款增量／(股票市场融资额+
企业债发行规模+人民币贷款增量)
其中股票市场筹资额含股票首发融资、配
股融资以及可转债融资 ；企业债发行规模为全
国每月中央企业债、地方企业债、狭义公司债、
中期票据、短期融资券和集合票据的发行总量。
本文统计了 1998年第一季度至2013年第四季
度的季度数据，数据来源于RESSET金融研究数
据库 、中经网、中国债券信息网，计算出指标如
图 1所示 。
．
． ^食．．
’ ‘ } ’、f ’Y
1
g g g g g g
0 0 0 0 o o 0 0 0 H
∞ ∞ 0 0 0 o o 0 0 0 o 0 0
H
图1 金融脱媒指标DIF
从图1可以直观地看出，1998年至2005年 ，
DIF指标在0．8至1之间高位波动。在这一阶段企
业融资以银行贷款为主，银行贷款在很长的一段
时间内都处于主导地位。而2005年之后尽管DIF
指标波动较大 ，但仍然可以看出明显的下降趋
势，银行贷款在企业融资中的比例开始下降，也
就是说，2005年之后我国金融脱媒现象开始显
R7
2 1 8 6 4 2 O
l 0 0 0 0
宏巩锂济研完2014年第12期
现。这与2005年债券市场扩容进程加快、股票市
场快速发展是分不开的。2005年企业短期融资券
推出、2008年中期票据上市、2009年中小企业集
合票据推出、2010年和2011年超短期融资券品
种和非公开定向债务融资工具推出，我国债券市
场快速发展，通过金融创新为各类企业提供了丰
富的直接债务融资工具。在股票市场上，2005年
股权分置改革到2009年创业板正式面世，我国资
本市场在政策支持下快速发展，市场规模不断扩
大，市场体系不断完善，产品种类 日益丰富，吸引
越来越多的企业从资本市场获得融资。
尽管2010年之后 ，由于股市的低迷 、IPO暂
停等因素，DIF指标有所回调，但间接融资的比
例依然处于下降通道，金融脱媒在我国已初见
端倪。而在接下来的2014年，随着“新三板”的扩
容 、互联网金融蓬勃发展、利率市场化的进一步
推进等资本市场的变革 ，间接融资在社会融资
中的比例将进一步下降，金融脱媒的趋势也将
越来越明显。
三、金融脱媒对我国货币政策传
导影响理论分析
在开放和较为完善的市场经济条件下，货
币政策传导机制的途径主要有利率传导渠道、
资产价格传导渠道、信贷传导渠道、汇率传导渠
道等。金融脱媒现象的出现势必对货币政策传
导的不同渠道产生不同影响。
1、金融脱媒对利率传导渠道的影响
利率市场化是货币政策的利率渠道发挥作
用的最重要因素。曹龙琪和郑建民(2000)认为
我国利率结构存在着诸多的问题，虽然利率能
够受到中央的控制，但是由于其低弹性，导致实
际上并不能有效影响实体经济。而金融脱媒改
变了我国金融市场过分依赖银行的间接融资方
式 ，而与银行贷款相比，企业通过金融市场直接
融资对市场利率的敏感性要高得多。同时股票
RR
市场 、债券市场等直接融资市场迅速发展，大大
促进了利率市场化，强化利率传导渠道效果。
2、金融脱媒对信贷传导渠道的影响
在 目前问接融资 占较大 比重的融资格局
下 ，信贷工具一直在我国货币政策工具中占有
极其重要的地位。银行信贷渠道发挥作用必须
满足两个前提条件：一是在企业资产负债表的
负债方，银行贷款与非银行资金来源之间不可
完全相互替代；二是在银行资产负债表的资产
方，银行贷款与证券不能完全相互替代。然而事
实上，在金融脱媒的趋势下，上述银行贷款渠道
必须依赖的两个关键前提都不能成立。一方面，
股票、债券等直接融资市场的飞速发展拓展了
资金需求方的融资方式，摆脱了对银行贷款的
依赖；另一方面，El益丰富的金融资产使得银行
资产负债结构也 El益丰富，贷款在银行总金融
资产中占比快速下降。因此，信贷传导渠道必需
的两个条件在金融脱媒形势下无法成立 ，信贷
渠道效果必定被削弱。
3、金融脱媒对资产价格传导渠道的影响
伴随我国金融脱媒的进程，股票市场作为
直接融资的重要市场得到了巨大的发展。股票
市场的快速发展为资产价格渠道发挥作用提供
了重要前提。随着上市公司数量的增加，越来越
多公司的市场价值能够在公开交易的市场中得
到衡量 ，当股市高涨、从股市收购一家公司的成
本要大于直接投资新设一家企业的成本时，投
资者就会增加投资，从而促进经济增长。同时，
由金融脱媒带来的更加多元化的资产构成使得
居民的总财富更容易受到货币政策变动的影
响，财富效应更加明显。因此 ，金融脱媒进一步
增强了资产价格渠道的效果。
四、金融脱媒对我国货币政策传
导影响的实证分析
宋旺和钟正生(2010c)采用向量马尔科夫机
宏观锂济研定2014年第12期
制转换向量自回归(MS—VAR)模型对金融脱媒
对货币政策传导影响进行实证分析。Hamilton
(1994)提出的向量马尔科夫机制转换模型虽然
有利于解决非对称问题 ，但该模型不仅对变量
所处状态的推断需要很多信息 ，信息的失真可
能导致不精确的结论，进一步，该模型不能给出
机制转换的非线性形式 ，一般只能推断不同机
制转换的概率，这种特征使其应用受到局限。而
Weise(1999)提出的平滑转换向量 自回归模型
(Smooth Transition Vector Autoregression，STVAR)
的主要特征在于区制间的平滑性转移，而不是由
一 个区制到另一区制的瞬间跳跃 ，克服了向量
马尔科夫机制转换模型的缺陷，成为近年研究
货币传导非对称性的较佳模型。接下来，本文将
采用STVAR模型研究在不同金融脱媒形势下货
币政策传导效应的非对称性，从而得出金融脱
媒对货币政策传导影响的结论。
1、平滑转换向量 自回归模型(STVAR)介绍
Chan和Tong(1986)最早提出了机制转换模
型 ：单 方 程 平 滑 转换 回归 (smooth transition
regression，STR)模型，其形式为：
卢+(咒 G( ，c，St-d)+ (1)
其 中， 和0为参数向量 ， 为被解释变量 ，
为解释变量构成的向量。G( ，c， )为转化
函数 ，正是其导致了模型的非线性。G(y，c，s
是可观测变量 的连续函数 ，随着＆的变化 ，G
( ，c， )在0与 l间平滑转化，参数 决定了转
化的速度 ，C为门限值，即转换发生的位置参数。
常用的G( ，c，St-d)形式有指数函数型(对应的模
型称为ESTR模型)和逻辑函数型(对应的模型
称为LSTR模型)。指数函数形式如下 ：G( ，c，
St-d)=1一exp(一 s 一c)z／ )，y>0。逻辑函数形式
女口下：G( ，C， d)=[1+exp(一 (St-d--c)／6 一 )]～， >
0，其中 一 为转换变量 一 的标准差。
Weise(1999)将单方程的非线性STR模型扩
展到多方程的平滑转换向量自回归模型(Smooth
Transition Vector Autoregression，STVAR)，其形式
如 F：
—
一l+⋯ l 一 +(Oo+ 】 一 +⋯+ )
c(y，c，S )+ (2)
其中， =( ．，，⋯，凰) 为kxl维向量时间序
列 ；占卢( ，⋯， ) 是k维白噪声过程。为处理方
便 ，一般假设所有方程具有相同的转换变量 G
( ，c， )，但 可以有不同的滞后阶数d。
STVAR模型一个关键的环节即是转换变量
及转换函数的选择。基于本文的研究 目的，以金
融脱媒指标DIF作为转换变量。而在转换函数的
选择方面，理论上存在一套可操作的模型设定
检验程序 ，然而基于经济理论上的预期(Omar，
2001)与本文的研究目的，本文选取逻辑转换函
数形式。本文模型分析结果由Matlab编程完成。
2、数据选取
本文以实际GDP、消费者价格指数CPI作为
货币政策 目标变量，以利率、信贷量、股票价格
作为货币政策变量分别研究货币政策传导的利
率渠道、信贷渠道、资产价格渠道。
鉴于数据的可得性 ，本文采用 的数据为
1998年 1月至2013年 12月的月度数据。由于我
国只公布国内生产总值 GDP的季度数据 ，因此
以工业增加值 IP月度数据替代。消费者价格指
数CPI以1998年 1月为 100进行调整。以银行问
七天同业拆借利率I作为利率变量，以金融机构
贷款余额LOAN作为信贷变量，以上证综合指数
INDEX作为资产价格变量。数据来源于RESSET
金融研究数据库 、中经网。而金融脱媒指标DIF
则使用Eviews7．0中从低频向高频数据转换的程
序进行转换，把季度数据转换成月度数据。
为了去除价格因素的影响，本文通过CPI指
数对IP、LOAN、INDEX进行价格调整 ，从而获得
实际IP、实际LOAN、实际INDEX。将名义利率减
去通货膨胀率7r (CPI增长率)得出实际利率 。
考虑到季节性因素可能带来的干扰，对所有变
量使用X11方法进行季节调整。同时为避免短
期波动的影响和获取数据的平稳性，对上述变
Rq
宏巩锂济罨l}宏2014年第12期
量的月度数据取对数并进行差分，从而得到产
出增长率 、通货膨胀率7r 、信贷增长率L、股票
指数增长率，ⅣJ。而为了减少异方差，对金融脱媒
指标DIF取对数，定义为D／F,。
3、对货币政策传导渠道影响的实证分析
(1)基础线性模型设定
模型设定过程依赖于变量的平稳性，因此
在建模之前首先对 y『、7r 、 、L、 、D 这些变量
进行ADF单位根检验。
检验结果证明 、7r 、 、厶、，Ⅳ『、D 这些变量
均为平稳的②，可以用于VAR模型中。由于VAR
模型的脉冲响应函数分析结果依赖于各变量进
入模型的顺序 ，根据货币政策传导理论，设置各
变量进入VAR模型的顺序为： 、厶、 、D 、 、
7r ，即向量为V=(，f、厶、 、D／F,、 、7r )。根据AIC
信息准则确定VAR系统的滞后阶数P为4。③
(2)非线性检验
对于单方程STR模型，为实现非线性检验，
Luukkoneon、Saikkonen和Terasvirta(1 998)对模型
(1)在y=0进行一阶泰勒展开：
rt=xl 。 -五 S s三 s (3)
分别做序贯检验： ： z 3=0；H-： 3=0；
H2：卢 =O／ 3=O；H3：／3 =O／卢 =I=0。把转换变量
不同的滞后阶d代人(3)式，若拒绝 则模型存在
非线性，若存在多个滞后阶拒绝 ，则选取拒绝
的P值最小对应的滞后阶。
我们构造两种单回归方程：
P
。+∑ _J+tx 另SSRo=∑ 2 (4)
j=l
P ．
= ∑ ( +蹦 )+ ，另 l=∑"
j=l
(5)
运用似然比检验方法可以检验整体系统的
线性特征，在此令Q。=∑ ／ ，Ql=∑ ／ ，
表示残差的方差协方差矩阵，LR=T{logl~。I—logl
Q I}，渐进服从x (pk )。在小样本下F联合约束
检验具有更高的功效。若该统计量显著，则认为
90
VAR模型系统具有非对称性。
考虑到本文的研究 目的，选取金融脱媒指
标D／F,作为转换变量 ，选取转换变量的最大滞
后期为12，对模型的非线性状况进行检验，结果
如表 l所示。
表 1 非线·眭检验结果
过渡变量 LR检验P值 过渡变量 LR检验P值
DI Ft一， 2．22e-07"** DI 一 1．27e-07"**
DIF 2．19e-l 1} DIF 7 27e-05 $
DIF 一3 4．49e-12 DIF 0．0079*籼
DIF卜4 7．09e-09" DIF¨ 0 1．92e-07 $
DIF 5 1．72e-06"* DIF 4．5％-06*
DIF 2．43e-08" # DIF 一J2 1．97e-11 #
注：“半，'、“ ”、“料 分别表示在10％、5％、1％的显著性水
平下拒绝原假设 。
从检验的结果看，在 12期的滞后期里 ，LR
检验都明显拒绝线性假设 ，因此当以DIF,指标
作为转换变量时，模型是非线性的。且滞后期为
3时LR检验的P值最小，因此我们选择D／F,一 作
为转换变量。
(3)参数估计
确定了转换变量以及转换函数的形式后 ，
用优化的方法对转换函数中的速度参数 和位
置参数c进行估计，优化的目标是：在一定范围
内，选取不同的值使模型残差具有最小的方差
一 协方差矩阵。本文采用的是二维网格搜索法。
c的取值范围为[3．7560，4．6638]④， 的取值范围
为[0，25]，分别从最小值到最大值等距取50个
值，构建2500个组合，将每个组合代人模型中进
行回归估计得到参数，计算出残差平方和，取残
差平方和最小的一组作为模型参数的初始值。
然后根据这些参数的初始值作为非线性OLS的
迭代初始值，回归得到最优的速度参数 和位置
参数c。
通过二维网格搜索法，得出结果 为2．8，c
为4．4053，最优位置参数 C将过渡变量 DIF划分
宏巩锺济研充2014年第12期
为两个区间：金融脱媒及非金融脱媒。即当DIF
指标小于 81．88％时，我国经济处于金融脱媒状
态，而当DIF指标大于81．88％时，我国经济处于
非金融脱媒状态。与图 1中我国 1998--2013年
的月度DIF指标相对照，我们可以发现：在2005
年之前的大部分时期 DIF指标都大于81．88％，
处于非金融脱媒状态，而 2005年之后 DIF指标
进入下降通道，多数时期DIF指标小于81．88％，
即2005年之后我国经济金融脱媒开始显现。宋
旺和钟正生(2010e)通过MS—AR模型对金融脱
媒趋势进行分析后 ，认为 1979--2005年间我国
为缓慢脱媒状态，2006--2007年问为高速脱媒
状态 ，而未来几年高速金融脱媒会得到缓解。这
与本文的结论是一致的。
(4)广义脉冲响应函数分析
由于非线性模型可以刻画冲击方向和规模
的非对称性，因此通过脉冲响应函数可以测定
金融脱媒指标对货币政策利率传导途径的影
响。与线性脉冲响应函数不同，非线性模型的脉
冲响应 函数必须考虑起点值以及变量的过去
值 ，且研究变量必须受到来 自未来的连续冲击，
并对它们的影响进行平均化处理 ；同时在非线
性情况下，不同大小的冲击将有不同的反应。
基于此，Koop、Pesaran和 Potter(1996)提出
了 广 义 脉 冲 响 应 函 数 (Generalized Impulse
Response Function，GIRF)。变量x的广义脉冲响
应函数定义为：
GIRFx( ，6， )=El 十^l --6， J— l +^l J，
其中，h为预测水平，h=l，2，⋯，n；E[．]为数学期
望算子； 。包括变量的历史或初始值。
1)不同机制下利率水平对产出的影响
以金融脱媒状态(机制 1)和非金融脱媒状
态(机制2)为起点，研究在两种不同状态下 ，利
率的一个单位的正向冲击对产出的影响 ，脉冲
响应结果如图2所示。
通过图2的脉冲响应分析，我们可以得出结
论 ：在金融脱媒状态下(机制 1)，虽然产出第 1
0．008
0．O06
0 004
0 O02
0
- 0 O02
— 0 O04
— 0．O06
一 O 008
．，I ．．．．．，． ⋯ ．I．一．．⋯ 一一一
1 ／ 。- ． ■
／ 一
’V
图2 不同机制下利率水平对产出的累计响应
期在利率上涨的冲击下有所上涨，但其后迅速
地下降并在第 3期达到最大值一0．0061，在此后
下降幅度缓慢减小 ，利率上升对产出的负效应
一 直持续到21期。而在非金融脱媒状态下(机制
2)，产出在第 1期上涨之后缓慢地下降至第5期
的最大值一0．003，此后下降幅度减小到第 l3期
时即趋向于0。从两者对比，金融脱媒状态下(机
制1)利率对产出的影响明显大于非金融脱媒状
态下(机制2)利率对产出的影响，呈现出非对称
性。该结论说明金融脱媒强化了利率传导途径
的效果，验证了前文中的理论分析。
2)不同机制下信贷水平对产出的影响
接下来，以金融脱媒状态(机制 1)和非金融
脱媒状态(机制2)为起点，研究在两种不同状态
下，信贷的一个单位的正向冲击对产出的影响，
脉冲响应结果如图3所示。
0 0l6
O．0l4
O．Ol2
O．O1
0．008
0．006
0．004
0．002
0
— 0．002
●
i
入 - 一．
，_√ ＼ 、、- 、 一、一
一
、 -
一 ．
。 ． ． ． ． ． ． ． ⋯ ． -
l 。 ： ， ， ，。
图3 不同机制下信贷水平对产出的累计响应
91
宏观锃济研完2014年第12期
图3的脉冲响应分析得出结论：在金融脱媒
状态下(机制 1)，在信贷一单位正向冲击下 ，产
出缓慢小幅度上涨至第4期的最高值0．0076，随
后下降，l2期之后冲击效应即在0上下波动。而
在非金融脱媒状态下(机制2)，产出对信贷冲击
迅速地作出反应 ，在第3期达到最大值0．013，虽
然此后信贷对产出的冲击效应开始下降，但一
直到第20期之后依然有0．008的作用。从两者对
比，金融脱媒状态下(机制 1)信贷对产出的影响
明显小于非金融脱媒状态下(机制2)利率对产
出的影响，呈现出非对称性，即金融脱媒弱化了
信贷传导途径的效果 ，这与之前的理论分析也
是一致的。
3)不同机制下资产价格水平对产出的影响
以金融脱媒状态(机制 1)和非金融脱媒状
态(机制2)为起点，研究在两种不同状态下 ，资
产价格(股票指数)的一个单位的正向冲击对产
出的影响，脉冲响应结果如图4所示。
0．O08
O．0O7
O．0O6
0．0O5
0．OO4
O．OO3
0．OO2
0．O0l
O
O OOl
0．OO2
厂————二 二==i西 而 -Ⅲ_—一 ]
i + 一一单位正同机韦J2 l
图4 不同机制下资产价格水平对产出的累计响应
图4中的脉冲响应显示：在金融脱媒状态下
(机制 1)，在资产价格一单位正向冲击下，产出
迅速地大幅度上涨至第3期的最高值0．007，虽
然在第4期后快速下降，但资产价格对产出的影
响是长期的。而在非金融脱媒状态下(机制2)，
产出对资产价格的反应在第2期达到了最高值
O．0023，在第 6—1O期 ，资产价格的正向冲击对
92
产出的影响为负 ，此后效应接近于0。从该结果
中，我们可得出两状态下非对称的结论，与非金
融脱媒状态下(机制2)相比，在金融脱媒状态下
(机制 1)资产价格对产出的影响更明显且更长
久 ，即金融脱媒增强了货 币政策的资产价格传
导途径效应。
五、结论
随着我国金融市场的发展、金融体制改革
进一步深入 、金融产品的推陈出新 ，金融脱媒趋
势已开始显现。虽然 目前我国银行贷款为主导
的金融体制尚未根本改变，但直接融资的作用
已越来越凸显 ，并对货币政策传导渠道产生深
远的影响。本文通过STVAR模型，得出了在金融
脱媒和非金融脱媒两个不同经济状态下，利率、
信贷、资产价格这三个重要的货币政策传导渠
道对宏观经济影响效应是非对称的。金融脱媒
有利于疏通货币政策传导的利率渠道和资产价
格传导渠道，使其在货币政策传导过程中发挥
了越来越重要的作用 ，而一直以来在我国货币
政策传导过程中处于主导地位的信贷渠道，在
金融脱媒状态下的作用却被大大地弱化了。
这个结论对我国货币政策调控方式转变有
着重要的借鉴意义。周小川曾指出，随着我国经
济市场化程度的提高，央行货币政策应更多地加
强对价格型工具的运用，降低对数量型工具的依
赖。⑧目前，在金融脱媒的趋势下 ，我国货币政策
调控更应该从被弱化了的信贷传导渠道向逐渐
强化的利率、资产价格传导渠道转变。而要发挥
好利率、资产价格等价格型工具的作用 ，就要求
我国加快推进利率市场化的进程 、完善货币市
场、发展多元化资本市场，进一步推进金融体制
改革，为货币政策传导创造更为顺畅的渠道。
注释 ：
①数据来源于中国人民银行网站。
②由于篇幅有限，未能将ADF检验图表展示，
如有需要可向作者索取。
③由于篇幅有限，未能将不同滞后期下所对
应的AIC值结果展示 ，如有需要可向作者索取。
④为了避免极端值的影响，按最小值到最大
值排列，剔除首尾5％的数据。
参考文献：
①曹龙骐、郑建民：《我国利率政策有效性探
讨》，《金融研究)2ooo年第4期。
②宋旺、钟正生：《我国金融脱媒对货币政策
传导机制的影响：1978--2007)，《经济学家)2olo
年第 2期。
③宋旺、钟正生：《中国金融脱媒度量及国际
比较》，《当代经济科学)2010年第3期。
④宋旺、钟正生 ：《基于MS—AR模型的中国金
融脱媒趋势分析》，《财经研究)2010年第1 1期。
⑤Chan，K．S．and Tong，H．，On estimating thresh—
olds in autoregressive models．Journal Of Time Series
Analysis，Vo1．7，No．3，1986．
⑥ Hamilton，J．D．and Susmel，R．，Autoregressive
conditional heteroskedasticity and changes in regime．
Journal Of Econometrics，Vo1．64，No．1-2，l 994．
⑦Koop，G．，Pesaran，M．H．and Potter，S．M．，Im一
宏观锯济暑l}宏2014年第12期
pulse response analysis in nonlinear multivariate mod——
els．Journal Of Econometrics，Vo1．74，No．1，1 996．
⑧Lugo，O．A．M．，Investigating the differential im—
pact of real interest rates and credit availability on pri-
vate investment：Evidence from Venezuela．Ph．D Dis—
sertation Of Texas A&M University，2001．
Luukkonen，R．Saikkonen，P．and Terasvirta～
testing，T．，Linearity against smooth transition autore-
gressive models．Biometrika，Vo1．75，No．3，1 988．
⑩ Mishkin，F．S．，The Economics Of Money，Bank—
ing And Financial Markets．Addison-W esley，2001．
⑩ Tan，A．C．K．and Goh，K．，Financial disinter—
mediation in the 1990s：Implications on monetary poli-
cy in Malaysia．Paper Prepared For The 1 5th Annual
Conference On Pacific Basin Finance，Economics，Ac—
counting And Management．July 20&2 1，2007．
⑧ Weise，C．L．，The asymmetric effects of mone-
tary policy：A nonlinear vector autoregressive approach
Journal Of Money，Credit，And Banking，Vo1．3 1，No．1，
1999．
(作者单位：朱玲玲 ：华侨大学、泉州检验检
疫局 ，胡日东：华侨大学)
责任编辑 希 雨
(上接第66页)到挑战》，《经济观察报)2010年10 之一》，《统计研究)2006年第11期。
月 20日。
⑨易汉鹏 ：《产业发展与企业的产业先见战
略》，武汉大学硕士学位论文，2004年。
③Hirschman，A．，The Strategy Of Economic De—
velopment．New Haven：Yale University Press，1 958．
③Miyohe，S．，Industrial structure and investment
②曾世宏：《产业发展效率视角的企业家行为 allocation．Economic ResOurces，Vo1．8，N0．4，1957
配置研究新进展》，《产经评论))2010年第3期。 ⑤Rostow，W．W．，The Economics Of Take—off In一
③赵龙节、闫永涛：《中美房地产业投人产出 to Sustained Growth．Lond0n：Macmillan．1963．
比较分析》，《经济社会体制比较》2007年第2期。
③中国投入产出学会课题组：《我国目前产业
关联度分析——2002年投人产出表系列分析报告
(作者单位：西南财经大学工商管理学院)
责任编辑 徐敬东
93
