金融危机后全球量化宽松政策的货币扩张效果

为应对此次金融危机，挽救处在水深火热之中的美国经济，美联储采取了多种非常规的货币创造机制。在2007年12月首次推出了创新性货币政策工具定期拍卖便利。如图9-9所示，2008年8月前，美联储的基础货币投放总量一直处于8 500亿美元的稳定水平，仅仅是资产负债表结构发生了一些变化，M1货币乘数也保持在1.6左右。实行量化宽松货币政策后，美联储基础货币总量接连创出新高。2013年9月高达3.5万亿美元，相比2008年底增加了2.7万亿美元。而M1货币乘数在2009年“破1”之后，起起伏伏，始终维持在1以下，并于2011年6月达到最低的0.7。虽然在2012年有所上升，但2013年后呈现逐步下降态势。由此表明金融危机使得金融体系元气大伤，金融机构创造信用的能力大不如以前，金融体系中资金流入实体经济的量很小。然而，存款机构的超额准备金随着量化宽松货币的实施，从2008年8月开始迅速增长，从微不足道的19亿美元开始飙升，2013年9月达到最高的2.4万亿美元，比增加的基础货币额度仅少了1.1万亿美元。如图9-10所示，增加的基础货币大部分转为存款机构的超额准备金，流入实体经济的资金并不多，这与企业不看好经济发展前景，进而不愿意贷款有关，同时说明量化宽松货币政策对存款机构的信贷扩张的刺激作用并不大。

虽然M2的变化显示美联储量化宽松货币政策使广义货币得到了有效扩张，但广义货币的扩张主要源于基础货币的增长，金融机构的信贷能力并没有得到提升（货币乘数下降了）。下面将通过计量经济分析来验证量化宽松货币政策的货币扩张效应。

图9-9　美国基础货币与M1货币乘数

数据来源：圣路易斯联储银行网站。
注：数据频率为两周，样本期为2008年1月2日至2013年9月20日；左轴表示基础货币投放额，右轴表示M1乘数。

图9-10　美国超额准备金

数据来源：圣路易斯联储银行网站。
注：周度数据，样本期为2008年8月6日至2013年9月18日。

首先，考察基础货币对信贷规模的扩张效应。选取解释变量为美联储基础货币（monetary base，MB），被解释变量为美国存款机构贷款余额（bank credit，BC）单位均为10亿美元，时间跨度为2008年8月6日至2013年9月20日，计量结果如表9-12所示。

表9-12　基础货币扩张对信贷规模变化的有效性检验

注：***表示在1％的显著性水平下显著。

从回归结果可知（见表9-12），OLS回归的DW值为0.046，说明随机扰动项存在序列相关性。但广义差分估计的DW统计值为1.9，随机扰动项序列相关性已消除，符合计量经济学原理，估计结果更加可靠。从统计显著性上看，广义差分估计MB的t统计值仅为-0.594，并不显著。这说明基础货币变化并不能有效解释存款机构贷款余额的变动，也就是说，基础货币大量投放并不能刺激存款机构信贷规模扩张，美联储实施量化宽松货币政策企图扩张信贷来促进经济复苏的路径受阻。(www.xing528.com)

接着，考察基础货币对存款机构超额准备金的扩张效应。选取解释变量为基础货币MB，被解释变量为存款机构超额准备金（excess reserves of depository institutions，ERDI），单位为10亿美元，时间跨度为2008年8月6日至2013年9月20日，数据频率为一周，得出计量结果如表9-13所示。

表9-13　基础货币扩张对存款机构超额准备金变化的有效性检验

注：***表示在1％的显著性水平下显著。

估计结果显示，OLS回归的DW统计值仅为0.063，随机扰动项显然存在序列相关。相比之下，加了二阶滞后项的广义差分法估计DW统计值为2.013，随机扰动项序列相关性已经消除，估计结果更具有计量经济学上的意义。二阶广义差分估计MB的t统计值为180.425，高度显著。这说明基础货币的变化能有效解释存款机构超额存款准备金的变动，MB的回归系数为0.989，说明几乎所有基础货币的变化都转变为存款机构的超额准备金，存款机构有放贷能力，但却没有借款需求。同时，将基础货币对信贷规模的扩张效应和基础货币对存款机构超额准备金的扩张效应综合起来看，美联储基础货币大量扩张并没有促进信贷规模增加，而仅仅带来的是超额存款准备金的巨额累积。

最后，考察基础货币和信贷规模变化对货币供给总量M2的扩张效应。因为基础货币变动不能解释信贷规模的变化，因此我们可以将基础货币和信贷规模一起作为解释变量，而模型也不存在多重共线性问题。选取解释变量为基础货币MB和存款机构信贷余额BC，被解释变量为广义货币供给总量M2，单位为10亿美元，时间跨度为2008年8月至2013年9月，数据频率为一周，得出计量结果如表9-14所示。

表9-14　基础货币、信贷规模扩张对货币供给总量M2变化的有效性检验

注：***表示在1％的显著性水平下显著。

结果显示，OLS估计DW统计值为0.237，随机扰动项存在序列相关性。然而，一阶广义差分回归估计的DW统计值为2.014，随机扰动项序列相关性已消除，在统计学和计量学上更合理。一阶差分估计中，MB的系数为0.227，t统计值为2.794，在1％的显著性水平上显著，表明基础货币变化能有效解释广义货币供给M2的变动；BC系数为0.042，并不显著，表明存款机构信贷余额变化不能有效解释广义货币供给M2的变动。

综上所述，美联储量化宽松货币政策并没有促进存款机构信贷扩张，基础货币的投放几乎全部转化为存款机构超额准备金。货币供给量的增加是直接的，即基础货币大量投放引起的，而更重要的信贷渠道却不通畅，没有对货币供给增加贡献多少力量。总之，虽然美联储量化宽松货币政策降低了利率，增加了银行的放贷能力，但可能是因为次贷危机给人们带来了沉重的负债压力，人们不敢轻易借款，而是勒紧裤腰带偿还旧债，导致市场对贷款的需求大大下降了，进而导致信贷余额无法有效增加。信贷规模的大量扩张，一定程度上可以说，主要是依靠美联储大举购买资产，并通过政府债务的扩张来维持的。