我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性與閥值效應(yīng)研究

我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性與閥值效應(yīng)研究

一、貨幣政策操作效果非對(duì)稱貨幣政策的影響研究自古以來就進(jìn)行，積累了相當(dāng)多的文獻(xiàn)成果。20世紀(jì)20年代以前,大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為緊縮性貨幣政策與擴(kuò)張性貨幣政策在實(shí)施產(chǎn)生的效果上是對(duì)稱的,即認(rèn)為貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出是線性關(guān)系。但20世紀(jì)20年代之后數(shù)十年間,經(jīng)濟(jì)學(xué)界逐漸認(rèn)識(shí)到:緊縮性貨幣政策能夠有效抑制經(jīng)濟(jì)過熱,而擴(kuò)張性貨幣政策在抑制經(jīng)濟(jì)衰退的效果方面則不盡如人意,即貨幣政策執(zhí)行效果是非對(duì)稱的。近年來,國(guó)外已有一些應(yīng)用模型進(jìn)行貨幣政策執(zhí)行效果研究的論文。KimD.H(2002)用美聯(lián)儲(chǔ)的數(shù)據(jù),分析了美國(guó)貨幣政策執(zhí)行效果,得出結(jié)論認(rèn)為1979年前美國(guó)貨幣政策具有顯著的非對(duì)稱特征,而1979年后非對(duì)稱特征則不顯著。BruinshfdandCandelon(2004)運(yùn)用統(tǒng)計(jì)方法檢驗(yàn)了歐洲國(guó)家的貨幣政策執(zhí)行效果,得出結(jié)論認(rèn)為:丹麥和英國(guó)貨幣政策執(zhí)行效果呈非對(duì)稱特征,法國(guó)、意大利、荷蘭的非對(duì)稱性則不明顯。我國(guó)在貨幣政策執(zhí)行效果方面已有一些研究成果。萬(wàn)解秋和徐濤(2001)研究得出結(jié)論:貨幣供給在治理通貨膨脹和通貨緊縮的效果方面,表現(xiàn)出明顯的非對(duì)稱性。陸軍和舒元(2002)使用兩階段最小二乘法研究了貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)的沖擊,得出結(jié)論認(rèn)為:貨幣供給緊縮的效應(yīng)大于貨幣供給擴(kuò)張的效應(yīng)。趙進(jìn)文,閔捷(2005)應(yīng)用STR模型和LM模型檢驗(yàn)了我國(guó)貨幣政策的執(zhí)行效果,得出結(jié)論認(rèn)為:1993年1季度至2004年第2季度期間我國(guó)貨幣政策操作效果上表現(xiàn)出明顯的非線性特征。我國(guó)貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響主要是通過信貸渠道實(shí)現(xiàn)的,國(guó)內(nèi)學(xué)者在這方面所作研究已相當(dāng)豐富。王振山、王志強(qiáng)(2000)運(yùn)用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行實(shí)證分析,表明信貸渠道是中國(guó)貨幣政策的主要傳導(dǎo)途徑,而貨幣渠道的傳導(dǎo)作用則不明顯。李斌(2001)運(yùn)用交互影響的多元反饋時(shí)間序列模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),證實(shí)信貸總量和貨幣供給量與貨幣政策最終目標(biāo)變量具有很高的相關(guān)系數(shù),但信貸總量的相關(guān)性更大一些。周英章、蔣振聲(2002)研究得到貨幣政策分別通過信貸渠道和貨幣政策影響宏觀經(jīng)濟(jì)總量,與貨幣渠道相比,信貸渠道在中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)過程中具有明顯的相對(duì)重要性。豐富的研究文獻(xiàn)表明,我國(guó)貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響主要是通過信貸渠道實(shí)現(xiàn)的。貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響程度取決于信貸條件是緊還是松,當(dāng)信貸條件處于“緊”或“松”時(shí),貨幣供應(yīng)量變化對(duì)產(chǎn)出的影響是不同的,即貨幣政策與產(chǎn)出之間存在非線性關(guān)系。Blinder(1987)提出了一個(gè)信貸配給模型,認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于信貸配給狀態(tài)時(shí),貨幣政策的效果較強(qiáng)。McCllum(1991)用t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)了Blinder(1987)的結(jié)論,得出結(jié)論:當(dāng)信貸市場(chǎng)中信貸條件的緊縮程度高出特定閥值時(shí),貨幣供應(yīng)增量對(duì)產(chǎn)出影響更強(qiáng)。Davies(1987)和Hansen(1996)研究了“閥值問題”,他們給出了“閥值”選擇中的不同檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。Galbraith(1996)基于美國(guó)和加拿大的貨幣政策的數(shù)據(jù),使用t檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn),探測(cè)了真實(shí)貨幣量變化對(duì)產(chǎn)出的閥值效應(yīng)。當(dāng)貨幣供應(yīng)量變化低于閥值時(shí),貨幣供應(yīng)量變化對(duì)產(chǎn)出的影響更強(qiáng),“閥值效應(yīng)”的存在更進(jìn)一步證明了貨幣政策執(zhí)行效果的非對(duì)稱性。“閥值”和“閥值效應(yīng)”不僅更進(jìn)一步證實(shí)了貨幣政策效果的非對(duì)稱性,而且更重要的是反映了信貸配給的程度,進(jìn)而也間接地反映了信貸市場(chǎng)的成熟和完善程度,因此,對(duì)這個(gè)問題進(jìn)行研究具有重要意義。本文的“閥值”指貨幣政策由緊縮到擴(kuò)張過程中執(zhí)行效果由強(qiáng)轉(zhuǎn)弱的臨界點(diǎn),即貨幣政策執(zhí)行效果的拐點(diǎn)?！伴y值效應(yīng)”即貨幣政策由緊縮到擴(kuò)張的變化過程中,其執(zhí)行效果在“閥值”點(diǎn)發(fā)生變化的效應(yīng)。目前國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)貨幣政策效果非對(duì)稱性的研究已取得了相當(dāng)多的成果,但對(duì)于貨幣政策轉(zhuǎn)折點(diǎn),即“閥值效應(yīng)”國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)中卻尚沒有研究。本文借鑒國(guó)外研究成果結(jié)合我國(guó)具體情況,得出我國(guó)貨幣政策效果的“閥值”,并使用Stiglitz和Weiss(1981)的均衡信貸配給理論對(duì)貨幣政策執(zhí)行效果的非對(duì)稱性和“閥值效應(yīng)”給出理論上的解釋。二、模型a:自回歸分布滯后模型及閥值變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)研究貨幣政策傳導(dǎo)的信貸渠道中的“閥值效應(yīng)”,需要抓住主要影響產(chǎn)出的變量來建立模型。貨幣供應(yīng)量和利率是研究貨幣政策的主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo),但本文主要研究貨幣的信貸渠道中的“閥值”問題,因此,僅將貨幣供應(yīng)量作為模型的變量。在這里將使用與MacCllum(1991)中相似的產(chǎn)出方程,其產(chǎn)出模型與IS-LM模型相一致,包括自回歸項(xiàng)和其它解釋變量。貨幣變量在這里是表示信貸條件的指標(biāo),其真實(shí)貨幣供給量的低值表示貨幣緊縮。建立模型的一般形式如下:yt=a0+p∑t=1aiyt-i+s∑i=0βigt-i+t∑i=0ηimt-1+εt(1)yt=a0+∑t=1paiyt?i+∑i=0sβigt?i+∑i=0tηimt?1+εt(1)這里yt表示真實(shí)GDP的對(duì)數(shù),gt表示真實(shí)政府支出的對(duì)數(shù),mt表示真實(shí)M1的對(duì)數(shù)。方程(1)是一個(gè)自回歸分布滯后模型。采集1992年第1季度至2005年第2季度期間的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、政府財(cái)政支出以及M2的季度數(shù)據(jù),通過價(jià)格調(diào)整將其轉(zhuǎn)換為實(shí)際季度值,并且進(jìn)行了季度調(diào)整(原始數(shù)據(jù)采集自《中經(jīng)專網(wǎng)季度、月度數(shù)據(jù)庫(kù)》、《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》和《中國(guó)季度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料》)。在這三個(gè)主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的對(duì)數(shù)記為y,貨幣供應(yīng)量M2的對(duì)數(shù)記為m2,政府支出G的對(duì)數(shù)記為g。為使變量的數(shù)據(jù)屬性符合建模要求,必須對(duì)y,m2和g這三個(gè)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),即進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)的單位根檢驗(yàn)。表1給出了具體單位根結(jié)果,結(jié)果顯示,在5%的顯著性水平下,三個(gè)序列都是非平穩(wěn)時(shí)間序列。因此,需要對(duì)三個(gè)序列進(jìn)行平穩(wěn)化處理。對(duì)y,m2和g的一階差分序列分別作帶有時(shí)間趨勢(shì)和截距項(xiàng)的單位根檢驗(yàn),結(jié)果顯示在5%的顯著水平下,三個(gè)一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值是平穩(wěn)的(表2)。由于方程(1)的一階差分是平穩(wěn)序列,因此將自回歸分布滯后模型(1)變換為誤差修正模型。在誤差修正模型中檢驗(yàn)閥值效應(yīng)是否存在。用ˉmmˉˉˉt表示貨幣供應(yīng)量的一階差分(即ˉmt=mt-mt-1)mˉˉˉt=mt?mt?1)。閥值變量被定義為ˉm*t=ˉm*tΙ[ˉm*t≤τ]mˉˉˉ?t=mˉˉˉ?tI[mˉˉˉ?t≤τ],這里τ是閥參數(shù),指標(biāo)函數(shù)為:Ι[ˉm*t≤τ]={0?當(dāng)ˉmt＞τ時(shí)1?當(dāng)ˉmt＞τ時(shí)}I[mˉˉˉ?t≤τ]={0?當(dāng)mˉˉˉt＞τ時(shí)1?當(dāng)mˉˉˉt＞τ時(shí)}誤差修正模型將普通貨幣供給量變量ˉmmˉˉˉt以及閥值變量ˉmt*t都作為回歸量,閥值變量的參數(shù)用η*來表示。如果貨幣供應(yīng)量變化對(duì)產(chǎn)出僅有線性影響,則η*=0。然而當(dāng)ˉm≤τ(信貸是緊的)時(shí),貨幣供應(yīng)量變化的效應(yīng)可能更弱或更強(qiáng),于是η*≠0,反映了貨幣供應(yīng)量變化對(duì)產(chǎn)出影響的額外成分。帶有閥值變量的誤差修正模型可表示如下:Δyt=α0+p∑i=1αΔyi+β1Δgt+η1ˉmt+η1*—m*+—εt(3)三、關(guān)于閥值的選擇問題根據(jù)模型(3),在η*=0假設(shè)下,作Δyt對(duì)解釋變量的回歸,解釋變量中既包括Δyt的前期值,還包含貨幣政策指標(biāo)M2。Sensier和Osborn(2002)將所有線性和非線性模型的最高階數(shù)均定為8,根據(jù)t檢驗(yàn)值、AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和DW檢驗(yàn),來確定符合我國(guó)實(shí)際情況的滯后階數(shù),表3給出了滯后8階的各個(gè)系數(shù)的t檢驗(yàn)。由表3,滯后3階的擬合效果與其它階數(shù)相比更顯著。因此,模型在零假設(shè)η*=0下可寫為:Δyt=α0+3∑i=1αΔyi+β1Δgt+η1ˉmt+ˉεt(4)在零假設(shè)下,即η*=0時(shí),閥值效應(yīng)的變量ˉm*有零系數(shù),相反則閥值效應(yīng)變量ˉm*t與被解釋變量相關(guān)。如果對(duì)模型賦予一個(gè)固定的閥值,則對(duì)這個(gè)值的效應(yīng)的檢驗(yàn)較為簡(jiǎn)單。但一般是參數(shù)在零假設(shè)下不被識(shí)別,其值必須由研究者來選擇。在η*≠0時(shí),模型寫為:Δyt=α0+3∑i=1αΔyt+β1Δgt+η1ˉmt+η1*—m*t+ˉεt(5)關(guān)于閥值的選擇問題,國(guó)內(nèi)尚無(wú)文獻(xiàn)來解決此問題。Hanson(1996)使用LM和Wald統(tǒng)計(jì)量的最大值來估計(jì)閥值τ,其估計(jì)量具有較好的性質(zhì)和大小。Galbraith(1996)使用最大t值檢驗(yàn)和最大LM檢驗(yàn)法估計(jì)閥值τ。此部分參考Hansen(1996)的研究方法,運(yùn)用最大LM檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)找尋中國(guó)貨幣政策的閥值。根據(jù)LM估計(jì)量和t統(tǒng)計(jì)量,來估計(jì)τ。在估計(jì)τ值時(shí),不僅使用了真實(shí)m2的差分作為貨幣變量,同時(shí)也使用了ˉmt另外的定義,即m2的四季度移動(dòng)平均偏差。在找尋τ使用的是模擬的方法,從貨幣變量的最小值開始一直到最大值,對(duì)每個(gè)選中的ˉmt值,運(yùn)用模型(5),得出LM統(tǒng)計(jì)量的值和ˉmt*系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的值,LM統(tǒng)計(jì)量中的最大值和t統(tǒng)計(jì)量中最大值作為τ的估計(jì)值。通過編程估計(jì),得出以下結(jié)果,見表4。由模型(5)和ˉm*t的四種定義得出表4結(jié)果,可知我國(guó)貨幣政策閥值在-0.08～-0.05之間,閥值為負(fù),按照ˉm*t的定義,當(dāng)ˉm*t≤τ?ˉm*t=ˉm*t,其它情況為0?ηˉm*t可以被看成是當(dāng)貨幣變量低于閥值時(shí),對(duì)產(chǎn)出額外的影響。這也說明了當(dāng)貨幣變量取較高值時(shí),貨幣政策的效果較小或根本沒有效果,也就是說擴(kuò)張性貨幣政策與緊縮性貨幣政策相比,對(duì)產(chǎn)出的效力更有限。因此,閥值效應(yīng)的存在進(jìn)一步證實(shí)了我國(guó)貨幣政策效果的非對(duì)稱性,貨幣與產(chǎn)出之間存在較為復(fù)雜的非線形關(guān)系,從貨幣變量的強(qiáng)力作用到較弱作用之間存在一個(gè)跳躍性的過渡。由以上計(jì)算過程可得到1992.1～2005.2我國(guó)貨幣政策效果的閥值大約在-0.05～-0.08,此運(yùn)算結(jié)果是這段時(shí)期的平均水平。1992.1～2005.2期間,由于國(guó)家政策和信貸市場(chǎng)變化,可能使得在某些年份前后我國(guó)貨幣政策效果的閥值水平不相同。例如1998年和2003年。自改革開放以來,我國(guó)處于轉(zhuǎn)軌時(shí)期,1998年是一個(gè)特殊年份,主要表現(xiàn)在:(1)進(jìn)入1998年以后,有效需求不足成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要制約因素;(2)在貨幣政策方面,中央銀行取消信貸規(guī)模管理,轉(zhuǎn)而實(shí)行資產(chǎn)負(fù)債比例管理,標(biāo)志著從直接調(diào)控真正轉(zhuǎn)為間接調(diào)控;(3)財(cái)政方面,為了應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)帶來的負(fù)面影響,開始實(shí)施積極財(cái)政政策;(4)開始啟動(dòng)住房、醫(yī)療、教育等方面的改革。因此以下將以1998年為時(shí)間結(jié)點(diǎn),來研究我國(guó)貨幣政策效果閥值的不同。由模型(5)和—mt的四種定義,計(jì)算我國(guó)1998年前后貨幣政策效果的閥值,得出表5和表6的結(jié)果。由表5可看出,1992.1～1998.4期間我國(guó)貨幣政策的閥值在-0.09～-0.03之間,為負(fù)值,1999.1～2005.2期間閥值在0.002～0.026之間,為正值。因此,1998年由于各方面經(jīng)濟(jì)因素的變化(如中央銀行取消信貸規(guī)模管理),我國(guó)貨幣政策的執(zhí)行效果非對(duì)稱性也發(fā)生了變化,閥值水平提高,說明我國(guó)貨幣政策執(zhí)行效果在1998年后顯著增強(qiáng),非對(duì)稱性的降低。四、宏觀經(jīng)濟(jì)模型對(duì)于貨幣政策效果的非對(duì)稱性和閥值效應(yīng)的存在,國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)有較為不同的解釋。趙進(jìn)文,閔捷(2005)將貨幣政策效果的非對(duì)稱性歸結(jié)為貨幣政策操作方式不完善,認(rèn)為“我國(guó)貨幣政策操作方式還有待進(jìn)一步完善,穩(wěn)健性還需加強(qiáng)?！北M管趙進(jìn)文,閔捷(2005)對(duì)央行貨幣政策的效果非對(duì)稱性進(jìn)行了解釋,但僅僅將其解釋為貨幣政策操作方式上的不完善,則將這一問題簡(jiǎn)單化,沒有考慮貨幣政策的傳導(dǎo)渠道,尤其在我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)主要是信貸渠道。貨幣政策效果的非對(duì)稱性不僅僅是由于貨幣政策操作方式的不完善,還應(yīng)考慮貨幣政策傳導(dǎo)的信貸渠道和信貸市場(chǎng)的成熟程度等方面的因素。Galbraith(1996)認(rèn)為:“閥值效應(yīng)的存在并不能僅僅認(rèn)為是由于Blinder(1987)中所闡述的信貸配給所導(dǎo)致的結(jié)果,并且可能應(yīng)歸因于除此之外的其它現(xiàn)象的作用。但這并不意味著信貸配給就是一個(gè)不重要的現(xiàn)象。無(wú)庸質(zhì)疑,信貸配給模型在解釋信貸市場(chǎng)上資金在借貸方的分配問題上有關(guān)鍵作用”。從Galbraith(1996)的文獻(xiàn)中可看出,StiglitzandWeiss(1981)型信貸配給的存在的確對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)中的非對(duì)稱性以及閥值效應(yīng)的產(chǎn)生起作用。Blinder(1987)中的信貸配給是指:銀行對(duì)企業(yè)的最大信貸量小于企業(yè)對(duì)信貸的需求量。此文獻(xiàn)中給出了兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)模型,用來描述經(jīng)濟(jì)處于信貸配給狀態(tài)下,中央銀行的政策對(duì)經(jīng)濟(jì)供給方的實(shí)際影響。這兩個(gè)模型分別為信貸配給對(duì)供給的影響模型以及信貸配給對(duì)固定資本的影響模型。在第一個(gè)模型中,信貸配給降低企業(yè)的生產(chǎn)所需要的資本金,由于企業(yè)難以獲得足夠資金用于生產(chǎn),就會(huì)降低產(chǎn)出。因此,在產(chǎn)品市場(chǎng)上就會(huì)導(dǎo)致超額需求,從而使價(jià)格上升,進(jìn)一步會(huì)使信貸的真實(shí)供給降低,進(jìn)而導(dǎo)致總供給降低以及停滯性通貨膨脹。得出結(jié)論,貨幣政策緊縮時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際影響較強(qiáng),而在信貸適度和信貸擴(kuò)張情況下,貨幣政策的實(shí)際影響較小。第二個(gè)模型中則研究信貸配給與固定資本之間的關(guān)系。信貸配給降低投資,從而削減了總供給和總需求。在經(jīng)濟(jì)處于信貸配給情況下,政府支出的上升對(duì)投資具有“擠出效應(yīng)”,但在非信貸配給情況下,政府支出上升則對(duì)投資沒有這種影響。在這里,我們使用StiglitzandWeiss(1981)的信貸配給理論對(duì)我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性和“閥值效應(yīng)”進(jìn)行解釋。StiglitzandWeiss(1981)證明在沒有政府干預(yù)的情況下,由于借款人方面存在的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)行為,信貸配給可以作為一種長(zhǎng)期均衡現(xiàn)象存在。信貸配給指的是如下兩種情況:①在所有貸款申請(qǐng)人中,一部分人得到貸款,另一部分人被拒絕,被拒絕的申請(qǐng)人即使愿意支付更高的利息也不能得到貸款;②一個(gè)給頂申請(qǐng)人的借款要求只能部分地滿足。我國(guó)貨幣政策主要是通過信貸渠道進(jìn)行傳導(dǎo)的。信貸配給作為信貸市場(chǎng)上存在的一種行為方式,必然會(huì)對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)效果產(chǎn)生影響。當(dāng)中央銀行實(shí)行緊縮性貨幣政策時(shí),商業(yè)銀行流動(dòng)性下降、提供信貸的能力減弱,使得主要依靠商業(yè)銀行貸款的企業(yè)和個(gè)人由于銀行貸款資金減少,資金需求得不到滿足,進(jìn)而投資量下降,在乘數(shù)效應(yīng)和加速數(shù)原理的相互作用下,會(huì)對(duì)真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生收縮作用。當(dāng)中央銀行實(shí)行擴(kuò)張性貨幣政策時(shí),商業(yè)銀行的流動(dòng)性增強(qiáng)、提供貸款的能力提高,使得主要依靠商業(yè)銀行貸款的企業(yè)和個(gè)人可獲得更多的信貸資金,進(jìn)而投資量上升,在乘數(shù)效應(yīng)和加速數(shù)原理的相互作用下,對(duì)真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生擴(kuò)張作用。商業(yè)銀行在中央銀行的貨幣政策緊縮或擴(kuò)張的操作過程中,信貸供給量發(fā)生變化,實(shí)際上貫徹了政府意志。但除了政府干預(yù)商業(yè)銀行的行為之外,商業(yè)銀行還是實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化經(jīng)營(yíng)的企業(yè)。在不考慮政府干預(yù)的情況下,信貸市場(chǎng)上由于商業(yè)銀行與借款人之間存在信息不對(duì)稱,借款人方面存在逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)行為,信貸配給可以作為一種長(zhǎng)期均衡現(xiàn)象存在。商業(yè)銀行的信貸配給行為對(duì)真實(shí)經(jīng)濟(jì)有一個(gè)額外的影響,總的來說是收縮性的。當(dāng)實(shí)行緊縮性貨幣政策時(shí),信貸配給進(jìn)一步加劇緊縮性貨幣政策的效果。當(dāng)實(shí)行擴(kuò)張性貨幣政策時(shí),信貸配給會(huì)減弱擴(kuò)張性貨幣政策作用的效果。因此,從理論上講,由于信貸配給的存在會(huì)使得中央銀行的貨幣政策的經(jīng)濟(jì)效果呈現(xiàn)非對(duì)稱性,貨幣政策從擴(kuò)張到收縮過程中必然存在一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn),即閥值。當(dāng)貨幣供應(yīng)量小于這個(gè)閥值時(shí),貨幣政策對(duì)真實(shí)經(jīng)濟(jì)的影響增強(qiáng),即閥值效應(yīng)?？梢赃@樣說,閥值效應(yīng)的存在是由于微觀信貸市場(chǎng)上存在信貸配給作用的結(jié)果,因此“閥值”和“閥值效應(yīng)”的存在,反應(yīng)了信貸配給的程度,“閥