我國貨幣政策效應(yīng)的非對稱性研究

張 強，趙繼鴻

（湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計學(xué)院，長沙 410079）

0 引言

以2008年全球性金融危機為轉(zhuǎn)折點，我國宏觀經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了由經(jīng)濟(jì)繁榮、過熱向經(jīng)濟(jì)下降、衰退進(jìn)而逐步反彈、回升的明顯轉(zhuǎn)變，鑒于此，我國政府適時提出并實行了緊縮性、適度寬松性以及穩(wěn)健性的反周期貨幣政策操作。2005～2007年間我國經(jīng)濟(jì)逐步繁榮，并出現(xiàn)過熱趨勢，相應(yīng)地，我國央行實施了一系列緊縮性的貨幣政策，逐步上調(diào)一年期存款利率水平，由2005年初的2.25%上調(diào)至2007年底的4.14%，上調(diào)幅度接近一倍。而在2008年下半年，我國經(jīng)濟(jì)在全球金融危機的沖擊下迅速放緩增長速度，為應(yīng)對經(jīng)濟(jì)衰退，政府適時提出適度寬松的貨幣政策，連續(xù)五次下調(diào)利率水平，四次下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，至2009年底我國經(jīng)濟(jì)基本走出金融危機的陰影，并于2010年穩(wěn)步回升。與此同時，通貨膨脹的壓力逐漸顯現(xiàn)，居民消費價格指數(shù)（CPI）于2009年11月由負(fù)轉(zhuǎn)正之后迅速攀升，至2010年11月漲副達(dá)5.1%。為積極穩(wěn)妥地處理好穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、控通脹、防風(fēng)險的關(guān)系，中央提出2011年將實行穩(wěn)健的貨幣政策，進(jìn)一步收緊銀根。到2012年底我國貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模增速進(jìn)一步回落，在保持經(jīng)濟(jì)增速7.8%的前提下，CPI由2011年9月的5.7%下降到2.6%，穩(wěn)健性貨幣政策初見成效。

這種較短時期內(nèi)經(jīng)濟(jì)局勢和貨幣政策方向的大幅度轉(zhuǎn)變?yōu)轵炞C我國貨幣政策的非對稱效應(yīng)提供了良好的契機。目前國內(nèi)學(xué)者大都借鑒Cover(1992)的研究方法，將貨幣供給的沖擊分解為正向與負(fù)向沖擊序列，以此來模擬貨幣供應(yīng)量的增減，鮮有學(xué)者直接結(jié)合實際經(jīng)濟(jì)周期的不同階段來驗證貨幣政策效應(yīng)的非對稱性。因此，本文重點基于全球金融危機前后我國貨幣政策截然不同的三種反周期性選擇，擬結(jié)合實際經(jīng)濟(jì)周期的三個不同階段，實證考察我國擴(kuò)張性和緊縮性貨幣政策間的非對稱效應(yīng)。

1 變量選擇和樣本數(shù)據(jù)說明

本文主要基于全球性金融危機前后我國貨幣政策截然不同的反周期性選擇，結(jié)合經(jīng)濟(jì)周期的不同階段，實證考察我國貨幣政策的非對稱性效應(yīng)。實證變量的選擇必須遵從以下的貨幣政策傳導(dǎo)機理：央行依據(jù)國家宏觀調(diào)控目標(biāo)，首先運用公開市場操作等操作工具來調(diào)整貨幣政策的中介目標(biāo)，進(jìn)而通過貨幣渠道和信貸渠道來調(diào)節(jié)貨幣政策的最終目標(biāo)。我國在這次全球金融危機前后所制定的貨幣政策最終目標(biāo)側(cè)重于穩(wěn)定物價和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。鑒于此，本文在實證檢驗我國貨幣政策的非對稱效應(yīng)時，從貨幣渠道和信貸渠道兩個傳導(dǎo)渠道分別實施檢驗過程。

為全面考察金融危機前后我國貨幣政策的非對稱效應(yīng)，本文采用貨幣政策的三個中介目標(biāo)，即貨幣供應(yīng)量增長率M2、利率R和信貸規(guī)模增長率CR，作為貨幣政策的代表變量。其中貨幣供應(yīng)量增長率和利率代表貨幣渠道的中介變量，信貸規(guī)模增長率代表信貸渠道的中介變量。同時將國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP作為經(jīng)濟(jì)增長的代表變量，將居民消費價格指數(shù)CPI作為物價穩(wěn)定的代表變量。

本文基于危機前后我國先后采取的緊縮、適度擴(kuò)張以及穩(wěn)健的貨幣政策操作，相應(yīng)選取危機前、危機中以及危機后三組樣本區(qū)間，即分別選取2005年1月至2008年8月、2008年9月至2010年12月、2011年1月至2012年12月三組月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國人民銀行網(wǎng)站以及銳思數(shù)據(jù)庫。對五個變量的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行基本統(tǒng)計分析，描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果

在實施實證檢驗前，需對原始樣本數(shù)據(jù)作如下處理：其一，本文使用的利率是一年期定期存款利率，央行依據(jù)宏觀調(diào)控目標(biāo)先后多次調(diào)整存貸款利率，因此需對有變動月度的利率進(jìn)行變換，變換為以實際天數(shù)為權(quán)數(shù)的加權(quán)平均月度值。其二，由于搜集到的原始GDP、M2、CR數(shù)據(jù)均為名義數(shù)據(jù)，為消除價格因素需將原始數(shù)據(jù)除以GDP平減指數(shù)，進(jìn)而得到對應(yīng)的可比價數(shù)據(jù)，以增強實證檢驗的準(zhǔn)確性。其三，權(quán)威部門公布的貨幣供應(yīng)量M2和居民消費價格指數(shù)CPI是月度數(shù)據(jù)，而國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率GDP僅公布季度數(shù)據(jù)，鑒于季度數(shù)據(jù)逐月變化情況不大，故首先利用移動平均比率法對實際GDP進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后再采用簡單平均內(nèi)插法求GDP的月度增長率。其四，為消除各個變量的時間序列可能存在的異方差，對變量進(jìn)行對數(shù)處理，分別表示為LnM2、LnR、LnCR、LnGDP、LnCPI。本文所有計量分析工作均由Eviews 6.0軟件完成。

2 平穩(wěn)性檢驗

在協(xié)整檢驗之前，必須首先檢驗各個變量危機前、危機中、危機后的三組時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文采用增廣的迪基-福勒方法即單位根ADF方法對五個變量的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，并采用AIC和SC最小準(zhǔn)則來確定時間序列的最佳滯后期，因篇幅限制，僅列出危機中時間序列的的檢驗結(jié)果，如表2所示。

檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，五個變量的三組原序列均接受原假設(shè)，表現(xiàn)為非平穩(wěn)序列。但五個變量的時間序列數(shù)據(jù)經(jīng)過一階差分后，其ADF檢驗值均小于臨界值，即拒絕原假設(shè)，表現(xiàn)為一階單整的平穩(wěn)序列，因此符合協(xié)整檢驗的前提條件，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整方程回歸。

表2 危機中相關(guān)變量的時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

3 實證檢驗

基于上步驟的平穩(wěn)性檢驗，分別將中介目標(biāo)變量作為解釋變量，將最終目標(biāo)變量作為被解釋變量建立長期協(xié)整方程，選擇最優(yōu)滯后期，進(jìn)行最小二乘估計，同時采用廣義差分法消除模型的自相關(guān)，得到危機前、危機中、危機后三組長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程回歸結(jié)果，見表3至表5。

表4 危機中相應(yīng)變量的協(xié)整方程回歸結(jié)果

表5 危機后相應(yīng)變量的協(xié)整方程回歸結(jié)果

由協(xié)整方程回歸結(jié)果可見，三組數(shù)據(jù)的協(xié)整方程系數(shù)估計均為顯著，且經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，協(xié)整方程的殘差均為5%顯著性水平下的平穩(wěn)序列，因此金融危機前中后變量的長期協(xié)整關(guān)系均成立，中介目標(biāo)變量與最終目標(biāo)變量之間均存在長期均衡關(guān)系。然而，從短期來看，又可能出現(xiàn)失衡狀態(tài)，為增強實證檢驗的精準(zhǔn)度，本文進(jìn)一步建立了誤差修正模型，以分析各經(jīng)濟(jì)變量間的短期動態(tài)關(guān)系。該誤差修正模型中的被解釋變量為協(xié)整方程中被解釋變量的一階差分，解釋變量為協(xié)整方程中解釋變量的差分序列以及長期均衡方程的誤差項。篩選滯后項，得到短期誤差修正模型的最優(yōu)估計結(jié)果，見表6。

表6 變量的誤差修正模型估計結(jié)果

為進(jìn)一步證實協(xié)整回歸的結(jié)論，系統(tǒng)分析貨幣政策與國民產(chǎn)值、物價指數(shù)之間的先行、滯后關(guān)系，本文對金融危機前后的變量進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗。根據(jù)AIC和SC原則，滯后期同樣選擇為1，僅列危機后檢驗結(jié)果見表7。

表7 危機后變量的Granger因果檢驗結(jié)果

4 實證結(jié)果分析

根據(jù)上述長期協(xié)整方程、短期誤差修正模型以及格蘭杰因果檢驗的估計結(jié)果可以得到以下幾點結(jié)論。

第一，在中長期內(nèi)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)存在非對稱性。表3至表5顯示，就經(jīng)濟(jì)增長而言，金融危機發(fā)生前中后三個階段，貨幣渠道的貨幣供應(yīng)量和利率以及信貸渠道的信貸規(guī)模對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響均是顯著的，但信貸規(guī)模對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響存在5期的滯后，且除利率對國內(nèi)生產(chǎn)總值呈負(fù)向影響外，其他兩個變量均呈正向影響。金融危機前，當(dāng)貨幣供應(yīng)量下降1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.475%；當(dāng)利率上調(diào)1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.823%。當(dāng)信貸規(guī)模下降1%，五期后的國內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.341%。同樣分析危機時期和危機后的實證結(jié)果并將三個階段進(jìn)行對比后發(fā)現(xiàn)，金融危機前三個變量的系數(shù)明顯大于金融危機時期，金融危機后的變量系數(shù)小于危機前而大于危機時期，處于居中地位。這從一定程度上說明，在我國經(jīng)濟(jì)周期的三個階段中，金融危機前緊縮性貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)最大，危機時期適度寬松貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)最小，而危機后穩(wěn)健性貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)居中。

第二，在中長期內(nèi)貨幣政策的物價效應(yīng)也存在非對稱性。就物價穩(wěn)定而言，金融危機發(fā)生前中后三個階段，貨幣渠道的貨幣供應(yīng)量和利率以及信貸渠道的信貸規(guī)模對居民消費價格指數(shù)的影響均顯著，且三個中介變量對物價均呈現(xiàn)負(fù)向影響，也就是說，按照貨幣政策宏觀調(diào)控目標(biāo)調(diào)整利率可以在一定程度上起到穩(wěn)定物價的作用，但相應(yīng)調(diào)整貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模有可能使物價惡化，這可能與貨幣政策傳導(dǎo)的滯后性有關(guān)。表3至表5中各個中介變量對居民消費價格指數(shù)的回歸系數(shù)同樣代表了其對物價的影響方向和強度。對比三個階段的變量系數(shù)發(fā)現(xiàn)，金融危機前貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模對物價的惡化程度明顯小于金融危機時期，且危機前利率對物價的穩(wěn)定作用顯著大于危機時期，而金融危機后貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模對物價的惡化程度以及利率對物價的穩(wěn)定程度均處于居中地位。這表明金融危機前緊縮性貨幣政策對我國物價穩(wěn)定的影響強度要明顯大于金融危機時期的適度寬松貨幣政策，而金融危機后實施的穩(wěn)健性貨幣政策的物價效應(yīng)同樣居中。

第三，貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和物價效應(yīng)在短期也存在非對稱性。誤差修正模型殘差項μt-1的估計系數(shù)表示貨幣政策對最終目標(biāo)變量前一期偏離的修正強度。金融危機前國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費價格指數(shù)的修正模型殘差項μt-1估計系數(shù)分別為-0.386和-0.631，負(fù)號表明當(dāng)最終目標(biāo)變量偏離均衡水平時，貨幣政策會對偏離進(jìn)行相反方向的調(diào)整，從而實現(xiàn)系統(tǒng)的長期均衡，修正強度分別為38.6%和63.1%。對比金融危機時期的殘差項μt-1估計系數(shù)（-0.271和-0.494）和危機后的估計系數(shù)（-0.304和-0.589）發(fā)現(xiàn)，金融危機時期的適度寬松貨幣政策對最終目標(biāo)變量的修正強度稍小于危機后的穩(wěn)健性貨幣政策，但明顯小于危機前的緊縮性貨幣政策，同樣顯現(xiàn)出我國貨幣政策的非對稱效應(yīng)。

第四，Granger因果關(guān)系P值從另一個角度反映出我國貨幣政策的非對稱效應(yīng)。在因果檢驗中P值的另一個作用是判斷自變量預(yù)測因變量能力的強弱，P值越小代表自變量預(yù)測因變量的能力越強。單就金融危機后來看，貨幣供應(yīng)量、利率對國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger因果關(guān)系P值小于信貸規(guī)模，說明金融危機前貨幣政策的貨幣傳導(dǎo)渠道對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響力度要大于信貸渠道。但就穩(wěn)定物價來看，盡管貨幣供應(yīng)量、利率和信貸規(guī)模都是物價指數(shù)的單向Granger原因，但是貨幣政策的貨幣渠道與信貸渠道之間不存在明顯的優(yōu)劣趨勢。盡管如此，與金融危機前和危機時期的實證結(jié)果對比發(fā)現(xiàn)，金融危機后的Granger因果關(guān)系P值稍微小于金融危機時期，而金融危機時期的P值明顯大于危機前。這也從另一個角度說明危機后穩(wěn)健性貨幣政策的效應(yīng)處于居中地位，其稍遜于危機前的緊縮性貨幣政策，但優(yōu)于危機時期的適度寬松貨幣政策。

5 結(jié)論

在金融危機背景下，鑒于我國在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段分別采取的緊縮、適度寬松以及穩(wěn)健的貨幣政策，本文相應(yīng)選取危機前（2005年1月至2008年8月）、危機中（2008年9月至2010年12月）以及危機后（2011年1月至2012年12月）三組樣本區(qū)間，運用協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗對我國貨幣政策效應(yīng)的非對稱性進(jìn)行實證分析。文章分別從長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程變量系數(shù)、短期誤差修正模型的殘差項估計系數(shù)以及Granger因果關(guān)系P值三個方面驗證了金融危機背景下我國貨幣政策在短期和中長期均存在非對稱效應(yīng)，即存在緊縮性貨幣政策效應(yīng)明顯優(yōu)于適度寬松貨幣政策、穩(wěn)健貨幣政策效應(yīng)居中的現(xiàn)象，也即所謂的“剎車容易啟動難”效應(yīng)。

盡管如此，我國貨幣政策的非對稱效應(yīng)相對較弱。譬如，我國2008年金融危機之前實施的緊縮性貨幣政策對經(jīng)濟(jì)過熱起到了一定的平抑作用，但其顯著性明顯不強；且這一時期物價指數(shù)持續(xù)上升，2007年甚至急劇上升到4.8%，貨幣政策對物價的調(diào)控也未達(dá)到預(yù)期，這說明當(dāng)期緊縮性貨幣政策下沒有出現(xiàn)顯著的“剎車易”局面。金融危機之后，我國適時實行的寬松性貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的拉動作用也不明顯，盡管流通中的貨幣顯著增加，但限于國民收入水平和消費水平的下降，當(dāng)期物價未升反降，貨幣政策的調(diào)控存在明顯的滯后性，我國經(jīng)濟(jì)于2011年出現(xiàn)輕度滯脹，CPI一度攀升到6%的高位狀態(tài)，更增加了宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控的難度。

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