對我國貨幣政策內部時滯的實證研究

廖旗平

[摘要]基于前瞻性貨幣政策理論，運用VAR模型和方差分解技術對1998年1月～2009年9月間我國貨幣政策的內部時滯進行實證研究。在1998年1月～2009年9月間我國貨幣政策存在一定程度的內部時滯。消費者信心指數和企業家信心指數與前瞻性貨幣政策存在長期穩定的因果關系。因此，貨幣當局實行前瞻性貨幣政策時短期政策應盯住企業家信心指數，中長期政策應盯住消費者信心指數。

[關鍵詞]貨幣政策；內部時滯；企業家信心指數；消費者信心指數

[中圖分類號]F822.0[文獻標識碼]A[文章編號]1004-9339(2010)03-0028-05

一、引言

貨幣政策是貨幣當局或中央銀行為實現宏觀經濟目標而在金融領域內采取的方針和各種調節措施。由于貨幣政策在宏觀調控中發揮著重要作用，各國政府非常重視研究和運用這一手段，以實施對經濟的調控。要達到調控的效果，實施貨幣政策的時機選擇非常關鍵，以至于學界按照貨幣政策的時機選擇分成兩類：相機抉擇貨幣政策和前瞻性貨幣政策。相機抉擇貨幣政策是指貨幣當局或中央銀行依據對現有經濟情勢的判斷，為達成既定的貨幣政策目標而采取的權衡性措施，又稱權衡性貨幣政策。上世紀初，相機抉擇貨幣政策運行相當成功。然而，隨著時間的推移，相機抉擇貨幣政策的局限性就逐漸暴露出來。弗里德曼認為，相機抉擇貨幣政策不僅不能起到穩定作用，甚至其本身就是導致經濟不穩定的一個原因。其主要理由之一是貨幣政策的時間滯后性，即從貨幣政策制定、實施到最終發揮效果并非立竿見影，而是需要經過一系列的傳導過程才能發揮作用。假定貨幣當局在經濟繁榮時期制定并推行了一項政策，旨在抑制經濟的過熱勢頭，如果該政策在1年半后方能發揮其主要的效力，那么，這項政策便會使正常的經濟周期的波動幅度增大，這顯然有違貨幣當局的初衷。而前瞻性貨幣政策是指貨幣當局或中央銀行依據預期的經濟形勢的判斷，為達成預期的貨幣政策目標，在不同的時點及時采取的政策行動。由于前瞻性貨幣政策能夠根據經濟發展的趨勢提前做出反應從而能達到預定的貨幣政策效應，因此上世紀70年代以來，西方發達國家貨幣當局非常注重貨幣政策的前瞻性。正是由于前瞻性貨幣政策與貨幣政策的時滯性直接相關，研究和判斷貨幣政策的效應時滯對提高貨幣政策的有效性具有非常重要的意義。

貨幣政策時滯可以分為內部時滯和外部時滯兩個階段。內部時滯是指從需要采取政策行動的情況出現直至中央銀行采取該行動之間的一段時間間隔或過程，外部時滯是指從中央銀行采取行動到對政策目標產生影響所經過的時間間隔或過程。由于外部時滯被認為是一個相對客觀的事物，易于估算，所以目前學界對外部時滯的研究較多；而內部時滯的長短取決于貨幣當局對經濟形勢的把握程度，主觀性較強且難以預測，因而對其定量的研究成果較少。本文應用主觀性定量指標，借鑒國內外研究成果，采用現代經濟計量技術對1998年以來我國貨幣政策的內部時滯進行實證分析，從而為貨幣當局制定政策提供參考。

近期一些學者對我國貨幣政策的內部時滯進行實證測量。李懷定選取我國GDP增長率和CPI增長率作為解釋變量，M₀增長率作為被解釋變量，采用1998～2004年間月度數據為樣本，并以貨幣政策目標變量對貨幣政策中介變量的反應時滯作為貨幣政策內部時滯，實證結果為：我國貨幣政策內部時滯為1年，并且認為我國貨幣政策執行的依據主要是CPI而不是GDP；李永友和叢樹海采用1992年以來季度數據，通過相機性貨幣政策對GDP變化反應的時間路徑測量出貨幣政策的內部時滯為4季度。他們實證研究的方法都是采用貨幣政策的目標變量作為解釋變量考察對貨幣政策執行的影響，都采用了VAR技術進行分析，得出的內部時滯結果也一致；他們研究不同的是變量選取不一樣，在認為GDP變化是不是我國貨幣政策執行依據的結論上也存在矛盾。這些學者在做實證分析時借鑒了測量貨幣政策外部時滯的方法，只不過對換了解釋變量和被解釋變量的位置，即解釋變量改為貨幣政策目標變量，被解釋變量改為貨幣政策中介變量，以相關度最為顯著為準則確定滯后期數。這種盯住前期貨幣政策目標變量而做出的貨幣政策還屬于相機抉擇貨幣政策范疇，與現代貨幣當局提倡的關注貨幣政策的前瞻性理念不一致，而且這種測量貨幣政策內部時滯的方法與貨幣政策內部時滯本身的含義不符。我們要了解的是：貨幣政策內部時滯指的是需要采取政策行動時至中央銀行采取該行動的時間間隔，評估什么時間需要采取政策行動帶有一定的主觀性，但是決不僅僅通過以前某一期貨幣政策目標變量與貨幣政策行動最為相關就斷定該時期為最需要采取貨幣政策行動的時間。雖然最需要采取貨幣政策行動的時間因帶有一定主觀性而難以準確確定，但是從博弈的角度分析只有當貨幣當局和市場主體對市場預期一致時出臺貨幣政策才是最優的，此時才是最需要采取貨幣政策行動的時間。周業安和袁東對此都有論述，都認為政策應當依市場預期而定。因此，本文采用反映市場主體預期的變量作為解釋變量，用反映貨幣政策行動的變量作為被解釋變量，以兩者相關度最為顯著為準則，通過VAR技術測定我國貨幣政策內部時滯。

二、我國貨幣政策內部時滯實證分析

1.樣本采集和數據處理。本文選取的數據來自于《中國統計年鑒》(1999～2008年)、中國國家統計局網站和中國人民銀行網站，樣本區間為1998年1月～2009年9月的月度和年度數據。選用消費者信心指數和企業家信心指數分別代表消費者和投資者對經濟形勢的預期變量，選用貨幣供應量M₀、M₁、M₂分別作為中央銀行貨幣政策行動變量。消費者信心指數和貨幣供應量M₀、M₁、M₂數據對分別采用月度數據進行分析，其中消費者信心指數采用百分制數據取自然對數以消除異方差，貨幣供應量M₀、M₁、M₂數據采用其同比增幅的百分制數據，然后取自然對數；由于國家只公布了企業家信心指數的季度數據，所以企業家信心指數和貨幣供應量M₀、M₁、M₂數據對分別采用季度數據進行分析，其中企業家信心指數采用百分制數據取自然對數，貨幣供應量M₀、M₁、M₂數據同樣采用其同比增幅的百分制數據，然后取自然對數。LCC、LBC、LM₀、LM₁、LM₂分別表示取自然對數的消費者信心指數、企業家信心指數、貨幣供應量M。同比增幅、貨幣供應量M₁同比增幅、貨幣供應量M₂同比增幅；DLCC、DLBC、DLM₀、DLM₁、DLM₂分別表示以上

變量的一階差分。本文首先對原始數據進行檢查，發現有漏損數據進行查補，然后采用EXCEL2003軟件對數據進行簡單加工和整理，最后采用Eview5.0軟件進行分析和檢驗數據。

2.ADF平穩性檢驗。由于現實的經濟生活中絕大多數的經濟時序變量都是非平穩的，直接對變量之間的關系進行分析容易產生偽回歸問題。所以先對各變量進行單位根檢驗，看其是否平穩，然后再做Granger因果關系檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法，分別就每個變量的時間序列數據的水平和一階差分形式進行檢驗。由表1可以看出，在1％、5％和10％的置信水平上，除LM₀、是平穩過程外，LCC、LBC、LM₁、LM₂都不能拒絕單位根，是非平穩過程。差分一次后，LCC、LBC、LM₁、LM₂變量在1％、5％和10％置信水平上都通過檢驗，說明這些變量在差分一次后都變得平穩，均為I(1)過程。由ADF檢驗可知，雖然LCC、LBC、LM₁、LM₂都是非平穩的，但其在差分一次后變得平穩，則DLCC與DLM₀、DLM₁、DLM₂之間以及DLBC與DLM₀、DLM₁、DLM₂之間可能存在著長期均衡的關系。

3.Johansen協整檢驗。在估計其關系式之前，我們先用Johansen最大似然比法分別檢驗消費者信心指數變化、企業家信心指數變化與M₀、M₁、M₂增幅變化之間是否存在協整關系。由表2可看出，在5％的顯著性水平下，消費者信心指數變化分別與M₀、M₁、M₂增幅變化之間存在協整關系，企業家信心指數變化與M₀增幅變化之間存在協整關系，但與M₁、M₂增幅變化之間不存在協整關系。這說明消費者信心指數變化與各層次貨幣供應量增幅變化之間都存在長期穩定的關系，而企業家信心指數變化只與M₀增幅變化存在長期穩定的關系，與M₁、M₂增幅變化不存在長期穩定的關系。

4.Granger因果關系檢驗。為了進一步驗證上述結論，再采用基于VAR模型的Granger因果關系檢驗法對其進行考察。由表3可以看出，在5％和1％顯著水平下，消費者信心指數變化是貨幣供應量M₁、M₂增幅變化的原因，而消費者信心指數變化不是貨幣供應量M₀增幅變化的原因，也就是說消費者對經濟形勢的預期對狹義和廣義貨幣供應量的確產生了影響，也是影響貨幣當局出臺貨幣政策的主要因素；而在5％和10％顯著水平下，企業家信心指數變化是貨幣供應量M₀、M₂增幅變化的原因，企業家信心指數變化不是貨幣供應量M₀增幅變化的原因，企業家對經濟形勢的預期對狹義和廣義貨幣供應量的確產生了影響，也是影響貨幣當局出臺貨幣政策的主要因素。通過檢驗還發現，貨幣供應量M₀、M₁、M₂增幅變化不是影響消費者信心指數變化和企業家信心指數變化的原因。

5.脈沖響應函數分析。在驗證了消費者信心指數和企業家信心指數是影響貨幣當局出臺貨幣政策的主要因素基礎上，再進一步研究貨幣當局出臺貨幣政策對消費者預期和企業家預期的反應能力，也就是貨幣政策內部時滯的長度。本文借助脈沖響應函數，通過分別給消費者信心指數變化和企業家信心指數變化增加一個標準差的沖擊，觀察貨幣政策變量的反應，從而確定貨幣政策內部時滯的長度。從圖1可以看出，DLCC增加一個標準差，DLM₀、對它的響應不敏感；而DLCC增加一個標準差，DLM₁對它的響應較敏感，先向上波動，到第5期時達到最大，然后波幅逐漸下降；DLCC增加一個標準差，DLM₂對它的響應較敏感，先向上波動，到第3期時達到最大，然后波幅逐漸減小。這說明狹義貨幣供應量M₁和廣義貨幣供應量M₂增幅變化對消費者信心指數變化滯后5個月和3個月。從圖2可以看出，DLBC增加一個標準差，DLM₀對它很快響應，在第2期達到最小，然后回升，波幅逐漸減??；而DLBC增加一個標準差，DLM₁對它的響應較敏感，先向下波動，到第2期時達到最小，然后回升波幅逐漸減??；DLBC增加一個標準差，DLM₂對它的響應較敏感，先向下波動，到第2期時達到最小，然后向上回升波幅逐漸減小。這說明現金貨幣M₀、狹義貨幣供應量M₁和廣義貨幣供應量M₂的增幅變化對企業家信心指數變化滯后2個季度。

6.方差分解。方差分解是將任意一個內生變量的預測均方誤差分解成系統中各變量的隨機沖擊所做的貢獻，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量的貢獻占總貢獻的比例。根據相對重要性信息隨時間的變化，估計該變量的作用時滯。本文將DLCC分別與DLM₀、DLM₀、DLM₂組成動態系統，以及將DLBC分別與DLM₀、DLM₁、DLM₂組成動態系統，然后觀察DLCC和DLBC分別在DLM₀、DLM₁、DLM₂方差分解中所占貢獻比例隨著不同時間的變化，從而估計DLM₀、DLM₁、DLM₂反應落后于DLCC和DLBC時滯長度。方差分解結果見表4。從結果看，在DLM₀、DLM₁、DLM₂三個變量中，DLCC在DLM₂方差分解貢獻比最大，其次是DLM₁。這說明消費者信心指數對廣義貨幣供應量影響最大，其次是狹義貨幣供應量。同樣在DLM₀、DLM₁、DLM₂三個變量中，DLBC在DLM₀方差分解貢獻比最大，其次是DLM₂。這說明企業家信心指數對現金貨幣影響最大，其次是狹義貨幣供應量。通過觀察方差分解貢獻占比的變化趨勢來判斷時滯的長度，也就是當方差分解貢獻占比由波動較大走向趨于穩定時，即可確定貨幣政策的時滯。

由方差分解結果可以看出，DLCC分別領先于DLM₀、DLM₁、DLM₂4個月、3個月和3個月；DLBC分別領先于DLM₀、DLM₁、DLM₂3個季度、2個季度和4個季度。

三、結論和政策建議

本文基于前瞻性貨幣政策理論，借助于兩個預期變量，運用VAR模型和方差分解技術對我國貨幣政策的內部時滯進行了實證研究，歸納出以下幾點主要結論并提出相應政策建議：

1.我國貨幣政策存在一定程度的內部時滯。本文嚴格按照貨幣政策內部時滯的定義，選取反應預期的統計變量：消費者信心指數和企業家信心指數，還選取了三個貨幣政策執行變量：M₀、M₁、M₂，共同來測量我國貨幣政策的內部時滯，通過單位根檢驗、協整關系檢驗、因果關系檢驗、脈沖響應函數分析和方差分解方法，證實了市場主體預期變量與貨幣政策變量之間存在長期穩定的因果關系而且領先于貨幣政策變動，由此說明在1998年1月～2009年9月間我國貨幣政策存在一定程度的內部時滯。

2.消費者信心指數和企業家信心指數可以作為我國實行前瞻性貨幣政策的主要觀測指標。通過協整檢驗和因果關系檢驗以及方差分解技術，發現消費者信心指數與M₁、M₂之間存在長期穩定的因果關系，是影響M₁、M₂變動的主要因素；企業家信心指數與M₀之間存在長期穩定的因果關系，是影響M。變動的主要因素。因此，關注貨幣政策的前瞻性必須關注消費者信心指數和企業家信心指數的變動。

3.采用不同預期指標得出的貨幣政策內部時滯不同。通過消費者信心指數作預期指標，測出的貨幣政策內部時滯對于M₁而言為3～5個月，對于M₂而言為3個月；而通過企業家信心指數作預期指標，測出的貨幣政策內部時滯對于M₀而言為2～3個季度。由于實行前瞻性貨幣政策前應對經濟變量在未來的變動方向和變動幅度做出事前估計，因此，貨幣當局實行前瞻性貨幣政策時短期政策應盯住企業家信心指數，中長期政策應盯住消費者信心指數。

責任編輯：紀國義