貨幣政策傳導的非對稱性效應研究

王文靜

（天津商業大學 經濟學院，天津 300134）

0 引言

貨幣政策作為重要的宏觀經濟調控工具，怎樣合理運用貨幣政策進行宏觀調控，貨幣政策的效果是否符合預期，以及貨幣政策對產出到底如何產生影響的，這些問題一直以來都是理論界和實務界的研究重點，對貨幣政策傳導的機制及傳導非對稱效應進行研究具有較強的理論和現實意義。

本文通過探討擴張性和緊縮性貨幣政策的非對稱效應，可以很好地掌握不同方向貨幣政策傳導的效果大小；而研究統一貨幣政策的區域效應，可以了解區域經濟、區域金融發展的不同對我國貨幣政策實施效果的影響，從而為不同區域政府在統一貨幣政策前提下，因地制宜，制定合理政策，提高貨幣政策傳導效率提供一定理論依據。

1 貨幣政策傳導非對稱性的縱向分析

1.1 變量處理

本文在研究貨幣政策傳導縱向非對稱性時選取了2002年1月-2011年12月的月度數據，數據來源于國泰君安、中國人民銀行網站和巨靈金融數據平臺。設定的變量如下：實際產出（y），銀行一年期貸款利率（i），狹義貨幣供給量(m1)，消費者價格指數（cpi），社會消費品零售總額(cs)，固定資產投資總額(invest)，其中，用月度工業總產值來代替實際產出。對所選變量進行如下處理，以消除通脹因素影響和季節趨勢。具體地，對實際產出（y）使用工業品價格指數平減，對狹義貨幣供給(m1)和社會消費品零售總額(cs)使用消費者價格指數（cpi）來進行平減，對固定資產投資總額(invest)使用投資價格指數折算。然后對平減后的變量取對數，消除其他不規則影響后，轉換為lny，lni，lnm1，lncpi,lncs，lninvest。

1.2 基于貨幣供給均衡方程建模

經典的貨幣供給模型認為貨幣供應量與實際產出、居民消費價格指數及其滯后項有關，建立如下方程

首先驗證各變量的平穩性，結果表明變量狹義貨幣供給量(m1)，實際產出（y），消費者價格指數（cpi）均非平穩，但其一階單整序列均平穩。

根據原序列建立模型后，檢驗模型殘差序列是平穩的，因此說明公式（1）中包含的變量間具有協整關系，建立的模型合理。為分析傳導的非對稱性，根據建立的貨幣供給模型估計貨幣政策的沖擊項，這里先根據公式（1）估計出均衡狀況下的貨幣供給量，由實際貨幣供給m1t和均衡貨幣供給的差額作為貨幣政策沖擊的估計量，記為et，見圖1所示：

圖1 貨幣政策沖擊變量et

et代表貨幣政策沖擊，按照其理論含義，et＞0表示貨幣政策沖擊是正向的，說明實際貨幣供給大于均衡貨幣供給，貨幣供給過剩，很可能產生于擴張性貨幣政策；et＜0表示負向的貨幣政策沖擊，說明實際的貨幣供給小于均衡貨幣供給，存在貨幣供給短缺的狀況，多半由緊縮性貨幣政策導致。

1.3 貨幣政策沖擊的非對稱性分析

在分析貨幣政策沖擊的非對稱性時，為了區分不同的貨幣政策對經濟的影響，可以設定一個虛擬變量dt，當貨幣政策的沖擊是正向時，dt=1，當貨幣政策的沖擊是負向時，dt=0。公式表示如下。

從我國貨幣政策實施的實際情況看，中央銀行主要通過調整利率和存款準備金率來影響貨幣供應量，因而在方程中加入利率和貨幣供應量兩個變量是有意義的，而且本文主要分析當貨幣政策受到不同方向的沖擊時，消費和投資所受到的影響，另外，在建立VECM模型時，本文將對系數施加約束條件。

本文在理論和實踐的基礎上選擇了相關變量，建立如下VECM模型：

實證分析的第一步是檢驗時間序列的平穩性，只有當時間序列是同階單整時，才可以進行協整檢驗。單位根檢驗的結果表明模型中各時間序列均是一階單整的。另外，根據AIC和SC準則，本文將模型的滯后階數設定為2，即p=2。Johansen協整檢驗是常用的用于檢驗時間序列是否存在協整關系的方法，協整檢驗的結果顯示：根據最大特征根統計量判定，時間序列間存在兩個協整關系。

本文主要分析不同的貨幣政策在消費和投資領域的非對稱效應，即長期均衡方程主要用于分析不同貨幣政策對消費和投資的影響，設定的約束條件如下：γ1,1=1,γ1,2=0,γ2,1=0,γ2,2=1，Johansen協整檢驗的估計結果如下：

由公式(5)中結果可知：對于居民消費，當貨幣政策受到負向沖擊時，即實施緊縮性貨幣政策時，居民消費對貨幣供給的彈性是0.0654，而擴張性貨幣政策則會擠出居民消費，貨幣供應量增加1個單位時，居民消費降低0.3453個百分點；對于利率而言，當提高利率即實施緊縮性貨幣政策時，1單位利率的上升將使居民消費降低0.6112個百分點，而降低利率即實施擴張性貨幣政策時，1單位利率的下降將使居民消費提高0.2489個百分點。t檢驗的結果顯示，貨幣供應量的非對稱項系數通過檢驗，即系數顯著，而利率非對稱項系數并不顯著，這表明，長期來看，在實施擴張性或緊縮性貨幣政策時，貨幣供應量對居民消費具有非對稱性的影響，而利率對居民消費的非對稱影響不明顯。

公式（6）的結果顯示：對于固定資產投資，當貨幣政策受到負向沖擊時，即實施緊縮性貨幣政策時，固定資產投資對貨幣供應量的彈性是0.2564，而擴張性貨幣政策則會擠出居民消費，貨幣供應量增加1個單位時，固定資產投資降低0.0054個百分點；對于利率而言，當提高利率即實施緊縮性貨幣政策時，1單位利率的上升將使固定資產投資減少0.3953個百分點，而降低利率即實施擴張性貨幣政策時，1單位利率的下降將使固定資產投資提高0.3207個百分點。t檢驗的結果顯示，貨幣供應量的非對稱項系數通過顯著性檢驗，即系數顯著，而利率非對稱項系數并不顯著，長期來看，在實施擴張性或緊縮性貨幣政策時，貨幣供應量對固定資產投資具有非對稱性的影響，而利率對固定資產投資的非對稱影響不明顯。

綜合以上的實證結果，當調整貨幣供應量實施寬松或緊縮貨幣政策時，消費和投資受到的非對稱性影響都是顯著的，但調整利率實施寬松或緊縮貨幣政策時，消費和投資受到的非對稱性影響并不顯著。根據我國經濟的實際情況，我國的利率還未完全市場化，現階段仍實行相對固定的利率制度，中央銀行根據宏觀經濟的情況調整利率，貨幣市場上的變化并不能及時在利率上得到體現，利率的市場化程度不高，即利率渠道的作用不明顯。相對而言，隨著我國金融體系發展日益完善，貨幣供應量對貨幣政策調控較為敏感，因此在長期均衡方程中，可以更好地反映貨幣政策的縱向非對稱效應。同時可以看出，在兩個長期均衡方程中，貨幣供應量的非對稱項前系數均為負的，這說明政府實施緊縮性貨幣政策時，貨幣供應量變化對消費和投資的影響比政府實施擴張性貨幣政策的影響力大，效果也更加明顯。這一點和基本的經濟理論相一致，一般來說，消費者均為理性投資者，消極信息造成的沖擊比積極信息大，從而引發更明顯效果。

VECM模型用來分析貨幣政策的短期非對稱效應，估計結果如下：

由公式(7)分析可知，考慮短期內對變量偏離均衡得到調整速度，方程中誤差修正項前系數均顯著，說明短期內，長期均衡方程對變量偏離均衡狀況的調整是顯著的，同時分析模型中非對稱項前系數可知，結果并不顯著，從而說明短期內，不同方向的貨幣政策對居民消費的非對稱影響并不顯著。由公式(8)的結果可知，考慮短期內對變量偏離均衡狀況的調整速度，兩個誤差修正項前系數均顯著，說明長期均衡方程對短期內變量偏離均衡狀況的調整是明顯的。貨幣政策對固定資產投資產生的短期非對稱效應，估計出的方程式中貨幣供應量和利率非對稱項的一階滯后項顯著，說明短期內，貨幣政策對貨幣供應量和利率的影響對固定資產投資產生明顯的非對稱效應。

綜上可知，貨幣政策的變動造成的貨幣供應量和利率對變動，進而引起的對消費短期非對稱性并不明顯，但引起對投資的非對稱性明顯。作者認為，引起該現象的原因可能是貨幣政策的調整作為較為猛烈的宏觀經濟調控方式，需要一定時間發揮作用，消費者沒有投資者對市場的反應靈敏，從而投資者短期內做出行動，而消費者行為具有滯后性。

2 貨幣政策傳導非對稱性的橫向分析

2.1 指標說明及變量選取

根據經濟學理論基礎，為了研究各地區經濟規模與金融機構貸款余額的關系以及貨幣政策的非對稱效應，本文選擇我國31個省市的國內生產總值（y）、固定資產投資(invest)、金融機構貸款投資余額(l)、各地居民消費價格(cpi)作為研究變量，其中經濟規模用國內生產總值代表。1985年，中央在《關于制訂國民經濟和社會發展的第七個五年計劃的建議》中將中國劃分為東部、中部、西部三大經濟區域，本文基于31個省市所有數據并引入兩個虛擬變量建模，量化非對稱性的大小。所選擇數據區間為1998～2009年，各省市國內生產總值、固定資產投資、居民消費價格數據來自國泰君安研究服務中心CSMAR系列數據庫，金融機構貸款投資余額數據來自1999～2010年金融年鑒。在進行分析前，對各省市國內生產總值、固定資產投資數據使用居民消費價格進行處理，消除價格因素的影響，之后對3個數據均取對數，消除異方差和其他不可觀測因素的影響。本部分實證分析采用EVIEWS6.0和EXCEL2007軟件，由于數據為T＜N情形，同時也為了更好地進行截面分析，本節選用面板結構的工作文件作為研究對象進行分析。

2.2 面板數據的單位根檢驗

與普通序列數據的建模過程類似，對于面板數據建模，首先應檢驗數據的平穩性，然后在數據平穩或者具有同階非平穩但協整的基礎上進行。面板數據的單位根檢驗和普通序列的單位根檢驗方法類似，但由于面板數據包含截面數據和時間序列數據兩種，因此檢驗過程相對復雜。對于面板數據，考慮如下AR（1）過程：

其中，xit表示模型中的外生變量向量，包括各截面的固定影響和時間趨勢；參數ρi為自回歸的系數，N表示截面成員的個數，Ti表示第i個截面成員的觀測時期數，隨機誤差項uit滿足獨立同分布的假設。若|ρi|＜1，則序列yi為平穩序列，反之，序列yi不平穩。

這里選擇了具有代表性的LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗作為相同根情形下單位根檢驗統計量，IPS（Im-Pesaran-Skin）檢驗作為不同根情形下的單位根檢驗統計量。由檢驗結果可知，對于東、中、西部3個區域中，建立方程所涉及的lngdp、lnl、lninvest三個變量單位根的檢驗結果可知，在兩種情況下，原序列及一階差分序列均在5%的顯著性水平下，拒絕原假設，從而說明原序列和一階差分序列并非平穩的，但其二階差分序列在5%的顯著性水平下，不能拒絕原假設，說明二階差分序列平穩，所有變量均為I（2）序列。由于序列間具有相同的單整階數，因此，變量間可能存在協整關系，可以對原序列建立模型，分析變量之間的長期均衡狀況。Pedroni檢驗表明，東、中、西三個區域的lngdp、lnl、lninvest序列間是存在協整關系的，因此可以對原變量序列建立模型，分析變量間的相互關系。

2.3 面板數據的模型選擇

為研究金融機構投資貸款余額不同對各個區域國內生產總值的影響，本文在模型中加入虛擬變量，虛擬變量前的系數是否顯著以及系數值來橫向非對稱性的大小。

首先建立隨機影響模型，然后對其進行Hansman檢驗，對于截面隨機效應、時期隨機效應、截面和時期的聯合隨機效應的檢驗結果表明，三個檢驗的P值均為1，不能拒絕原假設，從而說明本節中所涉及的面板數據在截面和時期兩個方向都具有隨機效應，因此可以使用隨機影響的變截距模型進行估計。

對數據擬合隨機影響的變截距模型，得到的估計結果為：

公式10中估計結果顯示，各地區的固定資產投資和金融機構貸款余額對國內生產總值的影響是正向的，并且系數均顯著，從而說明這兩個因素對國內生產總值的影響明顯。分析貨幣政策傳導的橫向非對稱性，方程中兩個虛擬變量前系數均顯著，驗證了我國三個區域金融機構貸款余額對各區域國內生產總值具有明顯的非對稱性效應，也說明了我國貨幣政策具有明顯的橫向非對稱性。在貨幣政策的橫向傳導過程中，西部地區效果最差、東部地區其次，中部地區效果最好。具體地，當東部地區金融機構投資貸款余額增加一個單位，該地區國內生產總值增加0.0297個單位；當中部地區金融機構投資貸款余額增加一個單位時，該地區國內生產總值增加0.0337個單位；而當西部地區金融機構投資貸款余額增加一個單位時，該地區國內生產總值增加0.4305個單位。本文得出的結論與一般經濟理論及各地經濟發展的實際情況相符合。

對于中部地區和東部地區，金融機構投資貸款余額對該地區國內生產總值的影響相對較大，也就說明了貨幣政策在中部和東部地區的傳導過程更為暢通。近些年我國中部和東部地區金融體系已較為完善，中央施行的各項貨幣調控政策在中部和東部地區可以順利通過各地金融機構傳導，迅速發揮效果。但對比分析中部和東部地區傳導的具體情況可以看出，相對而言，貨幣政策的傳導在中部的效果優于在東部的傳導效果。對于西部地區，該地區金融、經濟發展相對落后，金融體系較不完善，貨幣政策傳導過程不通暢，金融機構在推進該地經濟發展過程中所起作用受到限制，因此金融機構貸款余額對該地區國內生產總值的影響相對較小。作者認為，原因在于從總體看來，我國東部經濟發展較快，金融企業眾多，不少國外金融機構看中我國經濟的發展潛力，率先在東部地區開展業務，使得該地區金融業務具有多樣性的特點。這一方面能很好促進我國金融體系的發展和完善，另一方面加劇了該地區金融業的競爭，同時增加了該地區金融業的飽和度，在金融市場趨于飽和的狀況下，金融機構投資貸款余額的增加對國內生產總值的作用將呈現邊際效率遞減趨勢，從而造成我國東部地區金融業更完善，但金融機構對國內生產總值的貢獻不是最大的狀況。相對而言，中部地區是近年來我國著力重點發展經濟的地區，廣大金融機構也開始涌入，搶占市場，促進了該地區金融業的發展和該地區國內生產總值的提高。同時，根據邊際效用理論，金融業在中部地區還未達到飽和狀態，金融機構投資貸款余額的增加對國內生產總值的提高還處于邊際效率遞增的狀態中，貨幣政策的傳導效率更高。

3 結論

本文從縱向和橫向分析了貨幣政策的非對稱效應。貨幣政策縱向非對稱性的分析結果表明：對于長期均衡關系，緊縮性和擴張性貨幣政策引起貨幣供應量的變化對消費的非對稱性明顯影響，而緊縮性和擴張性貨幣政策引起的利率變化對消費的非對稱性影響不明顯。同時，長期內，消費和投資均具受到明顯的非對稱性影響，但短期內，投資受到明顯非對稱效應影響，消費受到的非對稱效應影響不明顯。作者認為，由于貨幣政策屬于較猛烈的宏觀經濟調控政策，在具體施行到最后產生效果期間存在時滯，而投資者相對于消費者對市場信息更加敏感，因此短期均衡時，由貨幣政策變動引起貨幣供應量和利率的變動對投資的非對稱效應明顯，而對消費的非對稱效應不明顯。

貨幣政策的橫向非對稱效應實證結果表明，我國貨幣政策傳導過程中存在明顯的橫向非對稱效應，東、中、西部3個區域在貨幣政策的傳導過程中，金融機構貸款投資余額數據對各地國內生產總值的貢獻有明顯區別。中部地區金融機構貸款投資余額數據對國內生產總值數據的影響最大，東部地區其次，西部地區影響最小。該結果說明，各地經濟發展狀況和該地金融業的發展息息相關，金融業作用明顯。

貨幣政策傳導的非對稱性影響著貨幣政策的實施效果，由于我國貨幣政策的傳導具有明顯的非對稱性，因此相關貨幣政策制定部門應重視這種非對稱性，采取相應措施應對非對稱性，尤其是對于區域非對稱性，各區域的監管部門可以在統一的貨幣政策下，制定具有本區域特點的金融政策，從而提高貨幣政策的實施效率。

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