我國貨幣政策效應的非對稱性研究

張 強，趙繼鴻

（湖南大學 金融與統計學院，長沙 410079）

0 引言

以2008年全球性金融危機為轉折點，我國宏觀經濟經歷了由經濟繁榮、過熱向經濟下降、衰退進而逐步反彈、回升的明顯轉變，鑒于此，我國政府適時提出并實行了緊縮性、適度寬松性以及穩健性的反周期貨幣政策操作。2005～2007年間我國經濟逐步繁榮，并出現過熱趨勢，相應地，我國央行實施了一系列緊縮性的貨幣政策，逐步上調一年期存款利率水平，由2005年初的2.25%上調至2007年底的4.14%，上調幅度接近一倍。而在2008年下半年，我國經濟在全球金融危機的沖擊下迅速放緩增長速度，為應對經濟衰退，政府適時提出適度寬松的貨幣政策，連續五次下調利率水平，四次下調存款準備金率，至2009年底我國經濟基本走出金融危機的陰影，并于2010年穩步回升。與此同時，通貨膨脹的壓力逐漸顯現，居民消費價格指數（CPI）于2009年11月由負轉正之后迅速攀升，至2010年11月漲副達5.1%。為積極穩妥地處理好穩增長、調結構、控通脹、防風險的關系，中央提出2011年將實行穩健的貨幣政策，進一步收緊銀根。到2012年底我國貨幣供應量和信貸規模增速進一步回落，在保持經濟增速7.8%的前提下，CPI由2011年9月的5.7%下降到2.6%，穩健性貨幣政策初見成效。

這種較短時期內經濟局勢和貨幣政策方向的大幅度轉變為驗證我國貨幣政策的非對稱效應提供了良好的契機。目前國內學者大都借鑒Cover(1992)的研究方法，將貨幣供給的沖擊分解為正向與負向沖擊序列，以此來模擬貨幣供應量的增減，鮮有學者直接結合實際經濟周期的不同階段來驗證貨幣政策效應的非對稱性。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，擬結合實際經濟周期的三個不同階段，實證考察我國擴張性和緊縮性貨幣政策間的非對稱效應。

1 變量選擇和樣本數據說明

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，結合經濟周期的不同階段，實證考察我國貨幣政策的非對稱性效應。實證變量的選擇必須遵從以下的貨幣政策傳導機理：央行依據國家宏觀調控目標，首先運用公開市場操作等操作工具來調整貨幣政策的中介目標，進而通過貨幣渠道和信貸渠道來調節貨幣政策的最終目標。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側重于穩定物價和促進經濟增長。鑒于此，本文在實證檢驗我國貨幣政策的非對稱效應時，從貨幣渠道和信貸渠道兩個傳導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，本文采用貨幣政策的三個中介目標，即貨幣供應量增長率M2、利率R和信貸規模增長率CR，作為貨幣政策的代表變量。其中貨幣供應量增長率和利率代表貨幣渠道的中介變量，信貸規模增長率代表信貸渠道的中介變量。同時將國內生產總值增長率GDP作為經濟增長的代表變量，將居民消費價格指數CPI作為物價穩定的代表變量。

本文基于危機前后我國先后采取的緊縮、適度擴張以及穩健的貨幣政策操作，相應選取危機前、危機中以及危機后三組樣本區間，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月三組月度數據，數據來源于國家統計局網站、中國人民銀行網站以及銳思數據庫。對五個變量的月度數據進行基本統計分析，描述性統計結果見表1。

表1 樣本數據的描述性統計結果

在實施實證檢驗前，需對原始樣本數據作如下處理：其一，本文使用的利率是一年期定期存款利率，央行依據宏觀調控目標先后多次調整存貸款利率，因此需對有變動月度的利率進行變換，變換為以實際天數為權數的加權平均月度值。其二，由于搜集到的原始GDP、M2、CR數據均為名義數據，為消除價格因素需將原始數據除以GDP平減指數，進而得到對應的可比價數據，以增強實證檢驗的準確性。其三，權威部門公布的貨幣供應量M2和居民消費價格指數CPI是月度數據，而國內生產總值增長率GDP僅公布季度數據，鑒于季度數據逐月變化情況不大，故首先利用移動平均比率法對實際GDP進行季節調整后再采用簡單平均內插法求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，對變量進行對數處理，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 平穩性檢驗

在協整檢驗之前，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據的平穩性，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據進行平穩性檢驗，并采用AIC和SC最小準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果，如表2所示。

檢驗結果表明，在5%的顯著水平下，五個變量的三組原序列均接受原假設，表現為非平穩序列。但五個變量的時間序列數據經過一階差分后，其ADF檢驗值均小于臨界值，即拒絕原假設，表現為一階單整的平穩序列，因此符合協整檢驗的前提條件，可以進行下一步的協整方程回歸。

表2 危機中相關變量的時間序列數據平穩性檢驗結果

3 實證檢驗

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

表4 危機中相應變量的協整方程回歸結果

表5 危機后相應變量的協整方程回歸結果

由協整方程回歸結果可見，三組數據的協整方程系數估計均為顯著，且經檢驗發現，協整方程的殘差均為5%顯著性水平下的平穩序列，因此金融危機前中后變量的長期協整關系均成立，中介目標變量與最終目標變量之間均存在長期均衡關系。然而，從短期來看，又可能出現失衡狀態，為增強實證檢驗的精準度，本文進一步建立了誤差修正模型，以分析各經濟變量間的短期動態關系。該誤差修正模型中的被解釋變量為協整方程中被解釋變量的一階差分，解釋變量為協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估計結果，見表6。

表6 變量的誤差修正模型估計結果

為進一步證實協整回歸的結論，系統分析貨幣政策與國民產值、物價指數之間的先行、滯后關系，本文對金融危機前后的變量進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。根據AIC和SC原則，滯后期同樣選擇為1，僅列危機后檢驗結果見表7。

表7 危機后變量的Granger因果檢驗結果

4 實證結果分析

根據上述長期協整方程、短期誤差修正模型以及格蘭杰因果檢驗的估計結果可以得到以下幾點結論。

第一，在中長期內貨幣政策的產出效應存在非對稱性。表3至表5顯示，就經濟增長而言，金融危機發生前中后三個階段，貨幣渠道的貨幣供應量和利率以及信貸渠道的信貸規模對國內生產總值的影響均是顯著的，但信貸規模對國內生產總值的影響存在5期的滯后，且除利率對國內生產總值呈負向影響外，其他兩個變量均呈正向影響。金融危機前，當貨幣供應量下降1%，國內生產總值下降0.475%；當利率上調1%，國內生產總值下降0.823%。當信貸規模下降1%，五期后的國內生產總值下降0.341%。同樣分析危機時期和危機后的實證結果并將三個階段進行對比后發現，金融危機前三個變量的系數明顯大于金融危機時期，金融危機后的變量系數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，在我國經濟周期的三個階段中，金融危機前緊縮性貨幣政策的產出效應最大，危機時期適度寬松貨幣政策的產出效應最小，而危機后穩健性貨幣政策的產出效應居中。

第二，在中長期內貨幣政策的物價效應也存在非對稱性。就物價穩定而言，金融危機發生前中后三個階段，貨幣渠道的貨幣供應量和利率以及信貸渠道的信貸規模對居民消費價格指數的影響均顯著，且三個中介變量對物價均呈現負向影響，也就是說，按照貨幣政策宏觀調控目標調整利率可以在一定程度上起到穩定物價的作用，但相應調整貨幣供應量和信貸規模有可能使物價惡化，這可能與貨幣政策傳導的滯后性有關。表3至表5中各個中介變量對居民消費價格指數的回歸系數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發現，金融危機前貨幣供應量和信貸規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定作用顯著大于危機時期，而金融危機后貨幣供應量和信貸規模對物價的惡化程度以及利率對物價的穩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健性貨幣政策的物價效應同樣居中。

第三，貨幣政策的產出效應和物價效應在短期也存在非對稱性。誤差修正模型殘差項μt-1的估計系數表示貨幣政策對最終目標變量前一期偏離的修正強度。金融危機前國內生產總值和居民消費價格指數的修正模型殘差項μt-1估計系數分別為-0.386和-0.631，負號表明當最終目標變量偏離均衡水平時，貨幣政策會對偏離進行相反方向的調整，從而實現系統的長期均衡，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（-0.271和-0.494）和危機后的估計系數（-0.304和-0.589）發現，金融危機時期的適度寬松貨幣政策對最終目標變量的修正強度稍小于危機后的穩健性貨幣政策，但明顯小于危機前的緊縮性貨幣政策，同樣顯現出我國貨幣政策的非對稱效應。

第四，Granger因果關系P值從另一個角度反映出我國貨幣政策的非對稱效應。在因果檢驗中P值的另一個作用是判斷自變量預測因變量能力的強弱，P值越小代表自變量預測因變量的能力越強。單就金融危機后來看，貨幣供應量、利率對國內生產總值的Granger因果關系P值小于信貸規模，說明金融危機前貨幣政策的貨幣傳導渠道對我國經濟增長的影響力度要大于信貸渠道。但就穩定物價來看，盡管貨幣供應量、利率和信貸規模都是物價指數的單向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劣趨勢。盡管如此，與金融危機前和危機時期的實證結果對比發現，金融危機后的Granger因果關系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健性貨幣政策的效應處于居中地位，其稍遜于危機前的緊縮性貨幣政策，但優于危機時期的適度寬松貨幣政策。

5 結論

在金融危機背景下，鑒于我國在經濟周期的不同階段分別采取的緊縮、適度寬松以及穩健的貨幣政策，本文相應選取危機前（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）三組樣本區間，運用協整檢驗和Granger因果關系檢驗對我國貨幣政策效應的非對稱性進行實證分析。文章分別從長期均衡關系的協整方程變量系數、短期誤差修正模型的殘差項估計系數以及Granger因果關系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，即存在緊縮性貨幣政策效應明顯優于適度寬松貨幣政策、穩健貨幣政策效應居中的現象，也即所謂的“剎車容易啟動難”效應。

盡管如此，我國貨幣政策的非對稱效應相對較弱。譬如，我國2008年金融危機之前實施的緊縮性貨幣政策對經濟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持續上升，2007年甚至急劇上升到4.8%，貨幣政策對物價的調控也未達到預期，這說明當期緊縮性貨幣政策下沒有出現顯著的“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濟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，當期物價未升反降，貨幣政策的調控存在明顯的滯后性，我國經濟于2011年出現輕度滯脹，CPI一度攀升到6%的高位狀態，更增加了宏觀經濟政策調控的難度。

[1]Cover,James Peery.A Symmetric Effects of Positive and Negative Money-Supply Shocks[J].Quarterly Journal of Economics,1992，（3）.

[2]Ahmed,H.，D.Pami.Effects of Monetary Variables on Real Output:Sensitivity Analysis[J].Applied Economics Letter,2000，（8）.

[3]Karras,G.Why are the Output Effects of Monetary Policy Asymmetric?Convex Aggregate Supply or‘Pushing on a String,?[J].Journal of Macroeconomics,1996,(18).

[4]Karras,G.Are the Output Effects of Monetary Policy Asymmetric?Evidence from Sample of European Countries[J].Oxford Bulletin of Economies and Statistics,1996，58（2）.

[5]Senda,Takashi.Asymmetric Effects of Money Supply Shocks and Trend Inflation[J].Journal of Money,Credit and Banking,2001,33(1).

[6]王文靜.貨幣政策傳導的非對稱性效應研究[J].統計與決策,2012,(14).

[7]曹永琴,李澤祥.貨幣政策非對稱性效應的形成機理研究[J].金融研究,2007,(3).

[8]趙進文,閔捷.央行貨幣政策操作效果非對稱性實證檢驗[J].經濟研究,2005,(2).

[9]劉明.信貸配給與貨幣政策效果非對稱性及“閥值效應”分析[J].金融研究,2006,(2).