貨幣政策操作規范有效性研究：1999—2012年

趙健

（黃淮學院，河南 駐馬店 463000）

貨幣政策操作規范是指中央銀行制定和實施貨幣政策時所遵循的行為準則，它是決定貨幣政策有效性的重要因素之一。1992年中國經濟體制明確向市場經濟轉型，貨幣政策在宏觀經濟調控中的作用力度逐漸增強。縱觀中國經濟幾十年的發展歷程，貨幣政策操作規范帶有明顯的“相機抉擇”特征，在不同的宏觀經濟背景下，選擇不同的貨幣政策：經濟過熱時緊縮，經濟萎縮時擴張。但同時又具有“規則”的痕跡，如制定各層次貨幣供給量的年度增長目標等。但中國貨幣政策操作規范究竟具有什么樣的特征，實施效果如何？解答這些問題對央行實施貨幣政策的有效性是非常重要的。

一、操作規范的理論演進與相關研究

根據現代宏觀經濟理論，貨幣政策操作規范有“相機抉擇”和“規則”兩大基本類型，“規則”是指央行在實施貨幣政策時事先就確定貨幣政策的計劃，每一時期都會遵從原有計劃，而不是隨機地采取措施，對貨幣政策的執行是系統性、連續性的。“相機抉擇”是指央行在制定和實施貨幣政策時，不受任何固定程序或者原則的約束，而是依據經濟形勢靈活設計貨幣政策，以保證在每一時期都作出最好的決策，從而實現貨幣政策目標。

（一）西方國家操作規范的演進

兩種操作規范之爭由來已久，最早可追溯到19世紀中葉。西方各國對貨幣政策操作規范的實踐探索過程與其理論演變是并頭齊行的。20世紀70年代之前，相機抉擇略占上風，西方國家基本都采用相機抉擇的操作規范，并成為凱恩斯思想的核心內容之一，特別是在1929年治理經濟危機過程中顯示出了強大的生命力。然而，相機抉擇的思想卻在70年代“滯脹”的大環境中受到了嚴重打擊，加之規則理論的不斷發展，操作規范開始向規則發展。規則的主張廣泛影響著20世紀70—80年代西方各國貨幣政策的實踐。

1977年基德蘭德和普雷斯科特將動態不一致理論①“動態不一致”是指，貨幣當局在t時刻按最優化規則制定的政策在t+n時刻實施時，不一定是最優的。巴羅和巴登二人因為對經濟政策時間一致性和實際經濟周期理論的貢獻，在2004年共同獲得了諾貝爾經濟學獎。引入到經濟理論研究中，從而引發了新一輪的“相機抉擇”和“規則”之爭。巴羅和巴登[1]（Barro and Gordon，1983）首次將“時間不一致”這一概念引入到貨幣政策的研究中，自此學術界關于操作規范之爭更傾向于規則。20世紀80年代美國股市大崩潰所造成的流動性危機，使得規則的貨幣政策難以從容對付。鑒于上述爭論，費希爾（Fisher，1990）從理論和實證兩個層次上討論了相機抉擇和規則的優劣，相機抉擇保持了貨幣政策的靈活性，規則則注重了貨幣政策的可信性。在這種情況下，經濟學者開始尋求既能消除通貨膨脹傾向，又能靈活應對意外沖擊的貨幣政策操作規范，研究的觸角滲透到政治、法律等更開闊的領域。羅格夫[2]（Rogoff，1983）最早提出了可以在兩種規范可信性與靈活性之間的差異和相互替換問題，其后得到了坎佐奈瑞（Canzoneri，1985）、羅曼（Lohmann，1992）等人的發展，其后影響比較大的研究成果有“保守中央銀行家”理論和“最優合約”理論。上述研究使得近期有關操作規范的爭論趨勢發生了一定的變化，持不同觀點的雙方都致力于尋求兩者的融合，使兩種的區別轉化為“政策承諾”的區別（McCallum，1997）。20世紀“相機抉擇”與“規則”實現成功融合的實踐就是通脹目標制。

（二）國內相關研究

中國關于貨幣政策操作規范的研究起步比較晚，而且主要集中在利用中國數據對現成理論進行檢驗，理論研究相對匱乏一些。這些研究主要集中在貨幣政策操作規范的文獻綜述、貨幣政策操作規范的實踐及貨幣政策操作規范的特征和選擇等問題上。

一部分文獻是對貨幣政策操作規范發展歷史的回顧，通過對我國貨幣政策實踐的考察，總結貨幣政策操作規范的特點。方衛星（2003）回顧了“規則與相機抉擇”150多年的爭論歷史。卞志村、吳潔[3]（2005）通過對兩種操作規范的歷史回顧，認為兩種操作規范的完美結合才是理想的操作規范，這也是目前最新的研究方向。卞志村（2009）借助方差分析方法，對中國貨幣政策操作規范兩種成分進行了分解，結果顯示中國貨幣政策操作規范是以相機抉擇為主的。這一觀點得到了大多數學者的認同。

大部分文獻贊成我國應該加快向規則的轉變。朱連才、陳華[4]（2004）通過對中國貨幣政策操作規范的回顧和總結，認為我國應該采用穩健的貨幣政策，以避免經濟的較大波動，穩健的貨幣政策就要向規則轉型。索彥峰、高虹[5]（2006）從交易成本政治學的角度出發，借助于數學模型對中國當前貨幣政策操作規范轉型的可行性進行了分析，認為從成本角度考慮，急劇的轉型是不可行的，中國應該采用由相機抉擇向規則的逐步轉型，以保持前者的靈活性和后者的可信度。許冰、葉婭芬（2009）基于理性預期模型，結合中國經濟的實際情況，從福利函數和經濟的穩定性出發，分析了貨幣政策的操作規則，研究表明與相機抉擇相比，事先承諾的貨幣規則對經濟的穩定性影響比較大，而其對應的社會福利損失函數比較小，因此中國人民銀行應該選擇事先承諾的政策規則并為其實施創造各種有利條件。卞志村（2009）通過對貨幣政策的動態模擬，認為規則可以減小開放性經濟下我國經濟的波動，因此，我國貨幣政策操作應該盡快向規則轉變。

上述文獻大部分集中在2009年以前，2008年源于美國的次貸危機導致了世界性的金融危機。在各國經濟刺激政策的作用下，2009年全球經濟開始復蘇，逐步進入“后危機時期”。后危機時代中國貨幣政策的基調是積極適度寬松，2009年寬松，2010年特別是下半年出現較為嚴重的通貨膨脹，針對這一形勢，貨幣政策已經從適度寬松調整為穩健，2011年、2012年繼續實行穩健的貨幣政策。這一時期中國貨幣政策實施效果如何，是否達到夯實經濟復蘇基礎，防控經濟二次探底風險的目的？這就需要對危機前后以及危機期間的貨幣政策操作規范的有效性進行全面反思，以便為未來經濟增長創造更加穩健的金融宏觀調控環境。

二、變量說明和數據選取

為考察貨幣政策操作規范的特征，需要分解其所包含的兩種操作成分，本文選擇以下變量：表示t時期貨幣政策狀態的(MP)t；表示貨幣交易媒介需求的社會消費品零售額增長率G(sale)；表示貨幣持有機會成本的名義一年期儲蓄存款利率R；表示貨幣赤字融資需求的中央銀行對政府債權增長率G(gov)，也是本國政府占用央行的資產。G(M1)、G(M2)分別表示狹義貨幣M1增長率和廣義貨幣M2增長率，其中i=1，2。

模型中所用樣本為1999年至2012年的季度數據，這是因為1998年之后中國貨幣政策的宏觀調控由直接控制轉向間接調控，我國相對穩定的貨幣政策經濟變量傳導路徑也是在1998年以后形成的。因此本文的研究范圍限定在1998年之后。數據來源為中華人民共和國國家統計局（http://www.stats.gov.cn）、中國人民銀行（http://www.pbc.gov.cn）、《金融年鑒》《中國貨幣政策執行報告》《中國人民銀行統計季報》以及巨靈金融服務平臺，有關變量增長率的數據均為同比增長率，為消除季節趨勢，有關數據均進行了季節調整。

三、兩種操作成分的分解

考察操作規范的特征，我們需要通過貨幣政策的狀態與工具變量的度量方程來衡量，從方程中我們也可以識別貨幣政策兩種操作成分——相機抉擇與規則。

（一）檢驗模型

一般來說，貨幣政策狀態和貨幣政策工具之間的關系可由以下線性函數來表示：

鑒于中國的實踐，本文將分別選擇狹義貨幣M1和廣義貨幣M2的增長率來表示。Πt-1表示利用前t-1期的所有信息來預測貨幣政策狀態的變量，其一般是以向量形式表示的；向量Πt-1的選擇一般涉及貨幣政策目標，名義目標如利率、物價水平等，實際目標如實際收入、就業率等，政策目標如政策預算赤字融資等。λ是邊際系數向量，表示彈性或者半彈性系數。為使模型可以估計，假定隨機擾動項μt序列不相關，且與被解釋變量(MP)t是相互獨立的。

選擇政策狀態變量和解釋變量后，由方程（1）可以分析貨幣政策操作規范中的兩種成分。被解釋變量中可以由λΠt-1解釋的部分就是可預期的貨幣政策變化，即表示規則貨幣政策造成的變化，除去該部分，剩余部分，即由殘差序列μt表示的部分就代表了貨幣政策中不可預期的成分——相機抉擇的成分，進一步我們可以考慮相機抉擇中的正效應和負效應成分。

（二）兩種操作成分的分解

為了分解兩種操作成分，我們采用如下模型：

模型中還引入了G(Mi)、G(gov)以及R的自回歸成分，以反映變量之間的動態影響。

用G(M1)作為貨幣政策狀態指標估計出來的貨幣政策狀態模型為：

括號內為t值，其中變量社會消費品零售額增長率未能通過檢驗，在模型中不顯著。

用G(M2)作為貨幣政策狀態指標估計出來的貨幣政策狀態模型為：

從上述回歸結果來看，模型（4）的效果要優于（3），前者的解釋變量都通過了檢驗，并且模型的殘差也是穩定的，因此選擇M2表示貨幣政策狀態變量。利用模型（4）可得到貨幣政策的兩種沖擊成分，即可預期的規則成分和不可預期的相機抉擇成分，我們分別用(MP)e和(MP)u來表示。

四、貨幣政策操作規范的有效性分析

幾乎所有的經濟學家都認為，貨幣政策的長期效應完全或者幾乎完全都反映在價格上，而短期內對產出等實際變量會產生重大的影響。因此在考慮兩種成分對貨幣政策狀態的效應時，我們分別從短期效應和長期效應來考察。

（一）貨幣供應量與GDP、物價的相關分析

作為貨幣政策的重要指標，貨幣供應量與經濟增長以及物價之間應該存在密切的相關關系和因果關系。我們選取1999—2012年的季度數據來驗證上述觀點，所用數據均來自于巨靈金融服務平臺。則廣義貨幣供應量增長率、GDP增長率和通貨膨脹率之間的相關系數矩陣如下表1所示：

表1 廣義貨幣供應量增長率、GDP增長率和通貨膨脹率之間的相關系數矩陣

從表1可以看出，廣義貨幣供應量M2與經濟增長、物價之間存在如下關系：

（1）從總體上看，廣義貨幣供應量M2與GDP、CPI的相關程度都不高，而且相關關系也不穩定，貨幣政策的效應具有滯后性。無論是當期還是滯后一期、二期，M2與GDP、CPI的相關系數都不大；當期與GDP是負相關，滯后一期、二期則為正相關；與CPI在當期和滯后一期是負相關，滯后二期則為正相關，相關關系都不穩定；無論是考慮M2對GDP的影響還是對CPI的影響，貨幣政策效應都具有滯后性，大約是在兩個季度或者半年后才顯現作用。部分原因可能是因為中國貨幣政策傳導機制存在“堵塞”，沒能很好發揮政策工具對宏觀經濟的影響作用。

（2）廣義貨幣供應量M2對經濟增長和物價的影響是有差異的。廣義貨幣供應量M2對當期和滯后一期物價的影響要高于對經濟增長的同期影響，尤其滯后兩期時，對經濟增長的影響作用就凸顯出來了。同時，廣義貨幣供應量和物價的當期相關性是最強，而與經濟增長的滯后兩季度相關性是最強的。

（3）對物價的影響。當期和滯后一季度的廣義貨幣增長率對物價的影響具有顯著的負效應，高于滯后兩季度的影響將近十幾個百分點。在當期和滯后一期是負相關，到了滯后二期則變為正相關。

（4）對經濟增長的影響。廣義貨幣供應量對經濟增長的當期影響是負的，而在滯后期則是正的，并在滯后兩季度后達到最大值。

（二）貨幣供應量與GDP、物價的因果分析

相關關系只是反映了貨幣供應量和經濟增長、物價的相關性，我們進一步來檢驗其與經濟增長、物價之間的因果關系。格蘭杰檢驗就是用來檢驗一個變量的滯后變量是否可以進入到其他變量方程中[1]，被解釋變量能夠在多大程度上被過去的解釋變量解釋。因此我們選擇格蘭杰因果檢驗來檢驗三者之間的因果關系。

由于廣義貨幣供應量和GDP數據都不平穩，而格蘭杰因果檢驗對數據的平穩性很敏感，所以需要先對數據進行平穩性處理，我們分別對兩者進行了一階差分后，數據變平穩，分別記為DGDP和DM2。其檢驗結果如表2所示。

表2 廣義貨幣供應量、GDP和物價間季度數據的格蘭杰因果檢驗

以上檢驗結果顯示M2不是GDP增加的原因，物價CPI和廣義貨幣供應量M2之間存在雙向的格蘭杰因果關系①雖然格蘭杰因果檢驗顯示CPI是GDP上升的原因，這與經濟理論是不符的，此時我們更尊重定性分析。。

由于格蘭杰因果檢驗的任何一種檢驗結果都和滯后長度的選擇有關，我們分別取了2階和3階，分析各結果，得到的結論是相同的。廣義貨幣供應量與經濟增長之間不存在格蘭杰因果關系。從表2來看，M2外生于GDP的概率是0.3195，這一方面可能是由于我國國內需求不足，而實際供給過度，使得需求沖擊被供給面的存貨或投資抵消，名義需求則被價格調整所抵消，最終使得對產出的影響比較小；另一方面，在樣本區間內，貨幣政策的方向性②貨幣政策的方向性改變是指貨幣政策的擴張、穩健、緊縮等政策力度的更替。發生了改變，使得貨幣政策的效應出現了抵消或者中和，因此M2對GDP沒有顯著的影響。劉金全和高鐵梅也得到過相似的結論[3]。

（三）貨幣政策的短期效應

凱恩斯學派和貨幣主義學派都承認貨幣供應量對經濟是有影響的，雖然影響的渠道不一樣，但都是誘發經濟波動的主要原因。從短期看反映在經濟波動上，從長期看則落在物價上。

為分析貨幣政策兩種操作方式的短期效應，我們考慮規則性和相機抉擇性兩種成分對GDP的效應。根據AIC和SC等信息準則，選擇模型的階數，GDP滯后一期，而(MP)e和(MP)u則選擇3期，建立回歸模型，經檢驗殘差序列存在一階自相關，因此在原回歸模型的基礎上建立AR（1）模型，估計結果如下：

所有變量在10%的顯著性水平下（帶*的表明在10%的水平下）都通過了檢驗，上述結果表明：

第一，我國的經濟增長有很強的慣性，這個可以從（5）看出，上期GDP增長中有73.11%的成分對當期有影響。第二，兩種貨幣政策成分對經濟增長的影響都在滯后兩個季度后達到最大值，其中規則的彈性為0.8906，相機抉擇的彈性則為0.5222③貨幣政策中規則和相機抉擇成分是由模型（4）估計得到的，而該模型中所有變量都采用的是增長率形式，因此估計出兩種成分也為增長率。鑒于這些分析，模型（5）中的系數就可以表示為彈性。；顯然，前者高于后者，說明GDP相對規則貨幣政策變化的反應更敏感一些。第三，對經濟的總體影響可以通過系數和來反映，其中規則貨幣政策為0.168，相機抉擇為-0.7994。這說明規則性貨幣政策對經濟具有擴張的作用，相機抉擇性貨幣政策對經濟具有收縮作用。

同樣，我們把相機抉擇的成分進一步再細分為正向沖擊和負向沖擊④如果相機抉擇的當期值為正，則記為正向沖擊，相應的負向沖擊為0；如果該期值為負，則該數值為本期的負向沖擊值，相應的正向沖擊記為0。，更深入地考察不同方向沖擊對經濟的影響力度。同樣的計量方法，建立模型后得到回歸結果：

上述結果表明：

第一，經濟增長仍舊顯示很強的慣性，上期有38.35%的成分對當期有影響。

第二，規則貨幣政策在當期產生最大影響，影響系數為0.5421；相機抉擇的正向沖擊在當期即達到最大影響，影響系數是0.5355；相機抉擇的負向沖擊在滯后一年后達到最大影響，影響系數是0.3221。

第三，規則性貨幣政策對經濟的整體影響是0.6085，對經濟具有擴張效應；相機抉擇正向沖擊的總體影響為0.5375，對經濟具有擴張效應；相機抉擇負向沖擊的總體影響為0.6018，對經濟具有收縮效應①0.6018為正數，說明與負向沖擊的方向相同，因此對經濟是收縮效應。。但負向沖擊的效應要大于正向沖擊的效應。

第四，正向沖擊和負向沖擊都是滯后一期和滯后四期才對經濟增長具有明顯的效應，季節性特征很明顯，說明了貨幣政策具有周期性。

（四）貨幣政策的長期效應

考慮貨幣政策兩種成分的長期效應，我們考察其對通貨膨脹的影響。根據AIC信息準則，建立通貨膨脹率（以CPI來表示），通貨膨脹率的滯后一期，規則成分以及滯后一期值、相機抉擇成分及其滯后一期值之間的回歸方程，結果如式（7）所示：

從上述結果來看：

第一，通貨膨脹仍舊顯示很強的慣性，上期值中有76.53%的成分對當期值產生影響。

第二，規則性貨幣政策在滯后一期產生最大影響，影響系數為0.8521；相機抉擇則在當期達到最大影響，影響系數是0.2872。

第三，規則性貨幣政策對經濟的整體影響是0.1392，對經濟具有擴張效應；相機抉擇的總體影響為-0.1159，對經濟具有收縮效應，且規則成分對通貨膨脹的影響要大于相機抉擇的影響。

五、結論與展望

本文利用貨幣狀態模型，對1999—2012年中國貨幣政策操作規范的有效性進行了分析。基于中國實際，綜合考慮了廣義貨幣供應量與GDP、物價之間的相關性和因果關系，進而剖析了貨幣政策操作規范的短期效應和長期效應。

結果顯示，中國貨幣政策傳導機制存在“堵塞”，廣義貨幣供應量外生于GDP的概率是0.3195，沒能有效發揮貨幣政策工具對宏觀經濟的影響作用。經濟增長與物價變化都有很強的慣性，上期對當期的影響是顯著的。規則對經濟及物價具有擴張作用，相機抉擇則具有收縮作用；與相機抉擇的貨幣政策相比，規則貨幣政策對經濟增長和物價的影響都較強。

文章考慮貨幣政策狀態時，未將表征開放度的因素納入模型分析中，中國的開放性經濟日益發展，因此考慮開放條件下的貨幣政策操作規范效應是需要繼續深入的方向所在。同時，在考慮貨幣政策操作規范兩種方式的長期效應時，文章并未進一步將相機抉擇成分分解為正向沖擊和負向沖擊，這是因為在作回歸分析時，各解釋變量對被解釋變量的影響并不顯著。造成這種結果的可能原因是：樣本時間段過短，進一步的分解會導致方向性沖擊的值出現多個0值，從而影響模型的擬合。因此增加樣本容量得到的結果可能更切合實際。

[1]Barro R Jand D BGordon.A Positive Theory of Monetary Policy in a Natural-Rate Model[J].Journal of Political Economy,1983,91(4):589-610.

[2]Rogoff D.Keynesian Macroeconomics without the Lmcuver[J].Journal of Economic Perspectives,1983,62(14):149-169.

[3]卞志村，吳潔.貨幣政策操作規范之爭的回顧[J].財貿經濟，2005，（11）：39-42.

[4]朱連才，陳華.穩健型貨幣政策——中國貨幣政策操作規范的選擇[J].金融教學與研究，2004，（6）：9-12.

[5]索彥峰，高虹.貨幣政策操作規范選擇：基于交易成本政治學的一個解釋[J].財經理論與實踐，2006，（1）：35-40.