我國貨幣政策傳導機制的效率與時滯

苗楊+李慶華+蔣毅

摘要：貨幣政策傳導機制的效率和時滯關系著央行貨幣政策的使用方向與力度等方面。本文以價格錯疊機制的動態產出模型為基礎，給出我國貨幣政策傳導的自回歸分布滯后模型，并以1992年1月至2014年3月我國GDP和M1月度數據為依據，估出該模型。模型顯示：我國M1增加1個百分點以后4個月才對GDP有大約0.2740個百分點的影響，而且M1對GDP影響的平均滯后長度為6個月。并且得出現實經濟中貨幣具有非中性的結論。

關鍵詞：貨幣政策；價格錯疊機制；貨幣非中性

中圖分類號：F830文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2015）03-0046-07

一、引言

貨幣政策傳導效率問題，實質上是貨幣政策能否傳導、如何傳導，以及是短期瞬時傳導還是長時期持續性傳導于實際GDP。從理論上看，貨幣政策傳導機制的效率和時滯一直是學者關注的問題，它關系到兩個方面：一是貨幣政策是否能傳導到實體經濟？如果回答是肯定的，那么在理論上就支持了貨幣非中性的結論。二是如果對第一個問題的回答是肯定的，從政策實施到對實體經濟發生作用，需要多長時間？如果能對此進行相對準確的測算，那么理性預期學派關于貨幣政策的滯后性引起貨幣政策無效的假說就值得商榷了。

從實踐上看，對我國貨幣政策傳導機制的效率和時滯進行研究對央行貨幣政策的使用方向與力度等實踐上的問題具有重要的參考意義。

長期以來，經濟學研究者們從理論和實證兩個方面進行了深入的研究。Lucas[1-2]提出的不完全信息模型和Lucas[3]、Fuerst[4]、Christiano 和 Eichenbaum[5]提出的“流動性”模型，認為貨幣沖擊對實際GDP能產生短期的影響，但在長期是沒有顯著影響。但20世紀30年代的大蕭條和美國聯邦儲備銀行1977年10月的銀根緊縮策略均導致了長時期衰退的典型例證，反映了貨幣沖擊的持續性。在20世紀的后20年中，一些著名經濟學家根據“菜單”成本模型或者根據壟斷競爭模型等等，認為較小的沖擊可能會帶來持續的實際效應。Taylor[6]肯定了Friedman的研究對貨幣政策傳導機制理論發展的重要性，總結了這一時期貨幣沖擊會產生的較長時期效應的理論，或者說貨幣政策傳導機制理論，強調工資和價格的調整的高度錯疊性是貨幣政策能持續傳導于GDP的重要原因。從這一時期開始直到2007年美國金融危機爆發，無論是理論研究還是用計量經濟學方法進行經驗分析，均得到了長足的發展。我國學者張成思[7]的研究成果《貨幣政策傳導機制：理論發展與現實選擇》中，對此進行了評述。

美國金融危機后，對貨幣政策傳導機制的研究更加現實，更加注重實證的動態分析，這一方面是由于理論的動態分析的困難；另一方面是實證分析技術特別是包括計算機技術在內的計量經濟技術的發展，為此提供了條件。美國金融危機的沖擊導致了其貨幣政策傳導的多樣化，傳統傳導途徑主要是利率與信貸兩種，后來增加了財富傳導，再后來又有了金融資產或者資產價格傳導等創新。Taylor和Williams（2009）、Cecchetti（2009）等分析了這種影響。Koop等[8]把基于隨機波動的時變向量自回歸模型拓展成混合創新模型（Mixture Innovation Model），并運用該模型實證動態地研究了外部沖擊的變化會影響到貨幣傳導機制的演化。其分析對我國貨幣政策傳導機制隨著利率市場演化的轉換而演化有一定借鑒意義。另外，Makram和Sebastian[9]提出了一個多元狀態空間框架，分析美國貨幣政策的短期沖擊，指出用該框架進行分析可以研究短期沖擊與價格指數的關系而無須考慮實際貨幣需求。這些研究說明了西方有關貨幣政策傳導機制的研究有向機制演化研究方面發展的趨勢，當然也有其它的多元化研究趨勢，只要它們有實用價值。也就是說西方學術界的有關貨幣政策傳導機制的研究以實用化為主。

然而我國貨幣政策傳導機制與歐美最主要的區別是：在我國，利率還沒有市場化，所以過去和目前的傳導機制的作用大小均會有所不同。利率市場化是我國金融體制改革目標，那么，利率市場化后，過去的貨幣政策傳導機制還會有多大作用，是否需要傳導機制的創新等等，這些都是擺在我國學者和貨幣管理當局面前的迫切問題。當然，國內學者對這些問題也進行了頗有價值的研究。張成思[7]-[10]的兩篇文獻，在綜述了西方特別是美國有關貨幣政策傳導機制研究的基礎上認為貨幣政策傳導渠道有六大類：利率傳導渠道、信貸傳導渠道、貨幣傳導渠道（也稱為貨幣學派傳導渠道）、匯率傳導渠道、財富傳導渠道和中央銀行信息溝通渠道。文獻認為在國內外金融局勢不斷變化的大背景下，如何將這些新的內容與我國貨幣政策相協調從而確保貨幣政策實現有效傳導，是未來一段時期值得經濟學者全面深入研究的重要課題。牛江濤[11]通過對中西方貨幣政策傳導機制比較研究后認為，我國現行社會經濟運行機制中存在著嚴重的“體制性滲漏”可能會使央行貨幣政策調節陷入 “體制性陷阱”。蔣冠和劉紅忠[12]專門對我國存款準備金率政策的傳導機制進行了研究，得出了類似美國學者的結論，認為傳導機制應隨外部條件的變化而創新。王國剛[13]基于2001—2010年數據分析了我國貨幣政策調控工具的操作機理，得出要進行體制創新的結論。董志勇和官靚（2009）、黃曉東和戴玉華（2013）、張成思等（2013）、黃武俊和燕安（2010）等等，分別從不同方面或不同角度對我國貨幣政策傳導途徑、效率、滯后性等進行了有價值的研究，為相關研究提供了有益的參考。本文將以已有的研究成果為基礎，建立我國GDP關于貨幣供給分布滯后的宏觀模型，通過實證分析說明我國貨幣政策傳導的效率與時滯。

二、理論分析

我們對貨幣傳導機制的理論分析將在一個帶有名義錯疊合同的產出動態過程的基礎上，說明有關傳導貨幣政策沖擊的幾點共識，為本文的實證模型提供一個理論上的鋪墊。

1. 帶有名義錯疊合同的產出動態過程

傳統觀點的產生基于Taylor所提出的兩個結構性模型。其一是錯疊價格制定機制：假設在每一時期，有一個代表性企業參考現行價格來制定自己的價格，這里的現行價格是基于現在和過去的平均或者加權平均數。不妨考慮兩期，則錯疊的定價模型可以用以下的等式來描述：

p-t=12（pt+pt-1） （1）

p*t=p-t+δyt（2）

pt=12（p*t+Etp*t+1）（3）

其中，p-t代表現行價格水平（即是按適應性預期的價格水平），pt是在時期t和t+1所制定的價格，p*t是企業僅僅為時期t制定的價格，yt是產出，Et代表條件數學期望值運算符，它是基于到時間t為止所得到的所有信息而做出的條件數學期望。在這里所有的變量都是取對數值的變量。

其二是錯疊的工資制定機制：在一個工資制定的錯疊化的模型里，假設價格的制定是同步的。這樣，價格水平是企業的定價，而企業的定價反過來是在名義工資指數上的一個附加。下面的等式描述了一個工資制定錯疊化的模型：

P-t=Pt=μpW-t（4）

w-t=12（wt+wt-1）（5）

w*t=w-t+δyt（6）

wt=12（w*t+Etw*t+1）（7）

其中，大寫字母P-t、Pt和W-t分別表示價格水平、企業定價和工資指數的水平值，而小寫字母變量則表示這些水平值變量的對數變量值。變量wt是指在時期t和t+1所制定的工資，而w*t是在僅僅為時期t制定一個工資的情況下而為時期t制定的工資。

式（4）說明價格是在工資指數上的一個附加。這樣，如果企業的價格制定是同步的，那么價格水平會按一定比例對應于工資指數。

對這兩種機制的觀察表明，如果參數δ的值不依賴于價格制定是錯疊的還是工資制定是錯疊的，那么這兩種機制將隱含著相同的總體動態演化過程。在上面的式（2）和式（6）中，參數δ起關鍵性作用，它決定了價格或者工資制定機制是更接近適應性預期還是更接近理性預期：如果它的值更接近0，則此機制更接近適應性預期，即粘性更強；如果它的值更接近1，則此機制更接近理性預期，即粘性更弱。所以參數δ的值在貨幣政策傳導于實體經濟方法起關鍵性作用。我們可以假設一個貨幣需求方程式yt=mt-p-t，這里mt表示貨幣沖擊的對數變量形式。結合式（2）和（3）以及（6）和（7），可以得到：

xt=12（p-t+Etp-t+1）+δ2（yt+Etyt+1）（8）

其中，xt對應于價格錯疊模型中的價格或者工資錯疊模型中的工資。用式（1）和貨幣需求方程分別替換價格和產出，模型便演化為一個關于xt的二階差分方程。如果mt是一個隨機游走或者是一個單位根過程，我們可以得到這一差分方程的一個簡單解，它所隱含的產出動態方程可表達為：

yt=φyt-1+1+φ2（mt-mt-1），φ=1-δ1+δ（9）

式（9）刻畫了一個簡化的動態產出演化過程。如果δ=0，那么φ=1，此時貨幣沖擊的持續性將無衰退地延續到無窮；如果δ=1，那么φ=0，此時貨幣沖擊的持續性為0；如果0<δ<1，那么0<φ<1，式（9）可以看成是一個滯后系數按幾何級數衰減的解釋變量為（mt-mt-1）的無窮分布滯后模型，而解釋變量正是貨幣增長率，所以，此時產出是一個平穩的自回歸過程，其持續性將按幾何級數衰退地延續到無窮。

雖然價格錯疊與工資錯疊機制的動態產出模型過程形式上是相同的，但是決定性因素在兩種機制的關鍵性參數δ，可能因為不同的偏好與技術而有所不同，從而使兩種機制下總產出對貨幣沖擊做出的反應會有不同的預測，雖然客觀動態過程只有一種。從經驗研究中有關參數的可信度來看，也許工資錯疊機制會扮演更重要的角色，但是錯疊機制本身卻沒有從經濟人行為中解釋持續性。這就是說研究者要從決策主體的最大化行為中尋求解釋。

2. 不同理論模型機制下的共識

在一個具有垂直生產鏈和價格錯疊合同的一般均衡模型中，西方學者通過引入垂直的投入產出結構，同時在生產的每一加工處理階段中存在著價格錯疊合同。在對代表性家庭的最優行為和生產鏈上不同階段的企業最優行為進行實證分析的基礎上，得出有關總產出持續性以及被觀察到的價格的動態演變的重要結論：如果生產的加工處理階段越多、中間投入品所占的份額越大，那么產出反應持續性就越大，貨幣沖擊對實體經濟的效率就越高。而這個結論的實質是當生產鏈足夠長時，企業價格錯疊化的程度就會足夠大，從而使貨幣沖擊對于價格調整的影響越來越弱，對于GDP的影響越來越強。

在一個平行的投入產出結構和勞動力市場摩擦的均衡模型中，西方學者把勞動力市場摩擦引入模型，減弱了勞動力成本的波動，從而使價格水平的調整更加緩慢并且使總產出的運動更具有持續性。

鑒于對價格錯疊程度和勞動市場的摩擦性或者工資的錯疊程度的不同認識，不同學者對持續性的大小和價格調整的滯后及衰減程度會有不同的看法。但總的來說還是有幾點共識的，即：

第一，在長期，一國生產物品和勞務的能力決定著該國居民的生活水平。實際GDP是衡量一國經濟福利的一項最重要指標，它衡量了一國滿足其居民需要和愿望的能力。在長期，GDP依賴于包括勞動和技術在內的生產要素。當生產要素增加時，實際GDP增長。

第二，在短期，貨幣政策能夠影響一國生產的物品和勞務的數量。一國生產物品和勞務的能力是長期中決定GDP的基礎，在短期，GDP也依賴于經濟的總需求，所以，所有影響總需求的變量的變化都能夠引起經濟波動。而較快的貨幣增長能通過利率、信貸等傳導機制增加產量和就業，減少失業。因此，貨幣政策傳導在短期是有效的。

第三，預期在決定經濟的行為方面發揮著重要作用。居民和企業對貨幣政策的變化怎樣進行預期，預期是否合理，如何對政策的變化做出反應，反應速度的快慢等等，決定了經濟變化或者不變化的規模，甚至有時還決定著經濟變動的方向[14-15]。例如，適應性預期即以過去和現在的數量為依據進行的預期，會使貨幣政策向實體經濟的傳導成為可能。

第四，在長期，實際GDP最終會恢復到其自然水平上，而這一水平取決于自然失業率、經濟資源存量和一國的科學技術狀態。

以上共識反映在貨幣的性質上就是：貨幣是中性的，但不是極中性的。所謂中性就是指在長期，貨幣供給量的變化對實際GDP沒有作用；在短期，貨幣供給量的變化對實際GDP有影響，甚至是持續性影響。即，貨幣政策長期無效，短期有效。所謂極中性就是指貨幣供給量的變化對實際GDP在長期和短期都是無效的。另外還有一種觀點認為貨幣是非中性的，即貨幣政策無論是在長期還是在短期都是有效的，亦即貨幣本身的價值是大于零的。本文支持這種觀點。之所以持有這種觀點是基于對有關“長期”和“短期”概念的認識，和基于本文的貨幣政策傳導動態持續模型即本文的貨幣政策傳導分布滯后模型。

3. 關于經濟學概念“短期”和“長期”的詮釋

在經濟分析中，短期和長期是一對令人迷惑的概念。根據中國人民大學出版社2010年版的《西方經濟學》（高鴻業）的解釋，短期指生產者來不及調整全部生產要素的數量，至少有一種生產要素的數量固定不變的時間周期。長期指生產者可以調整全部生產要素的數量的時間周期。所以在成本分析中，在短期有固定成本與變動成本之分，而在長期則所有成本均是變動的。

這種短期與長期的概念可引入到其它經濟分析中。據解釋，短期與長期并不是一對具體的時間概念，而是強調經濟活動主體對外界環境條件的反應，當外界環境條件發生變化時，經濟主體會根據這種變化，按利益最大化原則調整自己的行為或經濟資源的數量。但是，實際上這種調整不一定能夠調整到位即不一定能調整到最優值或意愿值。所謂短期就是指經濟主體還沒有調整到位的時間周期，而長期則是調整到位的時間周期。顯然，關于這一對概念有兩個方面的特點：第一，短期與長期不是具體的時間概念。長期不一定很長，短期不一定很短。如果人們能在很短的時間內調整到意愿狀態，那么“長期”就是很短的；相反，如果人們很長時間也不能調整到意愿狀態，那么“短期”就是很長的。第二，不同經濟主體的“短期”和“長期”是不相同的。不同行業的企業所面臨環境狀態（包括市場環境、制度環境、政策環境和地理環境等）往往是不相同的，這些環境狀態的實際變化也是有所不同的，由于不同行業不同類型的企業的敏感性不盡相同，所以這些企業對環境狀態的變化的反應快慢也就不盡相同。

那么，客觀經濟中有這種“經濟學意義”上的短期和長期嗎？由于，第一，在任何時候企業總會有固定成本的；第二，當相關要素的價格發生變化時，企業或經濟主體的雖然會在一定時期內進行調整，但是當其調整還沒有到意愿水平的時候，相關要素的價格已經有新的變化，企業或經濟主體需要重新調整，等等。這個過程會無窮的持續下去。可見，客觀世界中的企業或經濟主體是沒有“經濟學意義”上的“長期”的。

其實，在微觀經濟學中，之所以引入“短期”與“長期”的概念，是新古典學派試圖證明斯密“看不見的手”的需要。只有在“長期”完全競爭的市場機制才能“證明”：“每個人都試圖用應用他的資本，來使其生產品得到最大的價值。一般來說，他并不企圖增進公共福利，也不清楚增進的公共福利有多少，他所追求的僅僅是他個人的安樂，個人的利益，但當他這樣做的時候，就會有一雙看不見的手引導他去達到另一個目標，而這個目標絕不是他所追求的東西。由于追逐他個人的利益，他經常促進了社會利益，其效果比他真正想促進社會效益時所得到的效果為大?！盵24]?？梢姡词乖谖⒂^經濟分析中，與其說“長期”是一種時間概念，倒不如說“長期”是一種信念。

將“短期”與“長期”概念，特別是“長期”概念引入宏觀經濟分析，可能是一種超現實主義的分析，在現實宏觀經濟運動中，不可能有“經濟學意義”的“長期”概念的存在，它只不過是一種“烏托邦”式的分析。是基于對理性無限性的信念。所以，有關理性預期學派的理論很難在經驗分析中找到有力的證據也就不足為奇了。

由于本文要從實證的角度論述現實貨幣政策傳導的效率和傳導的滯后性，所以不承認有“長期”概念的現實存在。因為“長期”不存在，所以有關在“長期”貨幣是中性的結論自然就不成立了。也就是說，貨幣是非中性的，貨幣政策傳導機制是有效的。

三、經驗分析

價格錯疊和工資錯疊機制對貨幣持續性的解釋其實是源于經濟變量本身的慣性和一個變量對另一個變量影響的滯后性。由于經濟活動主體的習慣與經濟主體之外的經濟變量相比更難以變化，即使是想要一個理性的變化，但由于技術原因和制度原因，這種理性的變化也不會立即調整到位。所以經濟動態中的慣性和滯后性也就是一種較為普遍的性質。式（9）就是反映這種慣性和滯后性的一種模型。慣性可由自回歸模型中的被解釋變量的滯后項反映，而滯后性則可由分布滯后模型中的解釋變量的滯后項反映。式（9）就是一個特殊的自回歸分布滯后模型。

1.貨幣供給動態模型的構建

一般來說，自回歸分布滯后模型中，解釋變量對被解釋變量的影響會隨著滯后期的增加而按幾何級數衰減，這種衰減從何時開始則是不固定的。式（9）的特殊性就在于，這種衰減從滯后的第一期就開始了。所以，用此類模型解釋我國貨幣政策對GDP的傳導，就要根據我國貨幣供給量與GDP的值來確定模型中滯后影響衰退的開始滯后期。由于式（9）中的錯疊機制是為了簡單而以兩期的移動平均價格（或工資）為基礎的，所以式（9）是一種簡化的模型。當然，即使如此，它也反映了貨幣傳導的持續性。而為了一般地解釋貨幣傳導于GDP的動態機制，我們需要將式（9）進行更接近實際的改進。這只要將式（9）中的貨幣供給量的滯后期由一期改為若干期即可。用計量模型表示，則為：

yt=c+ρyt-1+β0mt+β1mt-1+…+βkmt-k+ut（10）

式（10）中yt和yt-1分別表示GDP的對數變量的當期值和滯后一期的值。mt，mt-1，…，mt-k分別表示貨幣供給量M的對數變量的當期值，滯后一期的值，……，滯后k期值。ut是隨機擾動項。

對式（10）的理解有三點值得注意：

第一，式（10）是產出關于貨幣供給量的自回歸分布滯后模型（ADLM）。

第二，式（10）中為什么自回歸項中只有一階即產出滯后一期的項，而沒有二階或更高階即滯后期為2或滯后期更長的產出項，這是因為產出的慣性總是在前一期的基礎上演化的，高一階的滯后項通過自回歸分布滯后模型已經隱含在對低一階的滯后項中，所以在實證分析中沒有必要考慮更高階的自回歸項。

第三，式（10）的分布滯后項的最長的滯后長度并不是k，而是無限大。只要將式（10）作為一個遞推式，就可以看出這一點。它實際上是一個無窮分布滯后模型。式（10）中出現的mt，mt-1，…，mt-k表示的是從第k+1期開始，滯后項對被解釋變量的影響將按幾何級數衰減。

我們的目的就是要根據我國GDP和貨幣供給量（比如M1）的時間序列數據，估計式（10）。

2. 數據的獲得與提煉

根據中華人民共和國統計局官網的資料，可以直接獲得1992年第一季度至2014年第一季度的國內生產總值即GDP的以年為終結的累計數據，通過差分可以得到不同季度的GDP的凈值數據，如表1所示。

3.經驗分析過程與結果

對于時間序列而言，直接用回歸方法研究兩個變量之間的關系，偽回歸的可能性很大，要通過單位根檢驗與協整檢驗，闡明變量之間的協整關系。運用式（10）時，還需要確定k的具體值。

單位根檢驗表明，產出的對數變量有一個單位根，ln（GDP）是一階單整過程的一個實現；貨幣供給量的對數ln（M1）也只有一個單位根，它也是一階單整過程的一個實現。由于兩者的單整階數相等，所以能對它們進行協整檢驗。

Johansen協整檢驗結果如表2所示。

表2GDP對數變量y與貨幣供給量M1對數變量m的Johansen協整檢驗結果

四、結果分析

本文最終經驗分析結果從形式上看比較簡單，但其包含的內容并不簡單。

第一，如果將產出的滯后值依次疊代，則會產生如下分布滯后式。

yt=yt-1+4mt-4+t

=（yt-2+4mt-5+t-1）+4mt-4+t

=2yt-2+4mt-4+4mt-5+t+ut-1…

=4（mt-4+mt-5+2mt-6+…）+t+ut-1+2t-2+…（14）

其中，4=0.2740，=0.6777。

式（14）意味著：貨幣供給量對國內生產總值的影響從第四個月以后才顯著出現，而且其影響達到最大，從第四個月以后其對國內生產總值的影響逐漸衰退。此后，對產出的影響逐漸減小。

第二，我們可以根據式（13）或式（14）估算貨幣傳導的平均滯后長度。平均滯后長度是指以各滯后項的系數為權數所計算的各滯后期的加權平均數。這里平均滯后長度為：

AL=4（4+5+62+…）4（1++2+…）（15）

令

s=4+5+62+…

則

s=4+52+…；（1-）s=4++2+…；s=3+11-1-

所以，

AL=4（4+5+62+…）4（1++2+…）

=s11-=3+11-

將=0.6777代入式（15），可得平均滯后為AL=6.1000。

綜上，我國貨幣政策的傳導對GDP是有顯著影響的，但是其影響直到政策公布后，經過4個月才傳導到GDP，影響的大小約是，當狹義貨幣供給量增加1個百分點時，GDP可能會增加0.2740個百分點。而其平均滯后長度為6個月。我國貨幣政策當局在制定貨幣政策時要考慮這種滯后性。

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（責任編輯：孟耀）