陸 虹
(上海財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與管理學(xué)院,上海200433)
(一)研究背景和意義。隨著世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)的頻繁發(fā)生,人們觀察到相同幅度的貨幣收縮和貨幣擴(kuò)張對產(chǎn)出影響的幅度都有所不同。貨幣政策效應(yīng)的非對稱性的概念由此提出并被廣泛接受。我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中是否也存在貨幣政策效應(yīng)的非對稱性,是一個非常有現(xiàn)實意義的研究課題。在經(jīng)歷了2007年的國際經(jīng)濟(jì)危機(jī)沖擊后我國的貨幣政策迅速轉(zhuǎn)向,但這也為度過危機(jī)后經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高通脹通道埋下了伏筆。對貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效果的非對稱性進(jìn)行理論分析、調(diào)查研究和實證檢驗,在我國貨幣政策效應(yīng)被質(zhì)疑的現(xiàn)階段更具有現(xiàn)實意義。
(二)國內(nèi)外關(guān)于貨幣政策效應(yīng)非對稱性的研究現(xiàn)狀。20世紀(jì)30年代全球性的經(jīng)濟(jì)大蕭條爆發(fā),各國央行都采用擴(kuò)張性的貨幣政策來刺激經(jīng)濟(jì),但歐美國家的經(jīng)濟(jì)仍復(fù)蘇乏力。于是主流經(jīng)濟(jì)學(xué)家們開始反思貨幣政策的效應(yīng)問題。Keynes(1936)是第一批反思經(jīng)濟(jì)大蕭條并以此為觸發(fā)點(diǎn)開始研究貨幣政策非對稱效應(yīng)的學(xué)者之一。Cover(1992)第一次正式提出貨幣政策非對稱效應(yīng)的概念,貨幣政策的正向沖擊對產(chǎn)出沒有影響,只有負(fù)向沖擊才會影響產(chǎn)出。沖擊的大小的不同產(chǎn)生了非對稱性。
貨幣政策在經(jīng)濟(jì)周期維度上的非對稱效應(yīng)可以被Stiglitz和Weiss(1981)提出的信貸配給理論所解釋:商業(yè)銀行的信貸配給行為具有與生俱來的收縮性,為消除逆向選擇和道德風(fēng)險等不利因素,采用商業(yè)銀行均衡型的信貸配給通常會使真實經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生收縮性的額外影響。信貸配給的收縮性效應(yīng)在理論上證明了貨幣政策的非對稱性特征。這一觀點(diǎn)由經(jīng)濟(jì)學(xué)家應(yīng)用STR模型進(jìn)行的實證分析給予了進(jìn)一步證實。
20世紀(jì)90年代以來,隨著非線性理論與模型的發(fā)展,特別是自Granger和 Ter?svirta(1993)提出了STR(Smooth Transition Regression)模型,許多學(xué)者紛紛使用STR模型來嘗試進(jìn)行貨幣政策操作效果非對稱性的實證研究。Weiss(1999)用STR模型證明了美國貨幣沖擊對實際產(chǎn)出有更強(qiáng)的影響。Bruinshoofd和Candelon(2004)使用STR模型和LM統(tǒng)計量檢驗了歐洲幾個國家的貨幣政策效力及丹麥和英國貨幣政策效果的非線性特征,而法、德、意、荷四個歐盟成員國執(zhí)行的是統(tǒng)一的貨幣政策,因而它們的貨幣政策效應(yīng)都具有線性特征。Sensier等(2002)構(gòu)建了用以模擬英國利率作用效果的STR模型,認(rèn)為英國的貨幣政策效應(yīng)具有非線性特征。Kasuya(2003)用STVEC模型研究發(fā)現(xiàn)日本貨幣政策效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)衰退時作用顯著,但貨幣政策難以在經(jīng)濟(jì)極度衰退時發(fā)揮作用。Omar(2001)對委內(nèi)瑞拉宏觀數(shù)據(jù)的研究顯示,貨幣政策在不同信貸狀態(tài)下對投資的影響具有非對稱特性。
國內(nèi)學(xué)者趙進(jìn)文和閔捷(2005)采用貨幣供應(yīng)量和利率作為轉(zhuǎn)換函數(shù),用LSTR模型進(jìn)行分析,得出我國貨幣政策操作效果具有明顯的非對稱性的結(jié)論。劉明(2006)運(yùn)用LM檢驗和t檢驗,發(fā)現(xiàn)微觀信貸市場上的信貸配給導(dǎo)致了我國貨幣政策的非對稱性和“閥值”的存在。彭方平(2007)采用STR模型研究了在不同信貸狀態(tài)下貨幣政策效應(yīng)的差異性。劉金全等(2009)利用LSTVAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果表明我國產(chǎn)出和通貨膨脹對貨幣沖擊的動態(tài)反應(yīng)隨著沖擊方向、規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)周期階段的變化而變化,貨幣政策對實際產(chǎn)出和價格水平的作用具有非對稱性特征。
上述基于STR模型的實證分析都從貨幣政策和經(jīng)濟(jì)周期的角度,選擇相應(yīng)指標(biāo)如貨幣供應(yīng)量和利率或產(chǎn)出和通貨膨脹作為轉(zhuǎn)換變量,以分析貨幣政策效應(yīng)的非對稱性。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上,運(yùn)用STR模型、LM統(tǒng)計檢驗方法以及脈沖響應(yīng)分析方法嘗試對我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效應(yīng)的非對稱特征及其地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響展開系統(tǒng)的實證研究。
(三)研究方法和分析思路。Granger和 Ter?svirta(1993)提出的STR(Smooth Transition Regression)模型是當(dāng)今國際上研究政策拐點(diǎn)經(jīng)常使用的非線性方法,其特點(diǎn)是:(1)模型具有在樣本期內(nèi)逐步平滑的效果;(2)模型的轉(zhuǎn)換變量是可觀測的,且其刻畫的經(jīng)濟(jì)時間序列的動態(tài)變化過程是從一種狀態(tài)緩慢平滑地轉(zhuǎn)換到另一種狀態(tài)。鑒于在商業(yè)銀行的信貸傳導(dǎo)過程中存在大量參與者的相互作用,我們可將其狀態(tài)轉(zhuǎn)換視為是平滑的。因此,本文運(yùn)用STR模型和LM檢驗統(tǒng)計量研究我國貨幣政策信貸渠道效果的線性或非線性特征,分別使用貨幣供應(yīng)量和利率、信貸余額指標(biāo)作為模型目標(biāo)變量,實證分析我國貨幣政策信貸渠道的不同效果。分析思路為:
1.運(yùn)用STR模型對我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效果的線性特征進(jìn)行檢驗,在此基礎(chǔ)上以我國有關(guān)的信貸變量為反應(yīng)變量對相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行脈沖分析,以驗證我國信貸政策的非對稱性。
2.對我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對全國和東、中、西部地區(qū)的相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行濾波分析,以考察我國信貸政策傳導(dǎo)渠道的整體和地區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。
(一)非對稱性檢驗?zāi)P?。STR(Smooth Transition Regression)模型的最早研究起源于Tong(1978)提出的閾值(Threshold Regression,TR)模型。在TR模型中,研究變量總是產(chǎn)生于其中的一種機(jī)制,而不會來自于兩種或多種機(jī)制的混合。而簡單的STR模型是以兩種不同的狀態(tài)研究變量的特征,研究變量可能產(chǎn)生于其中的一種機(jī)制,也可能是兩種機(jī)制的混合。研究變量在不同機(jī)制之間的轉(zhuǎn)換主要取決于不同的轉(zhuǎn)換函數(shù),而轉(zhuǎn)換變量或開關(guān)變量則是引起機(jī)制間轉(zhuǎn)換的主要誘因。STR模型能夠從數(shù)據(jù)中揭示出一些線性模型所無法發(fā)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。
1.STR模型的結(jié)構(gòu)框架。其形式如下:
G(γ,c;st-d)的常用形式有指數(shù)型(對應(yīng)的模型為ESTR模型)和邏輯型(對應(yīng)的模型為LSTR模型)。
邏輯函數(shù)形式如下:
指數(shù)函數(shù)形式如下:
2.模型結(jié)構(gòu)的線性檢驗。STR模型實證研究所需解決的問題可歸結(jié)為:轉(zhuǎn)換變量st-d的選取及滯后階d的確定、模型設(shè)定形式的選取、模型參數(shù)的估計等。為實現(xiàn)上述目標(biāo),Luukkonen等(1998)對式(1)在γ=0處進(jìn)行一階泰勒展開:
為實現(xiàn)上述檢驗,Luukkonen等(1988)提出了構(gòu)建服從χ2分布的LM統(tǒng)計檢驗,大量隨機(jī)模擬結(jié)果顯示,在小樣本情況下該統(tǒng)計檢驗具有較低的檢驗勢。基于此,Ter?svirta(1994)構(gòu)造漸近服從F分布的LM統(tǒng)計檢驗,在小樣本情況下該統(tǒng)計檢驗的檢驗勢有明顯的提高,若檢驗H10,其具體步驟如下:(1)在原假設(shè)成立的條件下,做yt對x′t的回歸,并計算殘差平方和SSR0;(2)不存在原假設(shè)約束下,直接對式(4)進(jìn)行回歸,并計算殘差平方和SSR1;
(3)服從χ2分布的LM統(tǒng)計量計算如下:
LM=T(SSR0-SSR1)/SSR0~χ2(3p)
服從F分布的LM統(tǒng)計量計算如下:
LM=[(SSR0-SSR1)/3p]/[SSR1/(T-4p-1)]~F(3p,T-4p-1)其中,T為時間序列的時間長度,3p為受約束參數(shù)的個數(shù),T-4p-1為分母所對應(yīng)的自由度。在原假設(shè)H10成立的條件下,統(tǒng)計量LM漸進(jìn)服從F(3p,T-4p-1)分布。
通過比較F統(tǒng)計值和臨界值,判斷是否接受或拒絕原假設(shè),從而考察我國貨幣政策信貸渠道效果的線性或非線性特征,為進(jìn)一步改善貨幣政策的操作方式提供參考依據(jù)。
(二)變量選擇與數(shù)據(jù)處理。
1.選擇變量。在我國,貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的主要中介目標(biāo)和操作目標(biāo)一般選擇貨幣供應(yīng)量、利率和信貸規(guī)模。本文的主要目的在于研究我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中信貸渠道是否具有對稱性,因此采用貨幣供應(yīng)量M2、基準(zhǔn)利率I和季度信貸余額CB作為衡量貨幣政策意圖的分析指標(biāo)。央行規(guī)定的1年期貸款利率作為利率指標(biāo),但由于存貸款利率指標(biāo)是貨幣政策的工具,它是由中央銀行行政性規(guī)定的,因而這一利率指標(biāo)除偶爾調(diào)整外,大部分時間缺少變化,因此采用銀行間7日同業(yè)拆借利率作為基準(zhǔn)利率。①貨幣政策的最終目標(biāo)為穩(wěn)定物價和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,因而選擇GDP和通貨膨脹率PI作為體現(xiàn)貨幣政策最終效果的指標(biāo)。
2.?dāng)?shù)據(jù)獲取及預(yù)處理。1998年以前,我國的貨幣政策以直接調(diào)控為主、間接調(diào)控為輔,信貸計劃仍是最主要的調(diào)控工具,作為間接調(diào)控工具,只有利率被偶爾運(yùn)用,導(dǎo)致貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效應(yīng)比較微弱;1998年以后,中央銀行取消了對國有銀行的信貸規(guī)??刂疲瑢?zhǔn)備金和備付金合二為一,全面轉(zhuǎn)向以公開市場操作和存款準(zhǔn)備金率為主要貨幣政策工具的間接調(diào)控方式,導(dǎo)致信貸傳導(dǎo)渠道能較好地反映貨幣政策效應(yīng)。因此,本文采集我國1996年②第一季度至2012年第一季度的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),其中名義M2、I、CB和GDP的季度數(shù)據(jù)來自中國人民銀行網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《中國人民銀行統(tǒng)計季報》、《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報》以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。
首先,利用國家統(tǒng)計局公布的零售物價月同期比指數(shù)(即與上一年度同期物價的百分比)和月環(huán)比指數(shù)來構(gòu)造中國零售物價的月定基比指數(shù)(基年為1995年),再根據(jù)零售物價的月定基比指數(shù)得到基年為1995年的季度定基比指數(shù)CPI,對季度定基比指數(shù)取對數(shù)再差分就得到通貨膨脹率PI;其次,名義GDP、CB和M2經(jīng)過居民消費(fèi)價格的季度定基比指數(shù)CPI調(diào)整,得到實際GDP、CB和M2;再次,對實際GDP、CB、M2和利率I采用X-12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整;最后,對經(jīng)季節(jié)調(diào)整的實際GDP、信貸余額CB、貨幣供給量M2和利率I取對數(shù),得到LGDP、LCB、LM2和LI。
(三)模型的線性檢驗。
1.?dāng)?shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。為了使變量的數(shù)據(jù)符合建模要求,需要對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,這里采用ADF檢驗來檢驗LGDP、PI、LCB、LM2和LI的平穩(wěn)性,結(jié)果見表1。
表1 LGDP、PI、LCB、LM2和LI的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果
由表1中檢驗值和相應(yīng)臨界值可知,LGDP、LCB、LM2和LI序列為非平穩(wěn)序列,PI序列為平穩(wěn)序列。對序列LGDP、LCB、LM2和LI進(jìn)行差分,檢驗差分后相應(yīng)序列DLGDP、DLCB、DLM2和DLI的平穩(wěn)性,結(jié)果見表2。
表2 DLGDP、DLCB、DLM2和DLI的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果
由表2中檢驗值和相應(yīng)臨界值可知,DLGDP、DLCB、DLM2和DLI是平穩(wěn)序列。由此,DLGDP、PI、DLCB、DLM2和DLI都是平穩(wěn)序列,如圖1所示。
2.建立VAR回歸模型。首先建立DLGDP和PI關(guān)于DLGDP和PI的滯后項及反映貨幣政策的變量,包括信貸變量DLCB、貨幣供應(yīng)量變量DLM2和利率變量DLI的VAR回歸模型。其中,DLGDP和PI的滯后階數(shù)根據(jù)AIC、SC、模型系數(shù)的t檢驗值和DW 檢驗進(jìn)行判斷。Sensier和Osborn(2002)將所有的線性和非線性模型的最高滯后階數(shù)均設(shè)定為8,從t值最不顯著的滯后階數(shù)開始刪除,根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最后保留的滯后變量個數(shù)。
各變量處理從滯后8階開始,從較大滯后階數(shù)開始剔除,并根據(jù)AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則、模型系數(shù)的t檢驗值和DW檢驗,確定適合的滯后階數(shù)k。
圖1 DLGDP、PI、DLCB、DLM2和DLI序列圖
通過回歸,當(dāng)k=4時,F(xiàn)PE值和SC值的擬合效果與其他的滯后階數(shù)相比總體上更為顯著,因而構(gòu)造以滯后4階構(gòu)成的內(nèi)生變量DLGDP和PI的VAR模型,DLGDP方程的殘差平方和為SSR0=0.006323,DPI方程的殘差平方和為SSR0=0.002137。
表3 DLGDP和PI關(guān)于貨幣政策變量VAR方程滯后階數(shù)的選擇
3.模型結(jié)構(gòu)的線性檢驗。以式(4)為基礎(chǔ)構(gòu)建DLGDP和PI關(guān)于自變量xt(包括DLGDP和PI的滯后項及貨幣政策變量DLCB、DLM2和DLI),以及自變量與轉(zhuǎn)換變量st的乘積xtst、和的線性回歸方程。轉(zhuǎn)換變量st分別選取貨幣政策變量DLCB、DLM2和DLI及其滯后項,可以得到各模型的AIC、SC、DW值和殘差平方和SSR1。根據(jù)AIC和SC最小信息準(zhǔn)則,選擇最優(yōu)滯后階數(shù),并計算服從F分布的LM統(tǒng)計值來檢驗?zāi)P偷木€性結(jié)構(gòu)。結(jié)果見表4和表5。
表4 DLGDP關(guān)于xt、xtst、xts2t和xts3t的殘差平方和檢驗系數(shù)
由表4可見,當(dāng)以DLCB及其各期滯后項為轉(zhuǎn)換變量時,滯后4期時SSR1為0.000712,模型整體擬合效果較優(yōu)。結(jié)合服從F分布的LM統(tǒng)計量計算公式F(DLCB(-4))=13.13436>F(21,35),表明產(chǎn)出方程在5%的顯著性水平上拒絕模型線性假設(shè),即β1、β2和β3中至少有一個系數(shù)不為0,模型具有非線性特征。
表5 PI關(guān)于xt、xtst、和的殘差平方和檢驗系數(shù)
表5 PI關(guān)于xt、xtst、和的殘差平方和檢驗系數(shù)
由表5可見,當(dāng)以DLCB及其各期滯后項為轉(zhuǎn)換變量時,滯后3期時SSR1為0.000359,模型整體擬合效果較優(yōu)。結(jié)合服從F分布的LM統(tǒng)計量計算公式F(DLCB(-3))=8.25441>F(21,35),表明通貨膨脹方程在5%的顯著性水平上拒絕模型線性假設(shè),即和β1、β2和β3中至少有一個系數(shù)不為0,模型具有非線性特征。
同理,我們可以得到DLGDP和PI關(guān)于其他貨幣政策變量(DLM2、DLI及其各滯后項)模型的非線性特征結(jié)論。
因此,以貨幣政策變量及其各期滯后項為轉(zhuǎn)換變量時,產(chǎn)出方程和通貨膨脹方程均拒絕了模型的線性假設(shè)。
4.脈沖分析。在上述非線性檢驗結(jié)果的基礎(chǔ)上,本文以我國信貸變量DLCB為反應(yīng)變量,對我國經(jīng)濟(jì)變量DLGDP進(jìn)行脈沖分析,結(jié)果見圖2。
圖2 我國DLGDP對DLCB的脈沖效應(yīng)
由圖2可見,DLGDP面對DLCB正負(fù)方向一個單位的沖擊,其前期反應(yīng)都很劇烈,4期后反應(yīng)平緩,但正負(fù)方向的沖擊效果不具有對稱性。因此,在1996年第一季度至2012年第一季度,我國貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道效果存在不對稱性,具有很強(qiáng)的非線性特征,各類貨幣沖擊(如方向、規(guī)模等)的非對稱性效應(yīng)依賴于信貸增長率。
(一)我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對全國經(jīng)濟(jì)的影響分析。宏觀經(jīng)濟(jì)時間序列數(shù)據(jù)一般都包含趨勢成分和波動成分,我們分別對DLCB和DGDP進(jìn)行H-P濾波處理,得到圖3和圖4。
由圖3可見,在1996年一季度至2012年一季度,我國信貸增長率表現(xiàn)出明顯的周期變化,擴(kuò)張期和收縮期交替頻繁,周期不超過1年,偶爾會出現(xiàn)較大的波動。信貸規(guī)模的增長促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長,而信貸的周期性變化不僅受經(jīng)濟(jì)周期的影響,也受貨幣政策的影響,信貸的周期波動會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)周期的波動,影響貨幣政策的效果。
我們進(jìn)一步繪制信貸變量DLCB趨勢圖(見圖5),可以看到我國貨幣增長率自1996年一季度至2006年三季度在不斷減小,從2006年三季度至2012年一季度又開始增大,增長率的時間拐點(diǎn)為2006年三季度。需要注意的是,到2005年一季度DLCB已臨近谷底,至2006年三季度達(dá)到最小值。
由圖4可見,我國GDP增長率也表現(xiàn)出周期性變化,擴(kuò)張期和收縮期交替頻繁。進(jìn)一步由DLGDP趨勢圖(見圖5)可以看到,我國GDP增長率有兩個周期拐點(diǎn),分別是2000年二季度和2007年一季度。
圖5 DLGDP和DLCB的趨勢圖
從DLCB和DLGDP的趨勢圖可以看到,GDP增長率和信貸增長率在1996年一季度至2000年二季度表現(xiàn)出相同的變化趨勢,在2000年二季度到2012年一季度表現(xiàn)出相反的變化趨勢。
(二)我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對東中西部經(jīng)濟(jì)的影響分析。為了進(jìn)一步研究我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對我國經(jīng)濟(jì)的影響,我們考察在同一貨幣政策下對我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響。③分析步驟如下:
(1)采集我國東、中、西部GDP增長率數(shù)據(jù),分別以DGDP(東)、ZGDP(中)和XGDP(西)表示我國東、中、西部GDP增長率。④(2)由信貸變量DLCB分別對DGDP(東)、ZGDP(中)和XGDP(西)進(jìn)行 H-P濾波處理,繪制相同時期東、中、西部GDP增長率的趨勢圖(見圖6)。
圖6 DLCB及東、中、西部DLGDP趨勢圖
由圖6可以看出:(1)我國貨幣增長率自1996年一季度至2006年三季度在不斷減小,從2006年三季度至2012年一季度又開始增大,增長率的時間拐點(diǎn)為2006年三季度。需要注意的是,到2005年一季度DLCB已臨近谷底,至2006年三季度達(dá)到最小值,之后緩慢上升。(2)東、西部區(qū)域的GDP增長率自2005年以來在不斷下降,其中西部的GDP增長率變化較緩慢,東部變化較快;中部區(qū)域的GDP增長率從2005年一季度至2010年一季度在不斷上升,自2010年一季度末開始緩慢下降但幅度較小,時間拐點(diǎn)是2010年一季度。西部經(jīng)濟(jì)增長率明顯高于同期東中部經(jīng)濟(jì)增長率。
(一)研究結(jié)論。
1.以信貸余額CB的對數(shù)差分DLCB作為我國貨幣政策的操作目標(biāo),其效果呈現(xiàn)出明顯的非對稱性,具有很強(qiáng)的非線性特征。此外,反映貨幣政策的信貸變量DLCB的拐點(diǎn)在2006年第三季度,反映經(jīng)濟(jì)增長的變量DLGDP的拐點(diǎn)在2007年第一季度,可見DLCB領(lǐng)先于DLGDP 2個季度。
2.從我國信貸政策操作看,國家一直以來都在通過擴(kuò)大信貸規(guī)模保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展,但是在不同的時期采取了不同的策略。從1996年至2004年底,我國一直在實行信貸緊縮政策,從2005年開始實行雙穩(wěn)、效益優(yōu)化的信貸策略。在實際信貸狀況上,在信貸緊縮階段(1996-2004年),信貸增長率DLCB持續(xù)下降,到2005年一季度下降至谷底;在信貸政策實施雙穩(wěn)階段的前期,信貸增長率DLCB并沒有立即回升,而是微微地持續(xù)下降,至2006年三季度才達(dá)到最小值,表現(xiàn)出信貸政策效應(yīng)的滯后性,從2006年三季度末開始,信貸增長率不斷回升,反映出雙穩(wěn)信貸政策效應(yīng)。這一結(jié)果和圖5顯示的DLCB趨勢的時間拐點(diǎn)為2006年第三季度相吻合,也印證了以DLCB作為反映貨幣政策變量的合理性。
3.2005年一季度至2011年四季度,國家信貸規(guī)模和東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模都在增大,國家信貸增長率DLCB卻逐漸減緩,至2006年第三季度轉(zhuǎn)為上升的趨勢。我國東、西、中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長則呈現(xiàn)出以下趨勢:(1)我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速趨緩,其原因是面對激烈的國際技術(shù)競爭和不利的國際貿(mào)易條件,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度低于傳統(tǒng)工業(yè),制約了東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展,凸現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級的需要;(2)自2004年中部崛起戰(zhàn)略提出后,中部地區(qū)各省加強(qiáng)了招商引資,強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長明顯加快,表現(xiàn)出良好的持續(xù)性;(3)西部地區(qū)在西部大開發(fā)戰(zhàn)略推動下,經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速,經(jīng)濟(jì)增長率明顯高于同期東、中部地區(qū)。
(二)值得思考的問題。
1.我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道有不同于其他經(jīng)濟(jì)體的特點(diǎn)。了解我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的方式和特點(diǎn),以期進(jìn)一步完善我國貨幣政策的操作方式,提升我國貨幣政策的穩(wěn)健性,避免貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道本身對經(jīng)濟(jì)的沖擊過大,減少政策拐點(diǎn)的出現(xiàn),從而平滑經(jīng)濟(jì)波動。(1)從貨幣政策的轉(zhuǎn)變頻度看,轉(zhuǎn)變頻度過快,市場難以對經(jīng)濟(jì)形成合理預(yù)期,加大了對經(jīng)濟(jì)的擾動。(2)從操作手段的調(diào)整幅度看,調(diào)整幅度過大,貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的效果難以令人樂觀,增大了經(jīng)濟(jì)波動的風(fēng)險。(3)從貨幣政策的前瞻性看,貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的時滯性使央行難以預(yù)備相關(guān)風(fēng)險的防范。制定政策之前就必須考慮貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的時滯性,以減少對經(jīng)濟(jì)波動的影響。
2.貨幣學(xué)派的一句名言是:最好的貨幣政策就是沒有貨幣政策。貨幣學(xué)派的無為而治雖然未必適應(yīng)我國轉(zhuǎn)軌時期的社會現(xiàn)實,不過綜合本文的實證分析并結(jié)合我國貨幣政策操作的特點(diǎn),我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道還有待進(jìn)一步完善,以減少政策轉(zhuǎn)換對宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊,并對政策拐點(diǎn)及其對經(jīng)濟(jì)的影響多做研究,促進(jìn)貨幣政策的穩(wěn)健性。
注釋:
①我國同業(yè)拆借市場已經(jīng)具有一定規(guī)模,能夠反映銀行流動資金的價格,并且同業(yè)拆借市場能直接由中央銀行通過再貸款和再貼現(xiàn)窗口及公開市場操作有效地調(diào)控和影響(趙海云,2010)。
②比1998年提前2年,是時間序列分析的需要。
③將我國劃分為東部、中部和西部三個地區(qū)始于1986年,由全國人大六屆四次會議通過的“七五”計劃正式公布。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個?。ㄊ校?,中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南和廣西等10個省(區(qū)),西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等9個?。▍^(qū))。1997年全國人大八屆五次會議決定設(shè)立重慶市為直轄市,并劃入西部地區(qū),西部地區(qū)所包括的省級行政區(qū)由此增加為10個。由于內(nèi)蒙古和廣西兩個自治區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值正好相當(dāng)于上述西部10省(市、區(qū))的平均水平,2000年國家制定的西部大開發(fā)戰(zhàn)略中享受優(yōu)惠政策的又增加了內(nèi)蒙古和廣西。目前,西部地區(qū)包括的省級行政區(qū)共12個,分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內(nèi)蒙古;中部地區(qū)有8個省級行政區(qū),分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;東部地區(qū)包括的11個省級行政區(qū)不變。
④數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。但由于缺失1996-2004年各省份的季度GDP值,2012年一季度部分省份GDP值未公布,我們只有2005年一季度至2011年四季度GDP值。
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