張茜

內(nèi)容摘要：自1983年9月中國人民銀行（以下簡稱央行）被指定為中國的中央銀行以來，中國貨幣政策對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。中國貨幣政策操作的一個(gè)顯著特點(diǎn)是央行在不同的時(shí)點(diǎn)運(yùn)用各種貨幣政策工具來實(shí)現(xiàn)它的多重政策目標(biāo)，所以沒有單個(gè)政策工具能持續(xù)地暗示央行的政策態(tài)度。考慮到此特點(diǎn)，本文運(yùn)用伯南克-米霍夫半結(jié)構(gòu)向量自回歸模型考查中國貨幣政策對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響。研究結(jié)構(gòu)表明：貨幣政策對(duì)于產(chǎn)出和通貨膨脹有明確的影響；流動(dòng)性效應(yīng)存在。

關(guān)鍵詞：貨幣政策 沖擊 向量自回歸模型

引言

自1983年9月中國人民銀行被指定為中央銀行以來，中國貨幣政策對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。這催生出很多從實(shí)證角度檢驗(yàn)中國貨幣政策效果的研究（見謝平，2004；Geiger，2006；Green and Chang，2006；王振山和王志強(qiáng)，2000；陳飛、趙昕東和高鐵梅，2002；周英章和蔣振聲，2002；孫明華，2004）。這些研究獲得了一些有價(jià)值的成果，但是，它們?cè)谶\(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)工具做實(shí)證檢驗(yàn)方面都有一個(gè)缺陷：不注重測(cè)量和確認(rèn)外生的貨幣政策變化，這會(huì)使測(cè)得的貨幣政策操作的真正效果模糊不清。蔣伽丹（2014）通過恰當(dāng)?shù)卮_認(rèn)和估計(jì)1個(gè)不受限制的向量自回歸（VAR）模型，在這方面作了有益的補(bǔ)充。

然而，值得注意的是，中國貨幣政策在操作過程中顯示出一個(gè)重要的特征：央行在不同的時(shí)點(diǎn)運(yùn)用各種貨幣政策工具來實(shí)現(xiàn)它的多重政策目標(biāo)，所以沒有單個(gè)政策工具能持續(xù)地暗示央行的政策態(tài)度。因此，蔣伽丹（2014）采用以3個(gè)貨幣政策相關(guān)變量（貨幣存量、利率和名義匯率）的外生沖擊部分來代表央行貨幣政策沖擊的做法顯然過于簡單和粗糙。在這方面，伯南克-米霍夫?qū)γ绹泿耪叩囊豁?xiàng)研究中（Bernanke and Mihov，1998）所用的計(jì)量方法值得借鑒。這個(gè)被稱為伯南克-米霍夫半結(jié)構(gòu)向量自回歸（Bernanke-Mihov semi-structural VAR）的模型吸收了貨幣政策當(dāng)局采用多種貨幣政策工具這一特征，從而不必指定哪個(gè)與政策相關(guān)的變量（貨幣存量還是利率）是暗示貨幣政策態(tài)度的最佳變量。不僅如此，相對(duì)于不受限制的VAR而言，該模型還有一個(gè)優(yōu)勢(shì)：該方法在數(shù)據(jù)上添加了一個(gè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)（即儲(chǔ)備市場(chǎng)模型）。這一設(shè)計(jì)能更恰當(dāng)?shù)貙?duì)貨幣政策沖擊進(jìn)行建模。

基于以上考慮，本文運(yùn)用伯南克-米霍夫半結(jié)構(gòu)向量自回歸模型對(duì)中國貨幣政策對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行嚴(yán)格的實(shí)證檢驗(yàn)。本文第二部分介紹模型的設(shè)定，第三部分進(jìn)行數(shù)據(jù)說明和呈現(xiàn)計(jì)量結(jié)果，第四部分是結(jié)論和今后的研究方向。

計(jì)量模型

本文采用伯南克-米霍夫半結(jié)構(gòu)向量自回歸模型。其結(jié)構(gòu)宏觀模型可寫作：

（1）

（2）

其中P為政策變量向量組，包括總儲(chǔ)備、非借入儲(chǔ)備和貨幣政策利率，Y是包括產(chǎn)出、價(jià)格水平和大宗商品價(jià)格指數(shù)在內(nèi)的非政策變量向量組。vy和vp分別代表2個(gè)不相關(guān)的結(jié)構(gòu)干擾項(xiàng)（為簡單起見，常數(shù)項(xiàng)被省略）。方程（2）闡明政策變量P取決于Y和P的現(xiàn)值和過去值以及vp。向量組vp的一個(gè)元素是貨幣政策干擾項(xiàng)vs。這個(gè)方程表示當(dāng)前經(jīng)濟(jì)中的發(fā)展變化對(duì)于政策措施有影響。方程（1）允許非政策變量取決于Y的現(xiàn)值和過去值，以及P的過去值。因此，它表示了一個(gè)限制條件，即非政策變量僅僅取決于政策變量的過去值（即C0=0）。

接下來，伯南克和米霍夫加入了一個(gè)銀行儲(chǔ)備市場(chǎng)的標(biāo)準(zhǔn)模型，該模型把簡化形式VAR的殘值和P模塊中的結(jié)構(gòu)干擾項(xiàng)聯(lián)系起來。該模型如下：

（3）

（4）

（5）

其中uTR，uIR，uBR和uNBR是簡化了的VAR的殘值，它們分別代表對(duì)銀行總儲(chǔ)備需求的沖擊，對(duì)貨幣政策利率的沖擊，對(duì)借入儲(chǔ)備需求的沖擊和對(duì)非借入儲(chǔ)備的沖擊，α，β，φd和φb是正值的參數(shù)。方程（3）和（4）分別描述了銀行對(duì)于總儲(chǔ)備和借入儲(chǔ)備的需求；vd和vb是相應(yīng)的結(jié)構(gòu)干擾項(xiàng)。方程（5）假設(shè)貨幣當(dāng)局能夠通過調(diào)整對(duì)非借入儲(chǔ)備的供給，在同期對(duì)于總儲(chǔ)備需求和借入儲(chǔ)備需求的結(jié)構(gòu)性干擾做出反應(yīng)；φd和φb測(cè)算這種反應(yīng)的程度。另外，它假設(shè)貨幣政策的一個(gè)真正沖擊vs能夠引起非借入儲(chǔ)備供給的變化。

最后，完成對(duì)于系統(tǒng)（3）-（5）的確認(rèn)需要附加另外1個(gè)或2個(gè)參數(shù)限制條件。這些限制條件對(duì)應(yīng)于貨幣當(dāng)局所采用的不同的操作步驟，具體解釋如下：

IR模型。限制條件為φd=1，φb=-1。它們的含義是貨幣當(dāng)局完全抵消對(duì)總儲(chǔ)備需求和對(duì)借入儲(chǔ)備需求的干擾，以使（貨幣）政策利率只對(duì)貨幣政策沖擊做出反應(yīng)。

NBR模型。限制條件為φd=0，φb=0。它們的含義是非借入儲(chǔ)備只對(duì)貨幣政策沖擊做出反應(yīng)。

NBR/TR模型。限制條件為α=0，φb=0。它們的含義是：對(duì)總儲(chǔ)備需求的沖擊是純粹的需求干擾；貨幣當(dāng)局不對(duì)借入儲(chǔ)備需求的沖擊做出反應(yīng)。

BR模型。限制條件為φd =1，φb=α/β。它們的含義是借入儲(chǔ)備需求只對(duì)貨幣政策的沖擊做出反應(yīng)。

TR模型。限制條件為φd=-β/α，φb=-1。它們的含義是總儲(chǔ)備需求只對(duì)貨幣政策的沖擊做出反應(yīng)。

JI模型。以上5個(gè)模型都添加了2個(gè)限制條件，因此整個(gè)系統(tǒng)多出一個(gè)限制條件而被過度確認(rèn)。在JI模型中，僅加入一個(gè)限制條件（α=0）。它的含義是對(duì)總儲(chǔ)備需求的沖擊僅來自需求方面的干擾。

數(shù)據(jù)說明及計(jì)量結(jié)果

本文采用從Datastream獲取的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)（indp），從Datastream獲取的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）和原油價(jià)格（poil）來分別代表產(chǎn)出、一般價(jià)格水平和大宗商品價(jià)格指數(shù)。原油價(jià)格取從International Financial Statistics（IFS）中獲取的布倫特、西德克薩斯中級(jí)和迪拜法奇三者原油現(xiàn)貨價(jià)格的簡單算術(shù)平均數(shù)。3個(gè)政策變量為從Datastream獲取的中央銀行貼現(xiàn)率（cbdiscr），非借入儲(chǔ)備（nbres）和取自IFS的總儲(chǔ)備（tres）。非借入儲(chǔ)備（nbres）按照總儲(chǔ)備與借入儲(chǔ)備（數(shù)據(jù)來自IFS）的差額來計(jì)算。在使用年同比增長率數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)時(shí)（見下文），本文用6個(gè)季度tres的移動(dòng)平均數(shù)來對(duì)tres和nbres進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

在估計(jì)這個(gè)VAR模型時(shí)，本文采用1990年第2季度至2009年第3季度的季度數(shù)據(jù)（對(duì)于tres，本文采用1985年第4季度至2009年第3季度的季度數(shù)據(jù)）。考慮到1998年初中國貨幣政策的框架出現(xiàn)較大改變，在估計(jì)時(shí)加入了1個(gè)虛擬變量作為1個(gè)額外的截距項(xiàng)；在1998年第1季度至2009年第3季度間該變量取值為1，在其余時(shí)點(diǎn)取值為0。

所有數(shù)據(jù)系列除cbdiscr外都采用X-12方法來調(diào)整季節(jié)性。然后，在估計(jì)前，除了nbres，tres和cbdiscr外，所有數(shù)據(jù)系列都被取它們的自然對(duì)數(shù)。

為了檢驗(yàn)以上數(shù)據(jù)系列的平穩(wěn)性，本文采用了5種單位根檢驗(yàn)法：Augmented Dicker-Fuller （ADF）， Phillips和Perron （PP）， Kwiatkowski、Phillips、Schmidt、和 Shin（KPSS），Zivot和Andrews（ZVA）和Ng、Perron（NP）檢驗(yàn)法。表1中列出了按照5%的置信度來評(píng)估的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。其中顯示按照5種單位根檢驗(yàn)方法的結(jié)果來判斷，所有的數(shù)據(jù)系列都是不平穩(wěn)的。經(jīng)濟(jì)增長與結(jié)構(gòu)變化可能是數(shù)據(jù)不平穩(wěn)的原因。

在估計(jì)這個(gè)VAR模型前用以下濾波器在數(shù)據(jù)中引入平穩(wěn)性：1階差；年同比增長率（或者稱為年化的百分比變化；1階差用于在cbdiscr中引入穩(wěn)定性）；Hodrick-Prescott（HP）濾波器。以下將報(bào)告使用年同比增長率數(shù)據(jù)估計(jì)出的結(jié)果，原因是：中國的貨幣政策主要針對(duì)中期而制定；在貨幣政策效應(yīng)的研究中，研究人員更傾向于在短期到中期的范圍內(nèi)使用VAR模型來評(píng)估脈沖響應(yīng)函數(shù)（Favero，2001）。本文的結(jié)果在3種數(shù)據(jù)中均顯示穩(wěn)健性。

關(guān)于VAR模型的滯后階數(shù)，本文采用常用標(biāo)準(zhǔn)諸如AIC、BIC和HQ來考查。當(dāng)這些標(biāo)準(zhǔn)不能給出一致的滯后階數(shù)時(shí)，采用似然比率檢驗(yàn)來作為補(bǔ)充檢驗(yàn)。按照以上步驟，則應(yīng)選擇6階。然而，考慮到樣本容量較小，這個(gè)滯后階數(shù)可能太大。為了在保留自由度和對(duì)持續(xù)性建模之間權(quán)衡，既然用的是季度數(shù)據(jù)，那么就采用4階作為這個(gè)VAR模型的滯后階數(shù)。盡管（多元）LM檢驗(yàn)顯示在估計(jì)的VAR模型的殘值中存在1階線形相關(guān)（見表2），這并不讓人意外，因?yàn)槟晖仍鲩L率濾波器會(huì)在數(shù)據(jù)中引入額外的相關(guān)性。另外，表2提示估計(jì)的VAR滿足穩(wěn)定性條件，這為VAR的規(guī)格提供了有力支持。

表3顯示了采用本文的數(shù)據(jù)估計(jì)伯南克-米霍夫半結(jié)構(gòu)向量自回歸的6個(gè)模型后得出的參數(shù)值和相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差。因?yàn)?個(gè)模型中的5個(gè)是過度確認(rèn)的，對(duì)這5個(gè)模型中的每1個(gè)報(bào)告單個(gè)過度確認(rèn)限制條件（OIR）似然檢驗(yàn)的p值。對(duì)于所有6個(gè)模型，都報(bào)告受限制的對(duì)數(shù)似然函數(shù)（LLF）的估計(jì)值。

首先看φd的估計(jì)值。這些值可在估計(jì)NBR/TR和JI模型時(shí)獲得。φd在2個(gè)模型中有相同的估計(jì)值并且統(tǒng)計(jì)上顯著，這意味著貨幣當(dāng)局對(duì)于儲(chǔ)備需求沖擊高度包容。這個(gè)結(jié)果與假定φd=0的NBR模型是不一致的

φb的負(fù)的估計(jì)值（即-0.106）在JI模型下獲得，這意味著貨幣當(dāng)局試圖抵消在儲(chǔ)備市場(chǎng)上的借入（儲(chǔ)備）沖擊。但是，φb估計(jì)值的絕對(duì)值大小比φd要小很多。這使選擇較合適的模型來描述貨幣當(dāng)局的行為變得較為困難，特別是在IR、NBR/TR 和 BR這3個(gè)模型之間，因?yàn)檫@3個(gè)模型主要由它們對(duì)于φb的預(yù)測(cè)值來區(qū)分（Bernanke and Mihov，1998）

α的估計(jì)值在IR、NBR、BR和TR模型下可獲得，β的估計(jì)值在所有6個(gè)模型下皆可獲得。在4個(gè)模型下，α的估計(jì)值出現(xiàn)錯(cuò)誤（負(fù)）的符號(hào)。這為JI模型中提出的確認(rèn)假設(shè)條件α=0供了支持。β的估計(jì)值在所有模型下均出現(xiàn)正確（正）的符號(hào)但僅在IR、NBR和TR模型下表現(xiàn)為統(tǒng)計(jì)上顯著。因此，對(duì)α和β的估計(jì)值的評(píng)估趨向于支持JI模型。

現(xiàn)在考慮過度確認(rèn)限制條件（OIR）檢驗(yàn)和對(duì)數(shù)似然函數(shù)（LLF）的估計(jì)值。OIR檢驗(yàn)強(qiáng)有力地拒絕了IR、BR和TR模型，同時(shí)接受了NBR和NBR/TR模型。但是，正如伯南克-米霍夫在他們的文章中所指出的那樣，NBR/TR模型與數(shù)據(jù)有良好擬合不是由于數(shù)據(jù)的特征，而是由于這個(gè)模型本身假設(shè)條件設(shè)定得比較靈活。最后，表3顯示在所有6個(gè)模型中，JI模型有最大的LLF估計(jì)值。綜上所述，基于以上的討論，可以得出結(jié)論：在所有模型中，JI模型與數(shù)據(jù)擬合得最好。

圖1描畫的是從伯南克-米霍夫半結(jié)構(gòu)向量自回歸的JI模型和挑選出的其它過度確認(rèn)的模型的估計(jì)結(jié)果中推導(dǎo)出的產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)于1個(gè)貨幣政策沖擊的16季度的累積脈沖響應(yīng)。這里沖擊的定義是1個(gè)擴(kuò)張性貨幣政策沖擊，它的即時(shí)效應(yīng)是使中央銀行貼現(xiàn)率降低25個(gè)基點(diǎn)。在左側(cè)的列中，在脈沖響應(yīng)周圍畫出的是用1000次重要性取樣（importance sampling）計(jì)算得到的68%的置信區(qū)間。在右側(cè)的列中，僅畫出了那些能推導(dǎo)出合理脈沖響應(yīng)的過度確認(rèn)模型的脈沖響應(yīng)。

從JI模型所推導(dǎo)出的脈沖響應(yīng)符合通常情況下經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的預(yù)測(cè)。在耽擱了1個(gè)季度后，產(chǎn)出在接下來的5個(gè)季度中顯著地較快速地上升，然后返回到?jīng)_擊前的水平。在耽擱了1個(gè)季度后，通貨膨脹顯著地上升8個(gè)季度，然后返回到原來的水平。這表明貨幣政策沖擊對(duì)通脹的效應(yīng)比對(duì)產(chǎn)出的更持久。

值得一提的是，JI模型所推導(dǎo)出的脈沖響應(yīng)證實(shí)了流動(dòng)性效應(yīng)（liquidity effect）的存在。蔣伽丹（2014）設(shè)計(jì)了1個(gè)無限制的VAR模型，該模型中的內(nèi)生變量包含貨幣存量、利率、名義匯率、產(chǎn)出和價(jià)格。對(duì)此模型作回歸分析發(fā)現(xiàn)存在“流動(dòng)性困惑”（liquidity puzzle），作者的解釋是貨幣存量被需求沖擊主導(dǎo)。為了恰當(dāng)?shù)乜疾榱鲃?dòng)性效應(yīng)，Brischetto and Voss（1999）建議按照Bernanke and Mihov（1998）文章中的方法來分析，因?yàn)檫@個(gè)方案通過使用借入儲(chǔ)備與非借入儲(chǔ)備在建模時(shí)把貨幣總量與（貨幣）政策利率這兩者拉得更近。這里采納了上述建議，在運(yùn)用本文的數(shù)據(jù)估計(jì)出的脈沖響應(yīng)中，的確找到了流動(dòng)性效應(yīng)的證據(jù)（相關(guān)結(jié)果省略未展示）。

過度確認(rèn)模型的表現(xiàn)，沒有1個(gè)比JI模型更好，因?yàn)閷?duì)照從3種過濾過的數(shù)據(jù)產(chǎn)生的結(jié)果來看，沒有任何1個(gè)過度確認(rèn)的模型能一致地產(chǎn)生出合理的脈沖響應(yīng)（采用其它2種過濾器過濾的數(shù)據(jù)的結(jié)果省略未展示）。

現(xiàn)在考慮JI模型的方差分解。表4報(bào)告了24個(gè)季度預(yù)測(cè)范圍內(nèi)由貨幣政策沖擊所解釋的產(chǎn)出和通貨膨脹預(yù)測(cè)誤差值方差的百分比。首先，貨幣政策沖擊只解釋了很小一部分的產(chǎn)出波動(dòng)（峰值為10.9%）。這與普遍發(fā)現(xiàn)的貨幣政策沖擊幾乎不能解釋產(chǎn)出波動(dòng)的研究結(jié)果是一致的（Christiano L J，Eichenbaum M，Evans C L.，1998；Sims and Zha 1998；Kim and Roubini 2000）。其次，貨幣政策沖擊幾乎不能解釋通貨膨脹的變化（峰值為6.0%）。

結(jié)論

本文通過估計(jì)1個(gè)半結(jié)構(gòu)VAR來考查中國貨幣政策措施對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響。在這個(gè)半結(jié)構(gòu)VAR中，外生的貨幣政策的沖擊是按照Bernanke and Mihov（1998）步驟來確認(rèn)的。

本文主要的發(fā)現(xiàn)是：貨幣政策對(duì)于國內(nèi)產(chǎn)出和通貨膨脹水平有明確的影響；流動(dòng)性效應(yīng)存在。

對(duì)于未來這方面的研究，有兩個(gè)方向是值得探索的。第一，考查國內(nèi)不同地區(qū)或不同經(jīng)濟(jì)部門對(duì)于貨幣政策變化的反應(yīng)的差異。第二，探究中國貨幣政策如何影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)，即找出貨幣政策通過哪些傳導(dǎo)渠道（諸如利率渠道、匯率渠道、資產(chǎn)價(jià)格渠道、銀行借貸渠道等）對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)施加影響。

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