中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)中的貨幣沖擊效應(yīng)研究

杜 婷

（深圳大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，深圳 518060）

中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)中的貨幣沖擊效應(yīng)研究

杜 婷

（深圳大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，深圳 518060）

經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的貨幣解釋在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)周期理論的發(fā)展中占據(jù)著重要的地位，文章在中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的框架下研究貨幣政策的沖擊效應(yīng)，其結(jié)果表明：實(shí)際貨幣指標(biāo)周期表現(xiàn)較為一致，而名義貨幣指標(biāo)周期變化較大，從波動(dòng)性來(lái)看，貨幣沖擊波動(dòng)強(qiáng)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，貨幣指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差大約是實(shí)際GDP的1.2-1.5倍，Granger因果檢驗(yàn)顯示，存款余額、貸款余額對(duì)實(shí)際GDP的波動(dòng)具有顯著影響；我國(guó)貨幣政策具有反周期操作的特征；M1的正向沖擊和反向沖擊的作用力度存在一定程度的非對(duì)稱性，表明收縮性貨幣政策的作用更大。

經(jīng)濟(jì)周期；貨幣沖擊；效應(yīng)

0 引言

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和波動(dòng)過(guò)程中，貨幣波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是否相關(guān)，貨幣沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的作用效果如何，諸如此類的問(wèn)題促使我們有必要對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)中貨幣沖擊的機(jī)制和效果進(jìn)行更深入的分析和研究。近年來(lái)國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)中的貨幣沖擊問(wèn)題進(jìn)行了廣泛的研究，但也存在著一些分歧，如宋兆晗（2004）利用貨幣流通速度對(duì)時(shí)間趨勢(shì)的偏離作為貨幣供應(yīng)松緊程度的衡量，檢驗(yàn)了其同當(dāng)期及未來(lái)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間的聯(lián)系，其結(jié)論表明貨幣沖擊在短期內(nèi)的確影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出[1]。劉金全（2002）通過(guò)對(duì)貨幣政策狀態(tài)(擴(kuò)張性和緊縮性)的度量，發(fā)現(xiàn)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行當(dāng)中，緊縮性貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)的減速作用大于擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)的加速作用[2]。張屹山、劉金全（2005）對(duì)我國(guó)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列特征進(jìn)行定量分析,認(rèn)為貨幣供給的波動(dòng)性對(duì)名義產(chǎn)出增長(zhǎng)率產(chǎn)生了負(fù)的/單邊作用，但貨幣供給沖擊的綜合作用效果基本上都呈現(xiàn)出弱中性的特征，從而體現(xiàn)了貨幣政策的短期無(wú)效性[3]。

基于國(guó)內(nèi)外的研究現(xiàn)狀與存在的分歧，本文嘗試在中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的框架下對(duì)貨幣的沖擊效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)的研究。

1 貨幣沖擊與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性與因果性

本文選取存款余額、貸款余額、M1作為貨幣指標(biāo)，并根據(jù)貨幣指標(biāo)變量的周期圖譜和所計(jì)算的相關(guān)系數(shù)，以分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期中貨幣沖擊與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性和因果性。

為了避免因采用不同的趨勢(shì)分解方法所產(chǎn)生的誤解，準(zhǔn)確把握周期波動(dòng)的特征，本著穩(wěn)健性的原則，本文采取了三種方法對(duì)GDP和貨幣變量序列進(jìn)行趨勢(shì)分解，即差分法、HP濾波法和Band-pass濾波。其中，差分法為變量序列的對(duì)數(shù)差：△yt=log(yt)-log(yt-1)，HP濾波和Band-pass濾波中的參數(shù)λ和k分別為λ=100，k=3。同時(shí)，為了能夠不僅在周期波動(dòng)的形態(tài)上對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行比較，而且在波幅上也具有可比性，我們定義經(jīng)濟(jì)周期為變量對(duì)其長(zhǎng)期趨勢(shì)的相對(duì)偏離。即對(duì)于時(shí)間序列{yt}，其周期項(xiàng)定義為，其中Trend項(xiàng)為三種方法分解得到的趨勢(shì)項(xiàng)，對(duì)差分法，Trendt=yt-1。這樣消除了各經(jīng)濟(jì)變量因計(jì)量單位的不同產(chǎn)生的偏差。

從統(tǒng)計(jì)方法上看，對(duì)時(shí)間序列的周期特征進(jìn)行分析有兩類方法，一類是時(shí)域分析的方法，另一類是頻域分析的方法。對(duì)于時(shí)域分析，本文采用計(jì)算諸變量與真實(shí)GDP之間的互相關(guān)系數(shù)和Granger指標(biāo)，分析變量間的共變性。對(duì)于頻域分析，本文采用譜分析的方法分析經(jīng)濟(jì)變量的周期特征，具體方法見(jiàn)陳磊（2001）[4]。

觀察貨幣指標(biāo)的周期圖譜，各實(shí)際變量的周期表現(xiàn)較為一致，實(shí)際存款余額、實(shí)際貸款余額、和實(shí)際M1的周期都為6.5年左右，而名義變量則變化較大，名義存款余額的周期大約為7.5年，名義貸款余額的周期則為13年左右，而名義M1的周期大約為6.5年。與實(shí)際GDP相比，貨幣指標(biāo)都是順周期的。而由相位譜顯示，存款余額（名義和實(shí)際）、貸款余額（名義和實(shí)際）比參考序列滯后大約1年，而M1（名義和實(shí)際）則要滯后大約2年。從波動(dòng)性來(lái)看，貨幣指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差大約是實(shí)際GDP的1.2-1.5倍。而Granger因果檢驗(yàn)顯示，存款余額（名義和實(shí)際）、貸款余額（名義和實(shí)際）對(duì)實(shí)際GDP的波動(dòng)具有顯著影響，而實(shí)際GDP的波動(dòng)引致了M1（名義和實(shí)際）的波動(dòng)。

表1 貨幣變量與GDP的譜分析

表3 貨幣變量與GDP的互譜分析

2 貨幣沖擊的反周期特征和非對(duì)稱性檢驗(yàn)和分析

研究表明，貨幣政策操作一般是反經(jīng)濟(jì)周期操作，而且在不同的經(jīng)濟(jì)階段，相同幅度的貨幣收縮和貨幣擴(kuò)張，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用卻并不相同。一般認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)收縮階段擴(kuò)張性貨幣政策的加速作用要小于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張階段緊縮性貨幣政策的減速作用[5]。歷史上，美國(guó)曾在1988年至1989年實(shí)行了緊縮性貨幣政策，經(jīng)濟(jì)對(duì)此出現(xiàn)了增速放慢的明顯反應(yīng)，隨后在1990年貨幣政策開(kāi)始松動(dòng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度對(duì)此沒(méi)有出現(xiàn)明顯的加快反應(yīng)。貨幣政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的影響，不僅依賴貨幣政策沖擊的方向和強(qiáng)度，而且依賴經(jīng)濟(jì)周期的具體階段，這種貨幣政策對(duì)實(shí)際產(chǎn)出不同的作用機(jī)制和作用效果，被稱為貨幣政策作用的非對(duì)稱性。因此，我們有必要對(duì)我國(guó)貨幣政策沖擊作用方式進(jìn)行更深入的分析和研究。

表4 我國(guó)貨幣變量與實(shí)際GDP的波動(dòng)關(guān)系

2.1 貨幣沖擊的反周期操作特征檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)貨幣政策的反周期特征之前，首先必須對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的階段性進(jìn)行一個(gè)判斷。為此，我們需要采用一些變量或者指標(biāo)來(lái)表示經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的狀態(tài)。我們假設(shè)：SYt=1表示經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張狀態(tài)，SYt=0表示經(jīng)濟(jì)處于收縮狀態(tài)。而SYt的定義，這里我們采用實(shí)際GDP序列進(jìn)行定義，即剔除趨勢(shì)后的實(shí)際GDP序列（BP濾波、HP濾波和差分法），當(dāng)GDPt>0時(shí)，定義SYt=1；當(dāng)GDPt<0時(shí)，定義SYt=0，這樣我們得到一個(gè)描述經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)的二項(xiàng)離散狀態(tài)序列{SYt}。通過(guò)構(gòu)造以下二項(xiàng)選擇模型來(lái)檢驗(yàn)貨幣政策的反周期特征（模型當(dāng)中可以引入多階滯后變量）：

其中，F(xiàn)是某種概率分布函數(shù)，πt為通貨膨脹率，Mt為剔除趨勢(shì)的貨幣供應(yīng)量波動(dòng)序列。當(dāng)分布F取為正態(tài)分布函數(shù)時(shí)，模型被稱為Probit模型；當(dāng)分布取為L(zhǎng)ogistic分布時(shí)，模型被稱為L(zhǎng)ogistic模型。Logistic分布具有概率分布函數(shù)：F(x)

在模型（1）中，若檢驗(yàn)Mt的系數(shù)β顯著的小于零，意味著貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)快時(shí)，經(jīng)濟(jì)往往（概率大）處在收縮期，而貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)慢時(shí)，經(jīng)濟(jì)往往（概率大）處在擴(kuò)張期，因而貨幣政策是反周期操作的。反之，若Mt的系數(shù)β顯著的大于零，則意味著貨幣政策為順周期操作的。

對(duì)（1）式采用Logistic模型進(jìn)行估計(jì)。由于三種剔除趨勢(shì)方法（BP濾波、HP濾波和差分法）得到的序列具有結(jié)構(gòu)的相似性，這里我們僅給出BP剔除趨勢(shì)后序列的檢驗(yàn)結(jié)果，具體檢驗(yàn)結(jié)果如下：

狹義貨幣供應(yīng)量M0的檢驗(yàn)結(jié)果為：

其中（）中的參數(shù)為 t統(tǒng)計(jì)量，通貨膨脹率πt以消費(fèi)價(jià)格指數(shù)表示，Mt為狹義貨幣供應(yīng)量M0。

狹義貨幣供應(yīng)量M1的檢驗(yàn)結(jié)果為（樣本區(qū)間為 1978-2003）：

從M0和M1的檢驗(yàn)結(jié)果看，貨幣供應(yīng)量系數(shù)為負(fù)數(shù)，并且在統(tǒng)計(jì)上顯著（5%水平），這也意味著我國(guó)貨幣政策具有反周期操作的特征。另外，在上面的兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果中，貨幣供應(yīng)量都是滯后期 （M0為滯后 1期、M1為滯后2期）顯著，說(shuō)明我國(guó)貨幣政策還具有滯后操作的特征。

2.2 貨幣沖擊的非對(duì)稱性檢驗(yàn)

貨幣政策包括擴(kuò)張性貨幣政策和緊縮性貨幣政策，同樣我們也需要采用一些變量或者指標(biāo)來(lái)表示貨幣政策狀態(tài)。利用剔除趨勢(shì)后的貨幣供應(yīng)量序列Mt，我們假設(shè)：若Mt>0，定義表示擴(kuò)張性貨幣政策狀態(tài)；若示收縮性貨幣政策狀態(tài)。

為了測(cè)算貨幣政策作用的非對(duì)稱性影響，按照Cover（1992）所給出的方法[6]，定義：

分別表示貨幣政策的正向沖擊因素和反向沖擊因素，將GDP序列基于常數(shù)項(xiàng)、通貨膨脹率、當(dāng)期Post和negt及其各期滯后值進(jìn)行回歸，建立回歸方程：

對(duì)回歸方程（2）進(jìn)行估計(jì)，其中滯后階數(shù)n通過(guò)比較AIC赤池信息值、R2值和LM自相關(guān)性檢測(cè)值加以判定選取。

對(duì)M0我們建立如下方程：

(1,39)=21.2 [0.00]

24.3 [0.00]

從檢驗(yàn)結(jié)果看，對(duì)M0序列的正向沖擊和反向沖擊對(duì)產(chǎn)出都具有顯著的影響，并且正向沖擊和反向沖擊的作用力度基本相同，不存在非對(duì)稱性影響。

通過(guò)比較AIC赤池信息值，對(duì)M1我們建立如下方程（樣本區(qū)間 1978-2003）：

從檢驗(yàn)結(jié)果看，M1的正向沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出未產(chǎn)生實(shí)際影響，而反向沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出了顯著的影響，并且正向沖擊和反向沖擊的作用力度存在一定程度的非對(duì)稱性 （10%水平），比較而言，收縮性貨幣政策的作用更大。

3 基本結(jié)論

第一，通過(guò)觀察貨幣指標(biāo)的周期圖譜，各實(shí)際變量的周期表現(xiàn)較為一致，實(shí)際存款余額、實(shí)際貸款余額、和實(shí)際M0的周期都為6.5年左右，而名義變量則變化較大。由相位譜顯示，存款余額（名義和實(shí)際）、貸款余額（名義和實(shí)際）比參考序列滯后大約1年，而M0（名義和實(shí)際）則要滯后大約2年。從波動(dòng)性來(lái)看，貨幣指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差大約是實(shí)際GDP的1.2-1.5倍。Granger因果檢驗(yàn)顯示，存款余額（名義和實(shí)際）、貸款余額（名義和實(shí)際）對(duì)實(shí)際GDP的波動(dòng)具有顯著影響，而實(shí)際GDP的波動(dòng)引致了M0（名義和實(shí)際）的波動(dòng)。

第二，通過(guò)對(duì)貨幣政策的反周期操作特征的檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)我國(guó)貨幣政策具有反周期操作的特征。同時(shí)，我國(guó)貨幣政策還具有滯后操作的特征。通過(guò)貨幣政策作用的非對(duì)稱性檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)M0序列的正向沖擊和反向沖擊對(duì)產(chǎn)出都具有顯著的影響，并且正向沖擊和反向沖擊的作用力度基本相同，不存在非對(duì)稱性影響。M1的正向沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出未產(chǎn)生實(shí)際影響，而反向沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出了顯著的影響，并且正向沖擊和反向沖擊的作用力度存在一定程度的非對(duì)稱性，比較而言，收縮性貨幣政策的作用更大。

[1]宋兆晗．我國(guó)貨幣流通速度與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的實(shí)證分析[J]．上海經(jīng)濟(jì)研究，2004，（8）.

[2]劉金全．貨幣政策作用的有效性和非對(duì)稱性研究[J]．管理世界，2002，（3）.

[3]張屹山．劉金全．2005年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)態(tài)勢(shì)與成因的動(dòng)態(tài)分析[J]．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005，（7）.

[4]陳磊．我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)周期波動(dòng)相關(guān)性的互譜分析[J]．統(tǒng)計(jì)研究，2001，（9）.

[5]Freeman.S，F(xiàn).E.Kydland．Monetary Aggregates and Output[J]．American Economic Review，2000，90（5）.

[6]Cover J.P.Asymmetric Effects of Positive and Negative Money Supply Shock[J].Quarterly Journal of Economics,1992,11.

（責(zé)任編輯/易永生）

F234.4

A

1002－6487（2011）03-0122-03

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目（08CJL020）

杜 婷（1977－），女，四川綿陽(yáng)人，博士，副教授,研究方向:宏觀經(jīng)濟(jì)金融統(tǒng)計(jì)分析。