我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性研究

摘要：文章回顧1993～2013年貨幣政策施行狀況，將其分為三個(gè)階段，體現(xiàn)出緊縮的貨幣政策、寬松的貨幣政策、平穩(wěn)的貨幣政策產(chǎn)生不同的影響，為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)設(shè)計(jì)、制定貨幣政策提供理論依據(jù)。探討貨幣政策及其效應(yīng)的非對(duì)稱性，通過比較國(guó)內(nèi)外的非對(duì)稱性分析，得出貨幣政策非對(duì)稱性的形成機(jī)理。通過TARCH模型和OLS方法，驗(yàn)證了貨幣政策存在非對(duì)稱性，對(duì)我國(guó)存在的區(qū)域性非對(duì)稱性和現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r給出相應(yīng)的建議。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；非對(duì)稱性；TARCH模型；貨幣供應(yīng)量

一、引言

貨幣政策是宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要部分，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中發(fā)揮不可替代的作用。不同的經(jīng)濟(jì)周期中，貨幣政策在產(chǎn)出、通貨膨脹率方面都呈現(xiàn)出非對(duì)稱性。文章首先用理論知識(shí)對(duì)貨幣政策的非對(duì)稱性進(jìn)行研究，總結(jié)出形成貨幣政策非對(duì)稱性的原理。其次，對(duì)貨幣政策非對(duì)稱性進(jìn)行實(shí)證分析，通過TARCH模型和OLS方法對(duì)貨幣政策是否存在非對(duì)稱性進(jìn)行驗(yàn)證，且得出負(fù)的貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響小于正的貨幣沖擊，而對(duì)物價(jià)的影響程度恰好相反。最后，分析貨幣的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)變化的影響，為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)設(shè)計(jì)和制定貨幣政策提供理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）國(guó)外研究現(xiàn)狀

James Peery Cover（1992）選擇了美國(guó)1951年到1987年的所有季度數(shù)據(jù)，研究表明確實(shí)存在貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。Bruinshoofd和Candelon（2004）構(gòu)建了STR模型和LM 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)出給定顯著性水平下僅有丹麥和英國(guó)為貨幣政策非線性。Clausen和Hayo（2006）利用半結(jié)構(gòu)模型分析了歐洲貨幣傳導(dǎo)機(jī)制，得出非對(duì)稱性的統(tǒng)計(jì)意義。

（二）國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀

楊定華（2008）對(duì)中國(guó)1984～2005年的貨幣政策效果的實(shí)證分析，表明在中國(guó)貨幣沖擊的緊縮效應(yīng)大于擴(kuò)張效應(yīng)。曹永琴（2010）首先是從貨幣政策價(jià)格傳導(dǎo)角度得出貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的原理是通過構(gòu)造菜單成本模型得到的，然后通過構(gòu)造狀態(tài)空間模型實(shí)證檢驗(yàn)了理論模型在中國(guó)的適用性。劉洋（2011）建立以VAR 模型為基礎(chǔ)的誤差修正模型表明：隨著我國(guó)商業(yè)銀行市場(chǎng)結(jié)構(gòu)集中度的不斷下降，我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)效果逐漸變好。張強(qiáng)、趙繼鴻（2013）通過選取金融危機(jī)前、危急中、危機(jī)后三組樣本區(qū)間，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果分析檢驗(yàn)實(shí)證分析了我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性。

三、模型的選取

（一）模型選取依據(jù)

1. 通常用TARCH模型來表示有關(guān)金融資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的杠桿效應(yīng)。但是用GARCH模型來描述金融資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)，然而對(duì)驗(yàn)證杠桿效應(yīng)無法作出說明。

2. 與GARCH 和ARCH 模型相比，TARCH 模型優(yōu)點(diǎn)在于可以區(qū)別正外部沖擊和負(fù)外部沖擊的不同影響；并且能夠充分的對(duì)金融市場(chǎng)的非對(duì)稱性進(jìn)行表述，“利好”用正外部沖擊來表示，則 “利壞”用負(fù)外部沖擊表示。

3. 文章目的是檢驗(yàn)我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱性效應(yīng)是否有存在性，EGARCH 模型在實(shí)踐中需要有至少5000 個(gè)數(shù)據(jù)支持才能得到有說服力的結(jié)論，由于我國(guó)實(shí)施間接調(diào)控的貨幣政策時(shí)間較短，無法提供大量數(shù)據(jù)，TARCH 模型對(duì)數(shù)據(jù)要求較低，故選用TARCH 模型。

（二）選取變量以及分析數(shù)據(jù)

1. 貨幣政策變量

貨幣政策主要有兩個(gè)可以量化的指標(biāo)，一是貨幣供應(yīng)量，二是利率。由于我國(guó)利率尚未完全市場(chǎng)化，儲(chǔ)蓄對(duì)利率的變化不敏感，且貨幣供應(yīng)量作為中介，可測(cè)可控性比較強(qiáng)，因而采用貨幣供應(yīng)量。文章貨幣供應(yīng)量=I+城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中有定期性質(zhì)的存款+外幣存款+信托類存款。

2. 產(chǎn)出變量

文章用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP來衡量產(chǎn)出效果。利用產(chǎn)出法計(jì)算國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值=居民的消費(fèi)+政府的購(gòu)買+投資+凈出口四項(xiàng)之和。

3. 物價(jià)變量

我國(guó)的文獻(xiàn)主要是以通貨膨脹率來研究物價(jià)效果（以CPI代表）。

四、貨幣政策非對(duì)稱性實(shí)證模型研究

（一）模型檢驗(yàn)

通過對(duì)季度M2 數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化并差分，得到M2增長(zhǎng)率DLNM2。將季度GDP 數(shù)據(jù)和季度CPI 指數(shù)對(duì)數(shù)化并一階差分，得到DLNGDP 和DLNCPI序列反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)的變化。綜上，初步考慮選用代表通貨膨脹率DLNCPI 和代表GDP 的DLNGDP 作為TARCH 模型的被解釋變量，解釋變量選用代表貨幣供應(yīng)量的DLNM2。

首先，我們將M2、GDP、CPI 和NX 數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化，得到LNM2、LNGDP、LNCPI 非平穩(wěn)序列。在建立TARCH 模型前，需要對(duì)DLNCPI 和DLNGDP 序列進(jìn)行正態(tài)分布和自相關(guān)性檢驗(yàn)，判斷是否適合采用ARCH 類模型。通過以往的檢驗(yàn)結(jié)果表明，DLNGDP 序列不滿足正態(tài)分布假設(shè)，DLNGDP 和DLNCPI平方序列均存在自相關(guān)性。在TARCH 模型構(gòu)造的過程中，被解釋變量：代表宏觀經(jīng)濟(jì)的價(jià)格和產(chǎn)出，貨幣政策變量：貨幣供應(yīng)量M2 和利率共同表示。

（二）模型建立

1. 價(jià)格方程

首先我們對(duì)DLNCPI、DLNCPI（-1）、DLNM2和DI進(jìn)行回歸，回歸方程如下。

DLNCPI=A+B*DLNCPI（-1）-C*DL

NM2+D*DI

DLNCPI = 0.000649+ 0.4448*DLNC

PI（-1） - 0.0274*DLNM2 + 0.5435*DI

（0.003796）（0.147803）（0.089314）

（0.327090）

[0.171055] [3.009498] [-0.307064]

[1.661770]

R-squared：0.308886；AIC：-6.356207；

F-statistic：7.002035；D.W：2.139836。

對(duì)殘差進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，結(jié)果為

ARCH Test：

F-statistic 0.968190 Probability 0.416273

Obs*R-squared 2.972403 Probability 0.395900

從檢驗(yàn)結(jié)果中我們看到，用貨幣供應(yīng)量、利率對(duì)通貨膨脹率進(jìn)行回歸并不存在ARCH效應(yīng)，因而不適用TARCH模型進(jìn)行貨幣政策非對(duì)稱性檢驗(yàn)。

2. 產(chǎn)出方程

首先我們對(duì)DLNGDP、DLNGDP（-1）、DLNM2和DI進(jìn)行回歸，回歸方程如下。

DLNGDP=0.0427546-0.59109*DLNGDP（-1）-0.02699*DLNM2-4.745527*DI

（0.065444）（0.124283）（1.546215）

（5.373244）

[0.653298] [-4.756011] [-0.017457] [-0.883177]

R-squared：0.333884；AIC：-0.605804；F-statistic：7.852745；D.W：2.204999。

對(duì)殘差進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，結(jié)果為

ARCH Test：

F-statistic 16.01197 Probability 0.000000

Obs*R-squared 25.05244 Probability 0.000015

結(jié)果表明，上述回歸方程殘差存在異方差自相關(guān)現(xiàn)象，即存在ARCH效應(yīng)，因而我們可以利用ARCH族模型消除原估計(jì)式的ARCH效應(yīng)，同時(shí)可以利用TARCH模型對(duì)貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出是否具有非對(duì)稱性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

以DLNGDP為因變量，DLNGDP（-1）、DLNM2和DI為自變量，建立TARCH模型如下。

均值方程：DLNGDP =0.0165- 0.347

6*DLNGDP（-1）+ 0.739*DLNM2 + 3.485*DI

方差方程：GARCH=0.0175+0.177*RESID（-1）^2-0.672*RESID（-1）^2*（RESID（_1）<0）+0.522*GARCH（-1）

方程表明：RESID（-1）^2*（RESID（-1）<0）項(xiàng)系數(shù)不為0且為負(fù)數(shù)，說明貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出存在非對(duì)稱性。結(jié)果表明，緊縮性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響大于擴(kuò)張性貨幣政策，同時(shí)貨幣政策的非對(duì)稱性沖擊減小了產(chǎn)出的方差，有助于降低經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。 使用TARCH模型后對(duì)殘差進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，結(jié)果如下。

ARCH Test：

F-statistic 4.562887 Probability0.007216

Obs*R-squared 11.38969 Probability 0.009795

檢驗(yàn)結(jié)果表明：以GDP為因變量的產(chǎn)出方程，存在ARCH效應(yīng)，根據(jù)TARCH模型，ARCH效應(yīng)沒有出現(xiàn)在殘差中。利用TARCH模型，緊縮性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響大于擴(kuò)張性貨幣政策，并且TARCH模型的殘差不再具有ARCH效應(yīng)。通過TARCH模型我們初步得到了貨幣政策對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量影響總體上存在非對(duì)稱性的結(jié)論。

五、結(jié)論

文章結(jié)合當(dāng)前國(guó)外關(guān)于非對(duì)稱性理論和計(jì)量模型研究的方法，使用TARCH 模型對(duì)貨幣政策效應(yīng)進(jìn)行分析，貨幣政策效果是否存在非對(duì)稱性進(jìn)行檢驗(yàn)。驗(yàn)證價(jià)格和產(chǎn)出是否受到政策變量的影響，實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量是否會(huì)受到預(yù)料之外的貨幣政策沖擊的影響。將會(huì)在經(jīng)濟(jì)變量的哪些方面起到作用，最后根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果提出政策建議，為實(shí)施未來貨幣政策制定提供依據(jù)。

參考文獻(xiàn)：

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（作者單位：燕山大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）