我國貨幣政策是否應(yīng)承擔(dān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之責(zé)？

姜松

摘要：國外貨幣政策操作并沒有關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的先例，所以我國貨幣政策是否應(yīng)關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整一直是一個存在爭議的議題。研究發(fā)現(xiàn)：在理論層面，貨幣政策只能在短期內(nèi)產(chǎn)生“結(jié)構(gòu)性”的非對稱性效應(yīng)，當(dāng)跨越資本投資影子價值“均衡點(diǎn)”后，貨幣政策的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整預(yù)期目標(biāo)并不會產(chǎn)生；在實證層面，非參數(shù)格蘭杰檢驗結(jié)果顯示，當(dāng)滯后1—9個月后，貨幣政策是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的“過程”指標(biāo)和“結(jié)果”的格蘭杰因果原因，但隨著滯后期增長，貨幣政策并不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的格蘭杰原因。此外，無論是在“過程”層面還是在“結(jié)果”層面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整都不是貨幣政策的格蘭杰因果原因，二者間不存在互動效應(yīng)。研究綜合表明：作為經(jīng)濟(jì)總量調(diào)節(jié)的貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，只能視為短期性、暫時性經(jīng)濟(jì)行為，不應(yīng)將其視為常態(tài)化工具。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；非參數(shù)格蘭杰檢驗；供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革

中圖分類號：F822.0；F121.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2018）02-0034-12

一、引言

全球金融危機(jī)過后，發(fā)達(dá)國家和新興市場國家歷經(jīng)蕭條與復(fù)蘇的周期性掙扎，均步入深度轉(zhuǎn)型與結(jié)構(gòu)性調(diào)整的新常態(tài)時期。雖然世界經(jīng)濟(jì)總體上仍保持平穩(wěn)增長。但其所“根植”的環(huán)境生態(tài)卻復(fù)雜多變：增長的不平衡性、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)空心化、投資非市場性風(fēng)險激增等不確定性因素給經(jīng)濟(jì)增長徒添了“幾抹”不可預(yù)知性。面對變化多端的國際形勢和走出經(jīng)濟(jì)周期性迷途的現(xiàn)實鞭策，世界各國不約而同將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整作為尋求突破、提質(zhì)增效和促進(jìn)增長的突破口。實施“再工業(yè)化”戰(zhàn)略和發(fā)展實體經(jīng)濟(jì)再一次成為新一輪產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的核心主題與實質(zhì)內(nèi)涵。如德國的“工業(yè)4.0”計劃和美國的“工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)”戰(zhàn)略等，都旨在通過信息化、智能化重塑經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力，化解結(jié)構(gòu)性矛盾和走出發(fā)展困境。就我國而言，為順應(yīng)世界潮流、面向“兩個一百年”的戰(zhàn)略目標(biāo)，我國順勢而為制定了《中國制造2025》，作為新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革背景下的行動指南與戰(zhàn)略綱領(lǐng)?？梢源竽懪袛?，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化將是我國適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)并引領(lǐng)新常態(tài)的主要基調(diào)與戰(zhàn)略焦點(diǎn)。

為了適應(yīng)這一發(fā)展趨勢，我國也啟動了“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性”改革，試圖通過重構(gòu)政策體系框架、精準(zhǔn)布局來破解制度性瓶頸為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整保駕護(hù)航。貨幣政策作為我國調(diào)控政策體系中的重要組成部分，自然引發(fā)了實踐操作部門的廣泛關(guān)注。在《2015年第四季度中國貨幣政策執(zhí)行報告》中，中國人民銀行就明確提出：“要繼續(xù)實施穩(wěn)健的貨幣政策，保持松緊適度，適時預(yù)調(diào)微調(diào)，做好與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革相適應(yīng)的總需求管理”的貨幣政策調(diào)控戰(zhàn)略。試圖通過運(yùn)用總量、價格等多種政策工具，打通貨幣政策傳導(dǎo)渠道，從“量”和“價”兩個維度為我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級營造穩(wěn)健的貨幣金融環(huán)境。在具體的貨幣政策操作層面，從2008—2015年，貨幣政策已有五次關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的操作事例（見表1），尤其是在2015年的四次貨幣政策調(diào)整中均有涉及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的思路。更值得一提的是，2015年6月28日所執(zhí)行的貨幣政策更是以“定向降準(zhǔn)”為主題內(nèi)容，試圖通過“支農(nóng)支小”舉措支持實體經(jīng)濟(jì)增長和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。綜合特征事實可以清晰看出：關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整已經(jīng)成為我國貨幣政策目標(biāo)體系的重要構(gòu)成，貨幣政策主動承擔(dān)起了改革重任。

一般而言，貨幣政策以總量調(diào)節(jié)為目標(biāo)，更為注重貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響（干杏娣和吉紅云，2014），經(jīng)濟(jì)增長、充分就業(yè)、物價穩(wěn)定和國際收支平衡共同構(gòu)成其目標(biāo)體系框架。關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整并未涵蓋其中。這樣“非常規(guī)”的做法是否存在合理性呢？同時，從西方國家的貨幣政策實踐來看：貨幣政策也一般以關(guān)注通脹、充分就業(yè)或者尋求二者間的平衡為主，并未有關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和承擔(dān)結(jié)構(gòu)性改革之責(zé)的先例。當(dāng)然，也有一些結(jié)構(gòu)性政策操作工具，但也是在經(jīng)濟(jì)危機(jī)爆發(fā)的特殊時期（見表1）。在戰(zhàn)術(shù)層面，采取的也是“定規(guī)則，不定機(jī)構(gòu)”的原則，貨幣政策“總量調(diào)控”的屬性和特質(zhì)并未發(fā)生實質(zhì)變化。綜合而言，無論是在支撐理論還是操作戰(zhàn)術(shù)方面，貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整都沒有事實依據(jù)可循。那么，我國貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是對一般規(guī)律的背離還是我國特殊國情所決定的個數(shù)個案呢？貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是否有一定的合理性呢？是否應(yīng)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整納入貨幣政策目標(biāo)體系？未來我國貨幣政策如何調(diào)整與優(yōu)化呢？這就亟需從多維度、多層面進(jìn)行探究，為我國貨幣政策操作提供理論支撐與經(jīng)驗佐證。

二、文獻(xiàn)回顧與述評

經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在相互依賴性，經(jīng)濟(jì)增長伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和比較優(yōu)勢的變化而變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（Ishikawa，1992）。作為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要組成部分，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的內(nèi)在要求，是理解發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)別的核心變量，也是經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下的新特征（干春暉等，2011；劉金全等，2013；張月友，2014；王朝明和朱瑞博，2016）。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中，政策支持是其主要力量（栗書茵和康瑩，2009）。貨幣政策作為政策體系中的重要構(gòu)成，自然也引發(fā)了學(xué)界的廣泛關(guān)注。但從貨幣政策屬性來看，其以總量調(diào)節(jié)為目標(biāo)的。也就是說，貨幣政策效應(yīng)在整個經(jīng)濟(jì)內(nèi)部和各產(chǎn)業(yè)間是均衡的、一致的、無差異的（吉紅云和干杏娣，2014）。因此，關(guān)于貨幣政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系一直存在諸多爭議和“迷思”，研究結(jié)論也大相徑庭。

一方面，一些學(xué)者認(rèn)為貨幣政策應(yīng)該關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，并從不同側(cè)面證實其是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要手段。有些學(xué)者從反思既定假設(shè)條件和揭示貨幣政策的“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”和“非對稱性效應(yīng)”的角度間接地切入。如，吉紅云和干杏娣（2014）從微觀角度切入，利用上市公司層面的面板數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對于資本密集型行業(yè)的影響程度最大，技術(shù)密集型行業(yè)的影響次之，勞動密集型行業(yè)的影響最弱。龐念偉（2016）則從中觀的角度切入，認(rèn)為第二產(chǎn)業(yè)對貨幣政策沖擊的反應(yīng)最強(qiáng)，第一產(chǎn)業(yè)次之，第三產(chǎn)業(yè)最小。當(dāng)然，還有學(xué)者對研究進(jìn)行拓展，從空間角度進(jìn)行揭示。如，郭曄和賴章福（2011）研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策在東部和西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的調(diào)節(jié)作用最強(qiáng)，在中部地區(qū)表現(xiàn)比較弱。進(jìn)一步的，基于結(jié)構(gòu)性效應(yīng)的考證，學(xué)界研究也轉(zhuǎn)向揭示其深層次的傳遞機(jī)理。詹新宇和方福前（2014）研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策主要通過“要素替代效應(yīng)”和“收入-消費(fèi)效應(yīng)”兩種渠道產(chǎn)生作用，但也有學(xué)者持不同意見。如彭俞超和方意（2016）則認(rèn)為貨幣政策主要通過影響金融機(jī)構(gòu)的運(yùn)營成本起到影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用?；谏鲜鼍C合認(rèn)知，學(xué)者普遍認(rèn)為貨幣政策能夠影響產(chǎn)業(yè)增長和結(jié)構(gòu)調(diào)整（劉金全和劉漢，2013），尤其是中長期貨幣政策應(yīng)關(guān)注我國經(jīng)濟(jì)增長率穩(wěn)中趨降、第三產(chǎn)業(yè)占比上升和人口老齡化等結(jié)構(gòu)性變化（潘宏勝，2011），考慮流通速度等要素所帶來的“非對稱性”，通過定向調(diào)控實施差異化的貨幣政策以保證既定目標(biāo)實現(xiàn)（謝超峰和范從來，2016）。endprint

另一方面，也有一些學(xué)者認(rèn)為貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在一些不確定性，甚至負(fù)面影響。因為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級是一種“單向性”政策目標(biāo)，與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定問題并不完全一致（彭俞超、方意，2016），所以諸多學(xué)者對于貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整持懷疑態(tài)度，認(rèn)為其效應(yīng)存在不穩(wěn)定性。國外學(xué)者如Lubik（2003）構(gòu)建了涵蓋貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的理論框架，并通過模擬發(fā)現(xiàn)，來源于不同產(chǎn)業(yè)勞動力供給彈性在面臨貨幣政策沖擊時對于產(chǎn)出的反應(yīng)沒有顯著影響，但經(jīng)常性賬戶對于貨幣政策的沖擊則取決于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。Pham（2013）以越南為研究對象，揭示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素會“阻塞”貨幣政策的傳導(dǎo)渠道。我國學(xué)者對于這一議題關(guān)注也較多。如，張斌和何帆（2006）研究發(fā)現(xiàn)，保持名義有效匯率固定與國內(nèi)物價穩(wěn)定的貨幣政策“錨定”原則會造成工業(yè)/服務(wù)業(yè)價格扭曲和失衡。張偉進(jìn)和胡春田（2014）認(rèn)為由于貨幣政策“預(yù)期機(jī)制”的存在，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的最優(yōu)發(fā)展路徑可能發(fā)生偏離，致使貨幣政策效應(yīng)與預(yù)期方向不一致。當(dāng)然，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)性因素還會致使貨幣流通速度變慢和影響政策有效性（王延軍和溫嬌秀，2015）。王朝明和朱睿博（2016）甚至提出貨幣政策，尤其是利率政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會產(chǎn)生負(fù)面影響。也正是這些不確定性使中央銀行在面臨產(chǎn)業(yè)發(fā)展不均衡、區(qū)域發(fā)展不平衡及結(jié)構(gòu)失衡時顯得無能無力（劉樹成，2004；干杏娣和吉紅云，2014）。

綜合而言，學(xué)術(shù)界關(guān)于貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整不同側(cè)面的研究成果，極大拓展了認(rèn)知和奠定了深入開展的邏輯起點(diǎn)。但梳理也發(fā)現(xiàn)其存在如下問題：一是現(xiàn)有研究在揭示貨幣政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間關(guān)系的往往是從產(chǎn)業(yè)內(nèi)部、產(chǎn)業(yè)之間兩個維度切入，從“非對稱性”的角度間接地認(rèn)為貨幣政策應(yīng)該關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。這樣的經(jīng)驗實證本身就缺少理論支撐，因為將總量指標(biāo)置于產(chǎn)業(yè)內(nèi)部和產(chǎn)業(yè)之間本身就存在指標(biāo)口徑不一致問題，研究本身的科學(xué)性、可信度大打折扣。但事實上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化雙重內(nèi)涵，若從總體上進(jìn)行概念操作化并直接檢驗和揭示二者之間的關(guān)系可以確保指標(biāo)口徑的一致性和得到更為科學(xué)的研究結(jié)論。二是在揭示貨幣政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整關(guān)系時，現(xiàn)有研究大多采用線性模型并假定參數(shù)是恒定的。但在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制與路徑十分復(fù)雜，尤其是涉及結(jié)構(gòu)層面因素時，傳遞路徑也可能與理論相背離，研究結(jié)論的準(zhǔn)確性值得推敲。這在對貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整關(guān)系不明確的情況下，非參數(shù)方法無疑是最為合適和恰當(dāng)?shù)模梢酝诰蚝屠靡磺袧撛诘碾[匿信息，進(jìn)而增加研究科學(xué)性。有鑒于此，本研究在進(jìn)行理論分析基礎(chǔ)上，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗的最新研究成果——非參數(shù)格蘭杰檢驗來揭示貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系，進(jìn)而澄清爭議和為構(gòu)建“精準(zhǔn)布局”“精準(zhǔn)發(fā)力”的政策體系提供理論支撐和經(jīng)驗輔助。

三、理論分析

貨幣政策效力的程度和異質(zhì)性與金融結(jié)構(gòu)、勞動結(jié)構(gòu)及商品結(jié)構(gòu)存在密切關(guān)系（Berben等，2004），其中，商品結(jié)構(gòu)則起到關(guān)鍵作用。尤其是在開放型經(jīng)濟(jì)中，進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的不同，決定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不同，進(jìn)而致使不同產(chǎn)業(yè)工人就業(yè)及其工資水平也不同（魏浩和趙春明，2012）。因此，從某種程度上，商品結(jié)構(gòu)可以看成是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的組成部分，其會影響到貨幣政策有效性。另外，從貨幣政策傳導(dǎo)渠道來看，無論是“信貸傳導(dǎo)”還是“利率傳導(dǎo)”路徑，也都與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有密切聯(lián)系。從“信貸傳導(dǎo)”路徑來看，貨幣政策的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)也是存在的，如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展不均衡也會導(dǎo)致信貸市場扭曲和局部信貸萎縮，進(jìn)而會阻塞貨幣政策傳導(dǎo)路徑。從“利率傳導(dǎo)”路徑來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，資本密集型產(chǎn)業(yè)往往是決定貨幣政策有效性的重要因素。因為為擴(kuò)大再生產(chǎn)和進(jìn)行技術(shù)更新改造，資本密集型產(chǎn)業(yè)的財務(wù)杠桿都較高，對利率反應(yīng)的敏感性也較強(qiáng)。如鋼鐵、汽車、房地產(chǎn)等行業(yè)對利率的敏感程度要高于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，如服裝、紡織業(yè)、家具制造業(yè)等（高波和王先柱，2009）。當(dāng)然，作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的微觀表達(dá)，大型企業(yè)和小型企業(yè)對利率的敏感度也就不同（Eichenbaum，1994）。

基于此，本研究借鑒Raabe（2006）所構(gòu)建的雙重市場結(jié)構(gòu)框架：假定在一個雙重產(chǎn)業(yè)i中存在j=1，…，M企業(yè)。其中，大型企業(yè)行業(yè)屬性是資本密集型產(chǎn)業(yè)，處于市場中心，投入的是訂制化資本和非技能化勞動力；小企業(yè)屬于勞動密集型行業(yè)，處于市場外圍，投入的是專業(yè)化資本和技能性勞動力，但與大型企業(yè)共存、共生，可以進(jìn)行獨(dú)立的投資決策。值得一提的是，無論是大型企業(yè)還是小型企業(yè)，在不同產(chǎn)業(yè)i=1，…，N，都是風(fēng)險中性和生產(chǎn)異質(zhì)性產(chǎn)品。盡管二者存在顯著差異性，但本研究假定其經(jīng)營相同生產(chǎn)函數(shù)Yji，如式（1）：

Yji=Aji，tKji1-α（Nji，tHji，t）α（1）

其中，Aji，t表示技術(shù)進(jìn)步水平，本研究將其假定為希克斯中性技術(shù)進(jìn)步類型。在具體表達(dá)式方面，進(jìn)一步將技術(shù)參數(shù)A假定為帶漂移的隨機(jī)游走過程，如式（2）。其中，參數(shù)αAi揭示的是一個時不變性質(zhì)的正漂移項，用以揭示特定產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平下的生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。ΔRDji，t體現(xiàn)的是研發(fā)水平，用以反映因為專業(yè)性研發(fā)活動所引致的技術(shù)改進(jìn)水平、生產(chǎn)效率差異和產(chǎn)出規(guī)模的差異。

Aji，t=αAi+Aji，t-1+βAji（ΔRDji，t）+εAji，t（2）

Hji表示人力資本水平，用以控制市場中心大型企業(yè)和市場外圍的小型企業(yè)中勞動力技能差異和工資水平的差異。將其表達(dá)式設(shè)置為式（3）。其中，αHi也是一個時不變性質(zhì)的漂移項，描述的是“干中學(xué)”過程。變量Sji，t是一個“二進(jìn)制”虛擬變量，用來控制處于市場中心的大型企業(yè)和處于市場外圍的小型企業(yè)的顯著性的人力資本差異，如果是大企業(yè)則賦值為1，小企業(yè)則賦值為0。

Hji，t=αHi+Hji，t-1+βHjiSji，t（3）

Kji表示物質(zhì)資本水平，借鑒Goldsmith（1951）所使用的“永續(xù)盤存法”，將其定義為式（4）。其中，δ表示資本折舊速度，將其假定為常數(shù)，并且滿足條件0<δ<1。Iji，t描述了每單位時間公司j的資本投資總額。endprint

Kji，t=（1-δ）Kji，t-1+Iji，t（4）

由式（4）可知，企業(yè)物質(zhì)資本存量除了依賴于上一期資本存量以外，更依賴于當(dāng)期資本投資水平Iji，t，而這部分與企業(yè)生產(chǎn)成本密切聯(lián)系。按照Letterie和Pfann（2003）的觀點(diǎn)，無論是大型企業(yè)還是小型企業(yè)，其投資成本一般包含資本購置或銷售成本、現(xiàn)有固定成本和調(diào)整成本①等三部分。為此，將投資成本函數(shù)設(shè)定為式（5）：其中，pIt表示每一單位資本投資It的價格，則pItIt表示資本購置或銷售的成本；一般而言，資本購置或銷售價格pIt可以由產(chǎn)業(yè)特性（εit）和企業(yè)特性（εjt）兩部分構(gòu)成，并據(jù)此體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和企業(yè)屬性差異。為此，可以將其形式設(shè)定為：pIt=εit+υεjt。εit體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)中使用“標(biāo)準(zhǔn)化”資本生產(chǎn)的小型企業(yè)，εjt體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)中使用“訂制化”資本進(jìn)行生產(chǎn)的大型企業(yè)，更為重要的是該部分還可以代表由于R&D所形成的沉沒成本。同時，假定υ為虛擬變量，用以反映上述兩種情況。pkt表示每一單位固定資本的價格，pktK表示現(xiàn)有固定成本；γ表示價格參數(shù)且在正向投資和負(fù)向投資時其均是恒定的，γ■表示調(diào)整成本。值得注意的是，固定資本的投資成本一般較高，而且往往具有不可逆性（于博，2014）。υ也是一個二元虛擬變量，當(dāng)賦值為1的時候，則說存在新增資本投資。當(dāng)賦值為0時，表明不存在新增資本投資。需要說明的是，只有存在新增資本投資時，才存在資本調(diào)整成本。同時，由于資本投資的特殊性以及市場信息不對稱性，我們很容易發(fā)現(xiàn)：資本的購置價格p+一般要大于其銷售價格p-，可以表示為p+>p->0。如果新增資本投資成本處于p+，企業(yè)會積極進(jìn)行資本投資，此時I>0；但若新增資本投資成本處于p-，企業(yè)資本投資熱情將降低，此時I<0。

C（It，Kt）=pItIt+υ（pKtKt）+γ■（5）

設(shè)置各投入要素和成本函數(shù)后，接下來的關(guān)鍵就是要確定產(chǎn)出品的價格。由于將技術(shù)假定為隨機(jī)過程，我們也將產(chǎn)出品價格設(shè)置為一個隨機(jī)過程。為此，在產(chǎn)業(yè)i中企業(yè)j在時間t的產(chǎn)出品的市場價格為Pji，t，其為一個帶漂移項的AR（1）過程，如式（6）：

Pji，t=αPi+Pjt，t-1+εPji，t（6）

為此，在短期內(nèi)，其利潤函數(shù)可以表示為：

π（Pt，At，Kt，Nt，Ht）=max[Ptf（At，Kt，Nt，Ht）-C（Nt）]（7）

在式（7）中，Pt為產(chǎn)出品價格，f（·）表示生產(chǎn)函數(shù)，C（Nt）=WtNt衡量的是生產(chǎn)過程中的勞動力要素投入成本，即所支付的工資水平。由于物質(zhì)資本投入和人力資本積累和形成是一個長期過程，在短期內(nèi)可以看成是“準(zhǔn)固定”的。所以，在短期內(nèi)，企業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)過程中，勞動力價格和成本是主要組成部分，但勞動力要素的調(diào)整往往是低成本的，因為對勞動力進(jìn)行再培訓(xùn)的成本并不會顯著提升。所以，從長期來看，在產(chǎn)業(yè)i中企業(yè)j進(jìn)行生產(chǎn)調(diào)整時，資本成本就是約束利潤水平的最為關(guān)鍵的因素。在這樣的約束下，無論是大型企業(yè)還是小型企業(yè)都會通過最大化每一期經(jīng)營凈利潤的方式進(jìn)行最優(yōu)化投資行為選擇。但在每一期內(nèi)，企業(yè)均面臨著跨期投資所導(dǎo)致的資本周期性貶值和資本調(diào)整問題。為化解這一困境，其勢必會將預(yù)期利潤最大化，可以表達(dá)為：

V（Pt，At，Kt，Nt，Ht）=maxEt{■βt+s[π（Pt+s，At+s，Kt+s，Nt+s，Ht+s）-C（It+s，Kt+s）]}（8）

在式（8）中，β表示貼現(xiàn)因子，Et是t時刻期望算子的條件信息。由式（8）我們可以清晰看出公司價值體現(xiàn)的就是未來經(jīng)營利潤的現(xiàn)值。由貝爾曼最優(yōu)性原理②我們可知，公司價值就等于經(jīng)營利潤和未來資本投資所得共同構(gòu)成?？梢员硎緸椋?/p>

V（Pt，At，Kt，Nt，Ht）=■{π（Pt，At，Kt，Nt，Ht）-C（It，Kt）+βt+1Et[Vt+1]}（9）

結(jié)合約束性條件，那么跨期最大化問題可以用拉格朗日表達(dá)式來表示：

Lt=π（Pt，At，Kt，Nt，Ht）-C（It，Kt）+βt+1Et[Vt+1]+γt[（1-δ）Kt-1+Kt+It]-VPt（αP+Pt-1-Pt+εPt）+VAt（αA+At-1-At+βA（RDt）+εAt）+VHt（αH+Ht-1-Ht+βHSt）（10）

其中，VPt、VAt、VHt分別代表著產(chǎn)出價格、技術(shù)和人力資本的影子價值。εPt和εAt代表著技術(shù)和產(chǎn)出價格的隨機(jī)沖擊因素。γt表示在時間t上一個新增物質(zhì)資本的影子價值，其是影響企業(yè)最優(yōu)投資行為的關(guān)鍵因素，所揭示的經(jīng)濟(jì)學(xué)涵義是一個額外物質(zhì)資本對于公司價值的貢獻(xiàn)。此外，由式（10）我們還可以看出，只有γIt和C（It，Kt）是包含物質(zhì)資本投資因素。進(jìn)一步參考Abel和Eberly（1994）的做法，引入式（11）。其中，？覬t刻畫的是時間t的投資凈值。

？覬（λt，Kt）=■{λtIt-C（It，Kt）}（11）

求解式（11）的一階條件可得：

■=λt-■=λt-（PIt+γm■）（12）

整理可得最優(yōu)投資行為It*的表達(dá)式：

It*=■■（13）

結(jié)合式（5），可以發(fā)現(xiàn)式（13）存在三種情景：如果新增資本投資的影子價值小于其銷售價格p-It，則I*（λt，Kt）<0；如果新增資本投資的影子價值等于其銷售價格p-It但小于或者等于其購買價格，則I*（λt，Kt）=0；如果新增資本投資的影子價值等于其購置價格，則I*（λt，Kt）>0。為此，可以綜合表示為：

I*（λt，Kt）<0，λt0，λt>p+It（14）

需要提出的是式（14）沒有考慮約束條件下的情況。若考慮約束條件則情況并不如此。之所以會這樣是因為當(dāng)在新增投資的情況下，固定成本因素沒有納入其中，而這會直接影響到支付函數(shù)？覬（λt，Kt）。為實現(xiàn)利潤最大化，資本影子價值λ必須納入其中。將I*t帶入式（11）可得：

？覬*（λt，Kt）=（λt-pIt）■■-

υ（pKtKt）+γ■（15）

可以進(jìn)一步將其改寫為：

？覬*（λt，Kt）=Ω（λt-pIt）■Kt■-υ（pKtKt）（16）

其中，Ω=1-■（γm）■。可以看出，式（16）中資本影子價值也存在顯著的門檻效應(yīng)。為了更好識別投資行為，分別將資本購買價格p+It和銷售價格p-It分別施加約束條件？覬=0，則兩種投資行為可以進(jìn)一步表示為：

λt>■t=p+It+υ（pKtψt）■λt<■t=p-It-υ（pKtψt）■（17）

式（17）中，ψt=■，■t和λt描述的是資本的影子價值的上限和下限臨界值?；谶@些條件，最優(yōu)投資行為可以重新改寫為：

■（λt，Kt）=I*（λt，Kt）<0，λt<■tI*（λt，Kt）=0，■t0，λt>■t（18）

從中可以看出，當(dāng)λt>■t時，小型公司將運(yùn)用“標(biāo)準(zhǔn)化”資本進(jìn)行投資，大型公司則會運(yùn)用“訂制化”資本進(jìn)行投資，在給定pl和pK的情況下，投資將是公司規(guī)模的增函數(shù)。但λt<λt時候，公司規(guī)模所導(dǎo)致的投資差異將變得并不顯著，因為大型公司和小型公司面臨相同的資本購置價格，訂制化資本將演變?yōu)槌翛]成本。在這樣的情形下，二者的投資積極性受挫，均會在相同的臨界值λ*下選擇不進(jìn)行投資，但由于現(xiàn)有資本存量pK的影響，大型公司所承擔(dān)的成本負(fù)擔(dān)要比小型公司大，所以就投資影子價值的門檻上限和下限滿足■L>■S、λL<λS。以此為基礎(chǔ)進(jìn)一步揭示貨幣政策沖擊效應(yīng)影響。將折現(xiàn)系數(shù)β定義為貨幣市場利率rM和企業(yè)風(fēng)險溢價rFP組成，即：

β=■（19）

式（19）中，rt=rM，t+rFP，t，rM，t表示貨幣市場利率，rFP，t表示風(fēng)險性因子，則將其改寫為：

β=■=■（20）

進(jìn)一步地，繼續(xù)假定公司所面臨的風(fēng)險溢價是貨幣市場利率的函數(shù)。而貨幣市場利率受到貨幣政策影響。并將其寫成rFP，t=αrM，t，其中α>0，式（20）可以進(jìn)一步表示為：

β=■=■（21）

從長期來看，處于市場中心大型公司和處于市場外圍的小型公司所面臨的風(fēng)險存在“均等化”趨勢。因為資本影子價值的持續(xù)性差異并不存在而且“套利”現(xiàn)象被消除。因此，可以認(rèn)為大型公司和小型公司的投資影子價值對于來自貨幣市場利率的反映是相同的，也就是說αsmall=αlarge，則對于大型公司和小型公司來說，其在時點(diǎn)t+1和t+s對于利率的反應(yīng)分別等于：

■=-■E（λt+1）（22）

■=Et■-■（■-■）（23）

為了便于討論將可能的情況繪制成圖1。由圖1可以看出，當(dāng)資本影子價值處于長期均衡水平λ*時候，大公司和小公司投資對于利率反應(yīng)是相同的。但當(dāng)面臨較大利率沖擊時大公司和小公司的資本投資影子由均衡水平的λ*下降為λLI，此時大型公司和小型公司的投資行為分別變成OC和OB，且顯然OC>OB，大型公司對利率敏感性明顯要大于小型公司。但面臨較小沖擊時，小型公司投資受到利率政策沖擊較大，大公司則并不受影響。當(dāng)資本影子價值達(dá)到上限■后，效應(yīng)曲線的形態(tài)也存在一致性。換言之，這也從一個側(cè)面說明：實踐中為小型公司提供定向“利率優(yōu)惠”的政策設(shè)計只能在短期內(nèi)存在“非對稱性效應(yīng)”，長期來看，并不能達(dá)到通過調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)進(jìn)而調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的目標(biāo)預(yù)期。因為從長期來看，影響公司投資的因素是外部需求變化而不是資金需求得不到滿足，貨幣政策及其效果也會受到限制（王義中和宋敏，2014）。理論分析充分表明，貨幣政策對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整只能在短期內(nèi)產(chǎn)生政策效力，長期效果并不顯著?？傊?，關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整只能作為貨幣政策短期性、非常態(tài)化的目標(biāo)取向，長期內(nèi)仍應(yīng)回歸總量調(diào)控屬性。

四、實證方法與指標(biāo)選取

（一）非參數(shù)格蘭杰檢驗方法說明

基于理論認(rèn)知，繼續(xù)通過實證檢驗方式來揭示現(xiàn)實中貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整間的相互關(guān)系。計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，判斷一個變量的變化是否是另一變量變化的原因一般都用格蘭杰因果檢驗（Granger causality tests）方法。該方法主要由Granger（1969）所構(gòu)建，用以揭示時間序列間的表征及其機(jī)理，其實質(zhì)是檢驗一個變量的滯后變量是否引入其他變量的方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則其具有Granger因果關(guān)系。比如定義一個平穩(wěn)的二元過程{（Xt，Yt）}，如果變量X有助于解釋Y的變化，就可以認(rèn)為序列{Xt}是引起{Yt}的格蘭杰原因。更為一般的形式可以用式（24）進(jìn)行表達(dá)。

（Yt+1，…，Yt+k）|（fX，t，fY，t） ～/ （Yt+1，…，Yt+k）|fY，t（24）

事實上，基于自回歸模型實施格蘭杰因果檢驗已經(jīng)達(dá)到了非常成熟的地步，并得到了廣泛的運(yùn)用和發(fā)展。一般來說，其是建立在參數(shù)嚴(yán)格假設(shè)條件下的，利用總體信息并通過總體分布和樣本對總體參數(shù)進(jìn)行判斷。但經(jīng)濟(jì)社會作為一個復(fù)合型演化系統(tǒng)，總體分布也是復(fù)雜多變的?；趨?shù)的格蘭杰因果檢驗的適用范圍以及研究結(jié)論的科學(xué)性都受到諸多質(zhì)疑。隨著研究技術(shù)進(jìn)步，非參數(shù)格蘭杰檢驗逐步成為一個熱點(diǎn)領(lǐng)域并引發(fā)學(xué)界關(guān)注。在眾多的非參數(shù)檢驗方法中，引人注目的就是Hiemstra和Jones（1994）所提出的“HJ檢驗”，其實質(zhì)上是對Baek和Brock（1992）條件性獨(dú)立性檢驗的修正?！癏J檢驗”也奠定了非參數(shù)格蘭杰檢驗的研究基礎(chǔ)。但其也存在諸多問題，尤其是當(dāng)原假設(shè)是正確時候，檢驗結(jié)果存在“過度”拒絕的問題，進(jìn)而會使統(tǒng)計結(jié)果失真（Diks和Panchenko，2006），亟待進(jìn)行修正。在接下來的部分，主要介紹Diks和Panchenko（2006）的優(yōu)化思路并以此方法為基礎(chǔ)進(jìn)行實證檢驗。其進(jìn)行非參數(shù)格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)是：{Xt}不是{Yt}的格蘭杰原因，其修正的出發(fā)點(diǎn)就是尋找證據(jù)來拒絕原假設(shè)。為此，按照（24）式中的基本定義，考察K=1時的情況。眾所周知，在給定Yt，Yt-1，……的前提下，Yt+1與Xt，Xt-1……之間存在條件獨(dú)立性。而條件獨(dú)立性可以用有限的滯后期lX和lY來檢驗，則式（24）可以寫為：

Yt+1|（Xtlx，Ytly）～Yt+1|Ytly（25）

在式（25）中，Xtlx=（Xt-lX+1，…，Xt），Ytly=（Yt-lX+1，…，Yt）。對于一個嚴(yán)格的時間序列來說，{（Xt，Yt）}就是關(guān)于（lX+lY+1）維向量Wt=（Xtlx，Ytly，Zt）的不變分布，其中Zt=Yt+1。在此研究中只考慮lX=lY=1的情況。同時，為更好進(jìn)行檢驗，運(yùn)用聯(lián)合分布形式對零假設(shè)進(jìn)行重新表達(dá)：在給定（X，Y）=（x，y）、Y=y時，Z的分布是一樣的。那么其聯(lián)合分布形式可以表述為：

■=■（26）

Hiemstra和Jones（1994）構(gòu)造“HJ檢驗”就運(yùn)用關(guān)聯(lián)積分比值來衡量式（26）左邊和右邊的差異。對于多元隨機(jī)向量，其關(guān)聯(lián)積分CV（ε）就是尋找兩個獨(dú)立向量同時發(fā)生的概率小于或等于ε。在Hiemstra和Jones（1994）看來，對于ε>0，都暗含：

■=■=■×■（27）

然后，就可以利用式（27）計算關(guān)聯(lián)積分以檢驗■和■的差異，采用的形式如下：

CW，n（ε）=■∑■IijW，IijW=I（‖Wi-Wj‖≤ε）（28）

比較式（26）和式（27），我們會發(fā)現(xiàn)二者并不存在一般性。式（26）只有在給定Y=y，Z和X的條件分布不依賴于y時才會發(fā)生，在其他情況下，式（27）將不能被分解為左邊和右邊兩個等式。這就說明“HJ檢驗”的結(jié)果與原假設(shè)并不一致，這也是造成其統(tǒng)計失真的最主要原因。但總體來說，如果通過適當(dāng)?shù)拇胧┫渲械钠?，其仍是漸近有效的。為此，Diks和Panchenko（2005）主要通過增加樣本容量和允許帶寬ε趨于0的方式進(jìn)行修正。在其看來，原假設(shè)暗含式（10）的關(guān)系。其中，g（X，Y，Z）表示加權(quán)函數(shù)。

qg=E[■-■■

g（X，Y，Z）]=0（29）

所以，基于指示函數(shù)，對式（29）進(jìn)行自然估計就可以構(gòu)造一個統(tǒng)計量進(jìn)行非參數(shù)格蘭杰檢驗。Diks和Panchenko（2005）所構(gòu)造的統(tǒng)計量如式（30）所示。其中，IijW=I（‖Wi - Wj‖<ε）。

Tn（ε）=■■[■ ■（IikXYZ IijY -IikXYIijYZ）]（30）

如果將隨機(jī)向量W在Wi處的局部密度估計函數(shù)表示為：■W（Wi）=■■IijW，則式（30）就可以進(jìn)一步表達(dá)為：

Tn（ε）=■■[■X，Y，Z（Xi，Yi，Zi）■Y（Yi）-■X，Y（Xi，Yi）■Y，Z（Yi，Zi）（31）

構(gòu)造好檢驗統(tǒng)計后，如果能選取適當(dāng)帶寬序列ε（n）?！癏J檢驗”的估計值就存在一般性。進(jìn)一步，借鑒Powell和Stoker（1996）的做法：將帶寬設(shè)置為εn=Cn-β。其中，C為任意正常數(shù)，β∈（■，■）。在實際操作中，Diks和Panchenko（2005）將帶寬設(shè)定為εn=max（Cn-2/7，1.5），并認(rèn)為在這樣的條件下，非參數(shù)格蘭杰因果檢驗的統(tǒng)計量Tn服從正態(tài)分布并表達(dá)為下式：

■■→N（0，1）（32）

（二）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本研究主要涉及貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整兩個內(nèi)容層面數(shù)據(jù)量化。一是在貨幣政策方面。由于貨幣政策主要通過中介目標(biāo)對總體目標(biāo)產(chǎn)生影響，因而貨幣政策也主要從中介目標(biāo)層面維度進(jìn)行量化。從我國貨幣政策操作實踐來看，貨幣供應(yīng)量長期以來被選作貨幣政策調(diào)控的中介目標(biāo)（張曉慧，2012），其既能反映貨幣供給的變化，又可以反映貨幣需求的變化，數(shù)據(jù)獲取便利且與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)。有鑒于此，采用廣義貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣政策（MP）的代理變量。二是在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整描述的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低級形態(tài)向高級形態(tài)變遷的過程，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的有機(jī)統(tǒng)一，描述的是第一產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢比重逐步向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢比重演進(jìn)，由勞動密集型產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢比重向資金密集型產(chǎn)業(yè)、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢比重演進(jìn)的過程（黃群慧，2014；李子倫，2014）。如果對其進(jìn)一步凝練，我們可以發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整包含“過程”和“結(jié)果”兩個層面的內(nèi)涵。其中，在過程方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整體現(xiàn)的是第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)的替代與融合過程；在結(jié)果層面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整“過程”所致使的直接結(jié)果就是第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)在整個國民經(jīng)濟(jì)體系中所占比重增加。遵循這一結(jié)構(gòu)化思路，用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和除以第一產(chǎn)業(yè)增加值來量化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的“過程”內(nèi)涵（SP），用二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的“結(jié)果”內(nèi)涵（SR）。同時，為了減少數(shù)據(jù)口徑的不一致性，對所有數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)。所有數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局，時間跨度為1992年第4季度至2016年第3季度。各變量描述性統(tǒng)計信息如表2所示。

五、實證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

在實證檢驗方法介紹部分，我們已經(jīng)揭示非參數(shù)格蘭杰檢驗是建立在嚴(yán)格平穩(wěn)時間序列的基礎(chǔ)上的。如果數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，容易使非參數(shù)格蘭杰檢驗存在“虛假回歸”問題。因此，在實施非參數(shù)格蘭杰因果檢驗之前需要對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。關(guān)于數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗方法已經(jīng)十分成熟和完善，但是傳統(tǒng)的ADF檢驗和PP檢驗等方法在時間序列平穩(wěn)性檢驗中經(jīng)常存在檢驗效度低和存在樣本偏差等諸多問題，研究結(jié)論扭曲問題較為嚴(yán)重。鑒于此，本研究采用Ng-Perron方法進(jìn)行檢驗。其是Ng和Perron（2001）基于廣義最小二乘法退勢所構(gòu)造的四個統(tǒng)計量來檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。因而相比較其他單位根檢驗方法，Ng-Perron方法的統(tǒng)計量更為穩(wěn)健，有效地避免了水平扭曲問題和提高了研究結(jié)論效度和信度。在本研究中主要考慮了只涵蓋常數(shù)項（C，0）以及同時包括常數(shù)項和時間趨勢項（C，T）兩種情況的檢驗結(jié)果。檢驗結(jié)果見表3。由結(jié)果可以看出，變量MP、SP和SR在兩種情況下均為平穩(wěn)序列。因此，可以進(jìn)行非參數(shù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗。endprint

（二）非參數(shù)格蘭杰檢驗

我們分別從過程和結(jié)果兩個層面對貨幣政策是否應(yīng)關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)行實證檢驗。按照Pompe（1993）的建議，在確保時間序列獨(dú)立性基礎(chǔ)上，如果將時間序列轉(zhuǎn)換成均勻的邊緣分布，可以提高檢驗的科學(xué)性和精度。為此，在本研究中，分別給出了原始序列（Origin）和轉(zhuǎn)換后序列（Unif）兩種結(jié)果。其中，表4給出的是貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整“過程”指標(biāo)間相互關(guān)系的檢驗結(jié)果，表5給出的是貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整“結(jié)果”指標(biāo)間相互關(guān)系的檢驗結(jié)果。從表4我們可以看出，Hiemstra等（1994）創(chuàng)立的“HJ檢驗”與Diks等（2006）創(chuàng)立的“T檢驗”的最終結(jié)果并不存在顯著差異。這與Diks等（2006）在改進(jìn)思路中提到的一致：如果樣本容量小于500，二者的檢驗結(jié)果并不會存在顯著不同。唯有樣本容量大于500后，“T檢驗”較“HJ檢驗”表現(xiàn)才會更出色、精度才會更高。從原始序列（Origin）和轉(zhuǎn)換序列（Unif）的結(jié)果來看，二者結(jié)果也并不存在顯著差異。但隨著置信水平的放寬③，我們會發(fā)現(xiàn)基于原始序列（Origin）檢驗結(jié)果的拒絕條件明顯放松，但基于轉(zhuǎn)換序列（Unif）的檢驗結(jié)果仍然較為穩(wěn)定。為此，本研究中均以基于轉(zhuǎn)換序列（Unif）的“T檢驗”為準(zhǔn)。從結(jié)果可以看出，在滯后1期、2期和3期時，均拒絕原假設(shè)。這說明在1-3期的滯后期內(nèi)，貨幣政策是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程指標(biāo)的格蘭杰原因。同時，由于樣本使用的是季度數(shù)據(jù)，滯后1-3期就意味著滯后3-9個月。因而，貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生影響的“時滯”就是3-9個月。但當(dāng)滯后4期，也就是12個月后，Diks和Panchenko（2006）創(chuàng)設(shè)的“T檢驗”結(jié)果無法拒絕“貨幣政策不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程指標(biāo)格蘭杰原因”的原假設(shè)。綜合而言，可以清晰看出：在短期內(nèi)，貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程有一定現(xiàn)實依據(jù)和實證支撐，這也切合貨幣政策聚焦短期問題的屬性特征。但從長期來看，并沒有充分證據(jù)和經(jīng)驗證實貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程指標(biāo)間的因果關(guān)系的存在。因此，不能將貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)視為“常態(tài)化”的目標(biāo)取向。

那么，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是否要求貨幣政策做出動態(tài)調(diào)整呢？在接下來的部分我們進(jìn)一步對此做出檢驗。由結(jié)果可知，無論是基于原始序列（Origin）還是轉(zhuǎn)換序列（Unif），“HJ檢驗”和“T檢驗”中除少部分結(jié)果存在不一致問題外，其他并無區(qū)別。但比較會發(fā)現(xiàn)：基于轉(zhuǎn)換序列（Unif）的檢驗結(jié)果更為平穩(wěn)。而且這一點(diǎn)上，“HJ檢驗”和“T檢驗”結(jié)果之間并無實質(zhì)性差異。為此，仍以“T檢驗”結(jié)果作為分析基準(zhǔn)。從結(jié)果中可以看出：無論滯后多少期，“T檢驗”均無法拒絕原假設(shè)。這說明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程指標(biāo)并不是貨幣政策做出反應(yīng)的原因。所以，一言以蔽之：在過程層面，貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整間只存在短期性、單向性的因果關(guān)系，長期內(nèi)二者間的關(guān)系并不顯著。換言之，在過程層面，貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整間并不存在互動效應(yīng)。這也直接印證了貨幣政策不能從本質(zhì)上促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，“結(jié)構(gòu)性”問題的解決還是要依靠體制機(jī)制改革來化解（宋芳秀，2014）。

上述分析中，我們主要從“過程”層面，檢驗了貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系。那么，在“結(jié)果”層面，貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)果指標(biāo)間又存在怎樣的關(guān)系呢？檢驗結(jié)果見表5。由結(jié)果可知：基于原始序列（Origin）和轉(zhuǎn)換序列（Unif）的“HJ檢驗”和“T檢驗”并不存在顯著差異。但按照上述說明我們?nèi)砸曰谵D(zhuǎn)換序列（Unif）的“T檢驗”為基準(zhǔn)進(jìn)行分析和解釋。由表5結(jié)果可知：當(dāng)滯后1期、2期、3期時，Diks和Panchenko（2006）創(chuàng)設(shè)的“T檢驗”的值分別為4.647、4.548、3.561，均在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。這說明在滯后1-3季度或者說3-9個月后，貨幣政策是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)果指標(biāo)的格蘭杰原因。這和上述運(yùn)用“過程”指標(biāo)進(jìn)行檢驗的結(jié)果是一致的。但當(dāng)滯后4個季度也就是1年以后，貨幣政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整“結(jié)果”指標(biāo)間“T檢驗”值均無法拒絕原假設(shè)。所以，“結(jié)果”層面的非參數(shù)格蘭杰檢驗結(jié)果也表明：貨幣政策也應(yīng)在短期內(nèi)關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，長期內(nèi)其并不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的格蘭杰原因。

進(jìn)一步地，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)果指標(biāo)是不是貨幣政策的格蘭杰原因呢？從表5中基于轉(zhuǎn)換序列（Unif）的“T檢驗”結(jié)果可知：在1%的顯著性水平下，滯后1-8季度后，我們均無法拒絕“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)果指標(biāo)不是貨幣政策格蘭杰原因”的原假設(shè)。這和“過程”層面的檢驗結(jié)果是一致的。綜合而言，無論是在“過程”層面還是“結(jié)果”層面，非參數(shù)格蘭杰檢驗結(jié)果均表明：貨幣政策只能在短期內(nèi)關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，長期內(nèi)其并不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的格蘭杰原因。可以說，從長期來看，貨幣政策不應(yīng)過多承擔(dān)改革之責(zé)。此外，無論是在“過程”層面還是“結(jié)果”層面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整均不是貨幣政策的格蘭杰原因。

六、研究結(jié)論與政策建議

本研究試圖從理論和實證兩個層面解答我國貨幣政策是否應(yīng)承擔(dān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之責(zé)的問題。在理論層面，借鑒Raabe（2006）理論框架從市場結(jié)構(gòu)的角度構(gòu)建理論模型揭示大型公司和小型公司的最優(yōu)投資行為及其對貨幣政策的沖擊反應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)資本投資影子價值處于長期均衡水平時，大型公司和小型公司對于利率政策反應(yīng)是相同的。唯有面臨較大利率沖擊時，大型公司對于利率的敏感性才明顯大于小型公司。面臨較小利率沖擊時候，小型公司反應(yīng)較為敏感，大型公司不受影響。理論分析充分印證：為小型公司提供定向的“利率優(yōu)惠”的貨幣政策設(shè)計只能在短期內(nèi)產(chǎn)生“非對稱效應(yīng)”，長期內(nèi)無法達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。貨幣政策關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整只能視為短期目標(biāo)，不能將其視為“常態(tài)化”“慣性化”的政策手段和目標(biāo)預(yù)期。進(jìn)一步地，研究運(yùn)用格蘭杰檢驗的最新研究成果“非參數(shù)格蘭杰”檢驗，從“過程”和“結(jié)果”內(nèi)涵兩個層面來檢驗貨幣政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整間的格蘭杰因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：無論是在“過程”層面，還是在“結(jié)果”層面，在滯后1-9個月后，貨幣政策是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的格蘭杰因果原因。但隨著滯后期的增長，貨幣政策就不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的“格蘭杰原因”。此外，無論是在“過程”層面還是在“結(jié)果”層面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整均不是貨幣政策的“格蘭杰原因”，二者之間不存在互動效應(yīng)。實證檢驗結(jié)論和理論分析預(yù)期存在一致性。綜合而言，關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以作為貨幣政策短期目標(biāo)取向，長期內(nèi)貨幣政策應(yīng)回歸總量調(diào)控的政策屬性。唯有此才能達(dá)到政策預(yù)期。本研究所蘊(yùn)含的政策涵義如下：endprint

一是理性認(rèn)知，讓貨幣政策回歸“總量調(diào)節(jié)”的常態(tài)化。本研究已經(jīng)實證出貨幣政策只在短期內(nèi)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的格蘭杰原因。但在長期內(nèi)并沒有證據(jù)表明貨幣政策是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的格蘭杰原因。換言之，讓貨幣政策承擔(dān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重任只能是短期性、暫時性的次優(yōu)選擇結(jié)果，只能將其作為過渡性的目標(biāo)選擇，而不應(yīng)將其納入貨幣政策目標(biāo)體系框架。否則，可能會陷入政策操作誤區(qū)和強(qiáng)化結(jié)構(gòu)性矛盾。為此，貨幣政策的制定與決策部門應(yīng)理性認(rèn)知，遵循貨幣政策操作一般規(guī)律，讓貨幣政策回歸“總量調(diào)節(jié)”初衷，并在增強(qiáng)央行獨(dú)立性的基礎(chǔ)上，聚焦目標(biāo)體系中的主要矛盾和宏觀經(jīng)濟(jì)形勢下的棘手問題。參照國際經(jīng)驗，重點(diǎn)關(guān)注通貨膨脹和就業(yè)以及金融穩(wěn)定等問題，避免讓貨幣政策過多承擔(dān)改革重?fù)?dān)，分散了政策傳導(dǎo)效力。

二是明確貨幣政策與財政政策分工，強(qiáng)化協(xié)同配合。貨幣政策與財政政策共同構(gòu)成我國調(diào)控經(jīng)濟(jì)和規(guī)避“市場失靈”的兩把“利劍”。既然貨幣政策只能在短期內(nèi)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生影響，那么在貨幣政策時滯效應(yīng)過后，財政政策就應(yīng)該實現(xiàn)“補(bǔ)位”，實現(xiàn)貨幣政策與財政政策的協(xié)同配合。具體來說，對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的新產(chǎn)業(yè)、新產(chǎn)品和新業(yè)態(tài)等，政府通過財政補(bǔ)貼、貼息、融資模式創(chuàng)新等途徑，逐步提高財政政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的干預(yù)和激勵，提升其科技含量和創(chuàng)新檔次，切實將科技成果轉(zhuǎn)化為實際生產(chǎn)力和提升企業(yè)創(chuàng)造、創(chuàng)新能力。此外，還要充分發(fā)揮稅收在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的調(diào)節(jié)作用，對于清潔化、環(huán)境友好化的企業(yè)實施稅收優(yōu)惠，對于落后產(chǎn)能、淘汰產(chǎn)業(yè)，要發(fā)揮稅收“環(huán)境負(fù)外部性”矯正作用，引導(dǎo)其進(jìn)行產(chǎn)業(yè)改造或進(jìn)行梯度轉(zhuǎn)移。

三是切實推進(jìn)配套改革，突破產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整困境。從政府操作層面來看，要為貨幣政策“松綁”和“釋放”改革負(fù)擔(dān)，切實協(xié)同推進(jìn)配套改革才是突破的關(guān)鍵。眾所周知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是一個系統(tǒng)工程，融資需求剛性態(tài)勢無法逆轉(zhuǎn)，需要多方市場參與和尋求共贏。為此可以借鑒項目融資經(jīng)驗，引入政府、私人資本、金融機(jī)構(gòu)等多方合作機(jī)制，改革創(chuàng)新融資模式，以項目為依托載體，建立政府和民營資本合作的PPP模式，形成合力共贏、共促改革的共生格局。同時，在配套制度改革層面，通過不斷完善企業(yè)信息資源數(shù)據(jù)庫建設(shè)和等級評選，建立企業(yè)信用機(jī)制和激勵機(jī)制，對于為中小企業(yè)擔(dān)保成績卓越的擔(dān)保企業(yè)，要加大政府扶持和獎勵力度，切實調(diào)動和發(fā)揮其在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的作用。

注釋：

①調(diào)整成本衡量的是決策變量發(fā)生變動時經(jīng)濟(jì)個體所產(chǎn)生的成本。一般包括，當(dāng)生產(chǎn)活動轉(zhuǎn)向投資活動時所產(chǎn)生的計劃成本和安裝成本兩部分。

②貝爾曼最優(yōu)性原理即為最優(yōu)策略任何一部分子策略也必須是最優(yōu)的。

③在本研究中設(shè)置的置信水平為1%。

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責(zé)任編輯：武玲玲

Abstract： The operation of foreign monetary policy does not pay attention to the precedent of industrial restructuring， so whether or not China's monetary policy should focus on industrial restructuring has always been a controversial issue. The study found that： at the theoretical level， monetary policy can only produce "structural asymmetry effect" in the short term， when the shadow value of capital investment across the "equilibrium"， the industrial structure restructuring expectations of monetary policy will not appear；at the empirical level， the non-parametric Granger test shows that monetary policy is the Granger causality after the lag period of 1 to 9 months， which is the "process" indicator and "result" of industrial restructuring. However， as the lag period grows， the monetary policy is not the Granger reason for the adjustment of industrial structure. In addition， whether in the "process" or at the "results" level， the adjustment of industrial structureis not the Granger causality of monetary policy， there is no interaction between the two. The study shows that the monetary policy， as the adjustment of the industrial structure， can only be regarded as a short-term and temporary economic behavior， but not a normalized instrument.

Key words： Monetary Policy；Adjustment of the Industrial Structure； Non-parametric Granger test； Supply-side Structural Reformsendprint