武鵬飛，戴國(guó)強(qiáng)

(上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 1.金融學(xué)院;2.商學(xué)院，上海 200433)

內(nèi)容提要：選擇一個(gè)有效的代理變量來(lái)代表中央銀行的貨幣政策立場(chǎng)，是進(jìn)行貨幣政策相關(guān)研究的前提和基礎(chǔ)。本文在SVAR模型的基礎(chǔ)上，從貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的響應(yīng)模式和傳導(dǎo)效果兩個(gè)角度對(duì)6個(gè)政策性變量進(jìn)行比較分析，以識(shí)別我國(guó)最優(yōu)的貨幣政策代理變量。結(jié)果表明：(1)數(shù)量型變量仍然是我國(guó)央行進(jìn)行宏觀調(diào)控時(shí)盯住的主要目標(biāo)，其中人民幣貸款規(guī)模滿足所有條件，是最優(yōu)的貨幣政策代理變量。(2)價(jià)格型變量能夠?qū)ν洓_擊做出顯著的響應(yīng)，但對(duì)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)不顯著；而價(jià)格型變量的變動(dòng)對(duì)通脹無(wú)顯著影響，但對(duì)產(chǎn)出具備顯著影響?？梢?jiàn)，我國(guó)央行并不以利率指標(biāo)作為調(diào)控經(jīng)濟(jì)的主要手段，但利率的變動(dòng)卻能夠影響實(shí)際產(chǎn)出；“十三五”提出的“推動(dòng)貨幣政策由數(shù)量型為主向價(jià)格型為主轉(zhuǎn)變”存在著一定的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

貨幣政策作為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的主要手段，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)與金融市場(chǎng)有著舉足輕重的影響。然而，在具體的學(xué)術(shù)研究中，由于難以從“寬松”“穩(wěn)健”和“緊縮”這類詞匯中得到可以量化的信息，因此需要利用某些數(shù)量型或價(jià)格型變量來(lái)代表中央銀行的貨幣政策立場(chǎng)或意圖。

我國(guó)正處在經(jīng)濟(jì)金融改革和利率市場(chǎng)化的重要?dú)v史時(shí)期，在貨幣政策的操作中存在著雙重的目標(biāo)變量體系。一方面，價(jià)格型變量作為貨幣政策操作目標(biāo)和中介目標(biāo)的時(shí)機(jī)正慢慢地走向成熟，例如，上海銀行間同業(yè)拆放利率(SHIBOR)已經(jīng)運(yùn)行十年有余，銀行間市場(chǎng)的交易不斷活躍。另一方面，數(shù)量型變量仍然發(fā)揮著重要作用，貸款規(guī)模和M2這類傳統(tǒng)指標(biāo)仍然受到研究者的重視。

面對(duì)著雙重的目標(biāo)變量體系和多元的可選變量，不同的研究者往往會(huì)選擇不同的變量來(lái)代表人民銀行的貨幣政策立場(chǎng)。在具體的學(xué)術(shù)研究中，這種貨幣政策代理變量選取的多樣性主要表現(xiàn)為三種做法：第一種做法是以某個(gè)單一的數(shù)量型指標(biāo)作為我國(guó)貨幣政策的代理變量。例如，以M1作為貨幣政策代理變量來(lái)研究我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)及有效性問(wèn)題，或以M2為代理變量來(lái)研究通貨膨脹及貨幣政策的有效性問(wèn)題，或以信貸規(guī)模為代理變量來(lái)研究貨幣政策調(diào)控與經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系。第二種做法是以某個(gè)單一的價(jià)格型變量來(lái)代理我國(guó)的貨幣政策。比如劉金全等(2015)的研究以單一的7天期中國(guó)銀行間同業(yè)拆借利率(CHIBOR)作為貨幣政策的代理變量。第三種做法是為了克服單一代理變量的不足，同時(shí)運(yùn)用多個(gè)變量來(lái)代理我國(guó)的貨幣政策。比如周建等(2015)同時(shí)利用M2和CHIBOR來(lái)研究貨幣政策的動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)，馬草原等(2013)利用信貸規(guī)模及貸款基準(zhǔn)利率來(lái)研究貨幣政策超調(diào)問(wèn)題，王立勇等(2010)以M2、各項(xiàng)貸款及存款基準(zhǔn)利率作為代理變量來(lái)研究貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。

然而，在這些相關(guān)研究中，研究者只是先驗(yàn)性地直接選擇某個(gè)或某些變量作為我國(guó)貨幣政策的代理變量，而沒(méi)有對(duì)其選擇依據(jù)和選擇標(biāo)準(zhǔn)做出充足的論證，這就很難排除主觀性的選擇偏差。如果一個(gè)變量不能有效地代表貨幣當(dāng)局的政策立場(chǎng)，則利用該變量來(lái)研究其對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)或金融市場(chǎng)的影響等問(wèn)題，能說(shuō)明的將僅僅是該變量的變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)或金融運(yùn)行的關(guān)系，而非“貨幣政策”本身對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)或金融市場(chǎng)的影響。

可見(jiàn)，選擇一個(gè)有效的貨幣政策代理變量是進(jìn)行貨幣政策相關(guān)研究的前提和基礎(chǔ)。而關(guān)于貨幣政策代理變量的選擇標(biāo)準(zhǔn)問(wèn)題在國(guó)內(nèi)尚缺乏深入的研究，對(duì)我國(guó)最優(yōu)貨幣政策代理變量的選取問(wèn)題尚沒(méi)有取得一致的結(jié)論?；诖?，本文從貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量的響應(yīng)和傳導(dǎo)兩個(gè)角度來(lái)研究最優(yōu)貨幣政策代理變量的識(shí)別問(wèn)題，并對(duì)我國(guó)6個(gè)主要政策變量進(jìn)行實(shí)證分析，以期識(shí)別出我國(guó)最優(yōu)的貨幣政策代理變量。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于貨幣政策立場(chǎng)的衡量，Bernanke和Blinder(1992)最先利用SVAR模型從貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的響應(yīng)和傳導(dǎo)這兩個(gè)角度來(lái)進(jìn)行研究。該研究認(rèn)為，一個(gè)能夠有效衡量貨幣政策立場(chǎng)的變量需要同時(shí)滿足兩個(gè)條件：首先，該變量能夠?qū)?shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊做出及時(shí)的響應(yīng)，這說(shuō)明該變量是貨幣當(dāng)局調(diào)控經(jīng)濟(jì)時(shí)盯住的目標(biāo)變量；其次，該變量的變動(dòng)能夠?qū)?shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生有效的影響，這說(shuō)明利用該變量來(lái)調(diào)控經(jīng)濟(jì)是有效的。在這一理論框架下，Bernanke等對(duì)比研究了M1、M2、聯(lián)邦基金利率、三個(gè)月期美國(guó)國(guó)債收益率以及十年期美國(guó)國(guó)債收益率等5個(gè)變量在衡量美國(guó)貨幣政策立場(chǎng)時(shí)的相對(duì)效力，結(jié)果表明聯(lián)邦基金利率包含了最多的貨幣政策信息。

國(guó)內(nèi)尚缺乏關(guān)于貨幣政策代理變量識(shí)別的直接研究，相似的研究主要包括兩類，即僅從貨幣政策的“響應(yīng)”角度來(lái)研究我國(guó)貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)，以及僅從貨幣政策的“傳導(dǎo)”角度來(lái)研究我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)效果。

關(guān)于貨幣政策的“響應(yīng)”問(wèn)題，主要集中在對(duì)泰勒規(guī)則和麥卡勒姆規(guī)則的研究。前者如陳創(chuàng)練等(2016)利用泰勒規(guī)則來(lái)研究同業(yè)拆借利率對(duì)通脹及產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)；后者如吳吉林等(2015)利用麥卡勒姆規(guī)則來(lái)研究基礎(chǔ)貨幣和M2等對(duì)產(chǎn)出及通脹沖擊的響應(yīng)；此外還有莊子罐等(2016)利用DSGE模型對(duì)比分析了兩類規(guī)則的選擇問(wèn)題。這些研究的理論基礎(chǔ)是：如果某個(gè)政策性變量能夠隨著通脹或產(chǎn)出的變動(dòng)而相應(yīng)地變動(dòng)，則該變量即是人民銀行盯住的目標(biāo)變量。然而，僅從“響應(yīng)”這一單一視角進(jìn)行研究顯然具有一定的局限性：例如，以銀行間市場(chǎng)利率為代表的價(jià)格型變量對(duì)通脹沖擊的響應(yīng)，可能是“費(fèi)雪效應(yīng)”的體現(xiàn)，從而是市場(chǎng)自發(fā)行為導(dǎo)致的結(jié)果，而非中央銀行政策操作的體現(xiàn)。

第二類單一視角的研究是關(guān)于貨幣政策的“傳導(dǎo)”問(wèn)題，具體研究成果已如引言中所述。這類研究往往直接選取某個(gè)或某些變量來(lái)代理我國(guó)的貨幣政策，并用之進(jìn)行實(shí)證或理論分析，而沒(méi)有對(duì)其選擇依據(jù)進(jìn)行論證。

此外，還有同時(shí)從貨幣政策的傳導(dǎo)效果及變量可控性這兩個(gè)方面進(jìn)行研究的文獻(xiàn)。盛松成、吳培新(2008)利用VAR模型研究了我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)及傳導(dǎo)機(jī)制。該文獻(xiàn)選用的政策變量較少，僅包括M2和信貸規(guī)模；并且其實(shí)證分析過(guò)于簡(jiǎn)單，僅僅進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，而沒(méi)有進(jìn)行作為VAR模型核心的IRF分析①。盛松成和謝潔玉(2016)利用SVAR模型分析了M2、新增人民幣貸款及社會(huì)融資規(guī)模增量在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，該文獻(xiàn)在實(shí)證分析中使用的顯著性水平為0.317，這嚴(yán)重降低了其實(shí)證結(jié)果的可信性；并且其中的信貸量及社會(huì)融資規(guī)模均采用流量概念，這與貨幣數(shù)量方程存在明顯的矛盾；因此其研究結(jié)論尚待進(jìn)一步的檢驗(yàn)?？傊?，這類關(guān)于貨幣政策中介目標(biāo)的研究，其假設(shè)前提是這些變量已經(jīng)是中央銀行貨幣政策操作所盯住的目標(biāo)變量，而沒(méi)有從“響應(yīng)”角度來(lái)對(duì)這一前提假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，這顯然也是不嚴(yán)謹(jǐn)?shù)摹?/p>

基于上述的研究成果及其存在的不足，本文在國(guó)內(nèi)的研究中首次從貨幣政策的響應(yīng)和傳導(dǎo)兩個(gè)方面來(lái)研究我國(guó)貨幣政策代理變量的識(shí)別問(wèn)題。具體而言，本文在Bernanke等(1992)以及Bernanke and Mihov(1998)的理論模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國(guó)的具體情況，利用2007年1月至2018年12月的月度數(shù)據(jù)，對(duì)6個(gè)數(shù)量型及價(jià)格型貨幣政策變量進(jìn)行全面的實(shí)證分析，以期識(shí)別出我國(guó)最優(yōu)的貨幣政策代理變量。

二、理論模型

一個(gè)“有效”的貨幣政策代理變量需要同時(shí)滿足響應(yīng)和傳導(dǎo)這兩個(gè)條件②。首先，當(dāng)我們利用某個(gè)變量來(lái)代表貨幣當(dāng)局的政策意圖時(shí)，其首要的假設(shè)前提是該變量即是中央銀行盯住的目標(biāo)變量，即中央銀行會(huì)根據(jù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的變動(dòng)情況，隨時(shí)調(diào)節(jié)該目標(biāo)變量進(jìn)行應(yīng)對(duì)，這關(guān)系到中央銀行的貨幣政策響應(yīng)機(jī)制或反應(yīng)規(guī)則。其次，這一目標(biāo)變量的變動(dòng)必須在某種程度上對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，中央銀行不會(huì)長(zhǎng)期盯住一個(gè)無(wú)效的目標(biāo)變量來(lái)調(diào)控經(jīng)濟(jì)，這關(guān)系到貨幣政策傳導(dǎo)的有效性。

基于這一理論框架，本節(jié)構(gòu)建包含實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量和貨幣政策代理變量的結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型，用于衡量貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)模式與傳導(dǎo)效果。

(一)模型設(shè)定

為了衡量貨幣政策變動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性影響，以及實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動(dòng)對(duì)中央銀行貨幣政策制定的影響，假設(shè)各經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系可由如下模型表示：

(1)

(2)

其中標(biāo)量p表示某個(gè)貨幣政策代理變量，可以是各個(gè)數(shù)量型或價(jià)格型政策變量。向量Y代表非政策性變量，主要包括各類產(chǎn)出變量、失業(yè)率和通貨膨脹率等。向量Bi、Di表示非政策性變量的滯后系數(shù)，標(biāo)量ci、gi表示貨幣政策代理變量的滯后項(xiàng)系數(shù)。u與v是正交的擾動(dòng)性因素，其中新息(innovation)u表示實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊，新息v表示貨幣政策沖擊。

VAR系統(tǒng)內(nèi)的所有變量都被視為內(nèi)生變量，因此系統(tǒng)內(nèi)各個(gè)方程是同時(shí)進(jìn)行估計(jì)的。在對(duì)該系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)之后，還可以分別探討其經(jīng)濟(jì)意義。我們可以將方程(1)視作貨幣政策傳導(dǎo)函數(shù)(monetary-policy transmission function)，它描述了貨幣政策變量(p)的變動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量(Y)的影響，即貨幣政策的傳導(dǎo)過(guò)程。將方程(2)視作貨幣政策響應(yīng)函數(shù)(monetary-policy reaction function)，它描述了實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊(Y的變動(dòng))對(duì)央行貨幣政策操作(p)的影響，或者說(shuō)，央行根據(jù)不同的實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊而采取的貨幣政策操作反應(yīng)。本文以此區(qū)分為基礎(chǔ)，分別探討貨幣政策的傳導(dǎo)過(guò)程以及央行貨幣政策的響應(yīng)過(guò)程。

由方程(1)(2)組成的系統(tǒng)是一個(gè)非約束型的向量自回歸模型，由于允許Y與p可以存在同期的相互影響，因此是不可識(shí)別的。根據(jù)Bernanke等(1992) 以及Bernanke等 (1998) 的設(shè)定，通過(guò)對(duì)上述VAR系統(tǒng)施加兩種類型的限制，可以使其變得可識(shí)別。

第一種識(shí)別約束，是假設(shè)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不會(huì)對(duì)當(dāng)期的貨幣政策變量產(chǎn)生影響。由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)信息時(shí)滯的存在，如果利用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，則該假設(shè)是合理的?；诖?，令方程(2)中的D0=0，并將之代入方程(1)，得到可識(shí)別的標(biāo)準(zhǔn)VAR系統(tǒng)：

(3)

(4)

第二種識(shí)別約束，是假設(shè)當(dāng)期的貨幣政策沖擊不會(huì)影響當(dāng)期的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。這一假設(shè)是考慮到貨幣政策傳導(dǎo)時(shí)滯的存在，在利用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)，這一假設(shè)在一定程度上也是合理的。令方程(1)中的c0=0，并將之代入方程(2)，VAR系統(tǒng)變?yōu)榭勺R(shí)別的模型：

(5)

(6)

在第一種識(shí)別約束下，貨幣政策的當(dāng)期沖擊(新息vt)進(jìn)入到實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量Y的方程中，而貨幣政策變量不受當(dāng)期實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊(新息ut)的影響，因此貨幣政策變量(p)處于第一次序(first in ordering)。與此相反，在第二種約束條件下，實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量Y的當(dāng)期沖擊(新息ut)進(jìn)入到貨幣政策變量的方程中，而實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量不受當(dāng)期貨幣政策沖擊(新息vt)的影響，因此貨幣政策變量(p)處于最后次序(last in ordering)。兩種約束條件都能對(duì)原VAR系統(tǒng)進(jìn)行識(shí)別。在后文的實(shí)證分析中，我們會(huì)綜合利用這兩種約束條件，并對(duì)其進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

(二)變量設(shè)定

《中國(guó)人民銀行法》明確規(guī)定，我國(guó)貨幣政策目標(biāo)是“保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”。因此，在本文的研究中，非政策性變量(向量Y)由通貨膨脹率與實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出兩個(gè)變量組成。具體而言，我們用CPI來(lái)衡量通貨膨脹，利用實(shí)際工業(yè)增加值來(lái)衡量實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。

貨幣政策代理變量(標(biāo)量p)則主要包括兩類變量：數(shù)量型變量和價(jià)格型變量。本文全面考察了中國(guó)人民銀行可以控制或影響的各類數(shù)量型與價(jià)格型變量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)及響應(yīng)情況。其中的數(shù)量型變量包括：剔除法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)影響后的基礎(chǔ)貨幣，M2以及人民幣貸款規(guī)模。價(jià)格型變量包括：SHIBOR，央行票據(jù)收益率以及國(guó)債收益率③。此外還有兩點(diǎn)需要說(shuō)明：第一，本文沒(méi)有包括社會(huì)融資規(guī)模這一變量，其原因是人民銀行僅公布了該指標(biāo)在2016年之后的月度“存量”數(shù)據(jù)。由于時(shí)間序列過(guò)短，并且數(shù)據(jù)的發(fā)布為“初步統(tǒng)計(jì)數(shù)”，因此進(jìn)行相關(guān)學(xué)術(shù)研究的時(shí)機(jī)尚不成熟，并且相關(guān)文獻(xiàn)中也很少使用該指標(biāo)作為貨幣政策的代理變量。第二，實(shí)證分析中我們同時(shí)使用了全國(guó)銀行間同業(yè)拆借利率這一指標(biāo)，由于其與SHIBOR的走勢(shì)基本一致，因此實(shí)證結(jié)果基本相同，所以文中沒(méi)有報(bào)告與其相關(guān)的實(shí)證結(jié)果。

Sims(1980)的研究表明，如果在上述SVAR系統(tǒng)中同時(shí)包括兩個(gè)或兩個(gè)以上的貨幣政策變量，則各政策變量會(huì)削弱彼此的解釋效力(predictive power)。例如，如果在一個(gè)包括通貨膨脹率、實(shí)際產(chǎn)出及基礎(chǔ)貨幣(B)的SVAR系統(tǒng)中，同時(shí)加入某名義利率變量(以SHIBOR為例)，則B與SHIBOR的解釋能力都會(huì)被削弱。這是因?yàn)?，如果B的變動(dòng)能夠?qū)е耂HIBOR的變動(dòng)，而SHIBOR的變動(dòng)又會(huì)導(dǎo)致通脹及產(chǎn)出的變動(dòng)，則B對(duì)通脹及產(chǎn)出的解釋效力就會(huì)因SHIBOR的存在而被削弱；同理，此時(shí)SHIBOR的解釋效力也會(huì)因B的存在而被削弱。因此，在本文的SVAR系統(tǒng)中，每個(gè)模型中只包括一個(gè)貨幣政策代理變量。

在變量的具體設(shè)定上，對(duì)于數(shù)量型貨幣政策變量的回歸模型，本文按照馬勇等(2014)的做法，利用H-P濾波(Hodrick-Prescott filter)技術(shù)得到各變量對(duì)其“潛在”趨勢(shì)的偏離值，并以這些“缺口”值作為回歸變量。這一做法是根據(jù)相機(jī)抉擇的貨幣政策操作框架：貨幣政策的作用并非是為了使增長(zhǎng)率達(dá)到某一水平，而是要對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行適時(shí)的“微調(diào)”，以“熨平”經(jīng)濟(jì)的周期性波動(dòng)。在該框架下，貨幣政策試圖把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)定在潛在增長(zhǎng)率附近，以達(dá)到穩(wěn)定物價(jià)的目的。最后，在利用各利率指標(biāo)作為貨幣政策代理變量時(shí)，為了保持變量間的一致性，我們利用物價(jià)及產(chǎn)出的月度環(huán)比增長(zhǎng)率來(lái)進(jìn)行回歸分析。

三、數(shù)據(jù)處理

本文的樣本區(qū)間為2007年1月至2018年12月④，數(shù)據(jù)頻率為月度，共包括144個(gè)月的數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自CEIC中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(一)對(duì)基礎(chǔ)貨幣進(jìn)行調(diào)整，以剔除法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)的影響

本文使用的原始基礎(chǔ)貨幣數(shù)據(jù)由人民銀行資產(chǎn)負(fù)債表中的“貨幣發(fā)行”及“其他存款性公司存款”構(gòu)成⑤。本文樣本區(qū)間內(nèi)我國(guó)的法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)頻繁，在基礎(chǔ)貨幣總量不變的情況下，當(dāng)法定存款準(zhǔn)備金率提高時(shí)，因此而凍結(jié)的基礎(chǔ)貨幣將不能發(fā)揮存款創(chuàng)造的功能，當(dāng)法定存款準(zhǔn)備金率降低時(shí)實(shí)際上釋放出了更多的準(zhǔn)備金用于存款創(chuàng)造。因此有必要對(duì)基礎(chǔ)貨幣進(jìn)行調(diào)整，以消除法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)對(duì)其的影響。

根據(jù)黃燕芬(2006)的做法，并考慮到我國(guó)實(shí)行的滯后時(shí)點(diǎn)準(zhǔn)備金計(jì)提制度，我們運(yùn)用H-J. Jarchow(1990)的調(diào)整公式對(duì)基礎(chǔ)貨幣進(jìn)行調(diào)整：

(7)

圖1 基礎(chǔ)貨幣及其調(diào)整(資料來(lái)源：中國(guó)人民銀行、CEIC)

(二)實(shí)際工業(yè)增加值的計(jì)算

就數(shù)據(jù)的可得性而言，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布了2006年11月份之前的月度名義工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，以及2006年至2012年期間2月份當(dāng)月同比增長(zhǎng)率以及1-2月累計(jì)同比增長(zhǎng)率，2013年后不再公布2月份當(dāng)月同比增長(zhǎng)率，而只公布1-2月累計(jì)同比增長(zhǎng)率。其中，所有的增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)都是扣除價(jià)格因素后的實(shí)際增長(zhǎng)率。

根據(jù)趙永亮和余道先(2015)的研究成果，以2005年各月名義工業(yè)增加值數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用按2005年工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)(PPI)計(jì)算的定基指數(shù)對(duì)之進(jìn)行縮減而得到實(shí)際值⑧，再根據(jù)工業(yè)增加值同比增速得出以后各期的實(shí)際值。其中，對(duì)于2013年之前的數(shù)據(jù)，首先根據(jù)工業(yè)增加值累計(jì)增長(zhǎng)率計(jì)算1-2月份的累計(jì)實(shí)際工業(yè)增加值，再根據(jù)2月份當(dāng)月同比增長(zhǎng)率與1-2月份累計(jì)同比增長(zhǎng)率的關(guān)系而計(jì)算出1月份和2月份的實(shí)際值。對(duì)于2013年之后的數(shù)據(jù)，由于2013年后官方不再公布2月份當(dāng)月同比增速，則依據(jù)定基PPI縮減后的1、2 月份工業(yè)銷售產(chǎn)值的比例確定1、2 月份的實(shí)際工業(yè)增加值。圖2報(bào)告了計(jì)算而得的實(shí)際工業(yè)增加值序列及相應(yīng)的季節(jié)調(diào)整后序列。

圖2 實(shí)際工業(yè)增加值月度序列(資料來(lái)源：CEIC)

(三)其他的數(shù)據(jù)處理

其他數(shù)據(jù)中，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)是以2007年1月份為基期的定基指數(shù)，各種期限的月度SHIBOR數(shù)據(jù)是對(duì)日度數(shù)據(jù)按月求簡(jiǎn)單算術(shù)平均值計(jì)算得來(lái)，銀行間市場(chǎng)國(guó)債收益率以及央行票據(jù)收益率數(shù)據(jù)的起始時(shí)間為2008年7月。

本文對(duì)除了利率數(shù)據(jù)外的全部數(shù)量型貨幣政策變量數(shù)據(jù)(基礎(chǔ)貨幣、M2等)、實(shí)際工業(yè)增加值數(shù)據(jù)、定基CPI數(shù)據(jù)等進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。具體季節(jié)調(diào)整方法為X-12-ARIMA技術(shù)，并考慮春節(jié)因素。春節(jié)模型及春節(jié)虛擬變量的具體賦值采用中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)調(diào)查司(2006)的模型設(shè)置。然后對(duì)季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。對(duì)于以數(shù)量型指標(biāo)為貨幣政策代理變量的SVAR模型，分別在各變量的對(duì)數(shù)值的基礎(chǔ)上直接進(jìn)行H-P濾波處理(平滑參數(shù)λ=14400)，得到各變量對(duì)其潛在趨勢(shì)的偏離百分比。對(duì)于以利率指標(biāo)作為貨幣政策變量的SVAR模型，則對(duì)實(shí)際工業(yè)增加值及價(jià)格指數(shù)的對(duì)數(shù)值取差分，得到月度環(huán)比增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)。

在進(jìn)行SVAR回歸分析之前，對(duì)以上各變量的數(shù)據(jù)處理結(jié)果進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，無(wú)論是利率數(shù)據(jù)、H-P濾波數(shù)據(jù)還是月度環(huán)比增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)都不存在單位根。

四、實(shí)證分析

(一)貨幣政策響應(yīng)函數(shù)的實(shí)證分析

1．?dāng)?shù)量型貨幣政策代理變量的響應(yīng)分析。以數(shù)量型指標(biāo)作為貨幣政策代理變量的SVAR模型，可以表示為如下的緊縮形式：

A0Yt=A(L)Yt-1+ut

(8)

其中：

Yt是由數(shù)量型貨幣政策變量(p)、實(shí)際產(chǎn)出(y)及通貨膨脹(π)構(gòu)成的向量。其中貨幣政策變量為以下變量中的一種：剔除法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)影響的基礎(chǔ)貨幣(B，本文直接簡(jiǎn)稱為“基礎(chǔ)貨幣”)，廣義貨幣(M2)，人民幣貸款規(guī)模(Loan)。產(chǎn)出以實(shí)際工業(yè)增加值衡量，通貨膨脹以CPI衡量。A0為各變量同期相關(guān)系數(shù)矩陣，A(L)為滯后算子矩陣，ut為結(jié)構(gòu)化新息向量。

對(duì)于以基礎(chǔ)貨幣為貨幣政策代理變量的SVAR模型，其識(shí)別約束為：(1)如前文所述，由于信息時(shí)滯的存在，當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不影響當(dāng)期的貨幣政策操作，因此有a12=a13=0。(2)由于基礎(chǔ)貨幣的變動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)需要經(jīng)歷存款創(chuàng)造及貸款利率變動(dòng)等過(guò)程，所以當(dāng)期的基礎(chǔ)貨幣變動(dòng)也不影響當(dāng)期的非政策變量，因此有a21=a31=0。(3)我們假定當(dāng)期的通貨膨脹不影響當(dāng)期的產(chǎn)出，即a23=0。做出這一假設(shè)的直觀原因是以生活資料價(jià)格(CPI)衡量的通脹應(yīng)該難以影響到當(dāng)期的工業(yè)產(chǎn)出；而且，我們?cè)趯?shí)證分析中也發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)CPI對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響是不顯著的。于是有約束矩陣：

(9)

對(duì)于以M2和Loan為貨幣政策代理變量的SVAR模型，上述的第二條約束條件可能不成立。其原因在于，基礎(chǔ)貨幣需要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的存款擴(kuò)張之后才能對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，而M2和Loan本身已經(jīng)是貨幣擴(kuò)張后的結(jié)果，能夠形成直接的購(gòu)買力，因此有可能會(huì)對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響⑨。此時(shí)有約束矩陣：

(10)

矩陣(9)屬于過(guò)度識(shí)別約束，因此需要運(yùn)用似然比過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)(LR test)來(lái)檢驗(yàn)其合理性。實(shí)證結(jié)果顯示，LR統(tǒng)計(jì)量取值為0.90，p值為0.64，不能拒絕識(shí)別約束有效的原假設(shè)。矩陣(10)屬于剛好識(shí)別約束，可以直接進(jìn)行估計(jì)。

本文綜合考慮了5種信息準(zhǔn)則(LR，F(xiàn)PE，AIC，SC，HQ)來(lái)確定SVAR模型的最佳滯后長(zhǎng)度，然后觀察其脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)曲線⑩。本節(jié)研究貨幣政策的響應(yīng)函數(shù)，因此單獨(dú)分析各政策變量對(duì)通脹及產(chǎn)出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)；下一節(jié)研究貨幣政策的傳導(dǎo)函數(shù)，因此關(guān)于通貨膨脹與產(chǎn)出對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)留待后文分析。

圖3 各數(shù)量型政策變量對(duì)產(chǎn)出和通脹沖擊的響應(yīng)曲線

圖3列示了各數(shù)量型貨幣政策變量對(duì)產(chǎn)出沖擊及通貨膨脹沖擊的響應(yīng)情況。由圖中所示的脈沖響應(yīng)曲線可知，各數(shù)量型政策變量對(duì)產(chǎn)出或通脹沖擊的響應(yīng)都是顯著的。從響應(yīng)的方向來(lái)看，面對(duì)一單位標(biāo)準(zhǔn)差的產(chǎn)出沖擊或通貨膨脹沖擊，各數(shù)量型貨幣政策變量都會(huì)發(fā)生反方向變動(dòng)；即產(chǎn)出或通脹的上升會(huì)導(dǎo)致貨幣政策的緊縮，產(chǎn)出或通脹的下降將導(dǎo)致貨幣政策的寬松。以各政策變量對(duì)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)為例，基礎(chǔ)貨幣的響應(yīng)速度最快，在第2期就開(kāi)始對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的變動(dòng)做出顯著的響應(yīng)；而人民幣貸款余額和M2的響應(yīng)速度稍慢，分別要滯后5期和7期后才開(kāi)始變得顯著。

這些政策變量響應(yīng)的滯后期長(zhǎng)度與經(jīng)濟(jì)理論基本一致：中央銀行可以直接控制基礎(chǔ)貨幣的投放，因此面對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊，人民銀行可以迅速變動(dòng)基礎(chǔ)貨幣量；而人民幣貸款余額和M2的變動(dòng)則需要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的貨幣擴(kuò)張之后才會(huì)發(fā)生。以滯后長(zhǎng)度而言，與M2相比，人民幣貸款余額更快地變得顯著，這可能是因?yàn)樵谝蚤g接融資主導(dǎo)的市場(chǎng)環(huán)境下，我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)主要還是通過(guò)商業(yè)銀行的信貸供給發(fā)生作用。

一個(gè)值得注意的現(xiàn)象是，基礎(chǔ)貨幣對(duì)通脹沖擊的響應(yīng)要稍微弱于其對(duì)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)，而人民幣貸款余額和M2對(duì)通脹沖擊的響應(yīng)卻明顯強(qiáng)于其對(duì)產(chǎn)出的響應(yīng)。如圖3所示，面對(duì)一單位的產(chǎn)出沖擊及通脹沖擊，無(wú)論從響應(yīng)的滯后時(shí)間、響應(yīng)的力度還是顯著性等方面來(lái)看，基礎(chǔ)貨幣對(duì)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)都要稍強(qiáng)于其對(duì)通脹沖擊的響應(yīng)。然而，與對(duì)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)相比，人民幣貸款余額和M2對(duì)通脹沖擊的響應(yīng)的滯后期更短，響應(yīng)力度更強(qiáng)，且表現(xiàn)出更高的顯著性。我們認(rèn)為這是商業(yè)銀行的行為在起作用：在貸款利率存在行政管制的情況下，通貨膨脹的上升直接表現(xiàn)為實(shí)際利率的下降，此時(shí)商業(yè)銀行傾向于減少貸款的發(fā)放。這就導(dǎo)致了面對(duì)同樣力度的基礎(chǔ)貨幣變動(dòng)，人民幣貸款余額和M2對(duì)通貨膨脹沖擊的響應(yīng)更加迅速且強(qiáng)烈。這一發(fā)現(xiàn)也為本文結(jié)論中認(rèn)為貨幣市場(chǎng)利率受商業(yè)銀行主導(dǎo)提供了一個(gè)間接的證據(jù)。

2．價(jià)格型貨幣政策代理變量的響應(yīng)分析。以價(jià)格型指標(biāo)作為貨幣政策代理變量的SVAR模型與式(8)形式相同，只不過(guò)將貨幣政策代理變量(p)換作以下的利率指標(biāo)之一：SHIBOR，央行票據(jù)收益率或銀行間市場(chǎng)國(guó)債收益率。

價(jià)格型變量的SVAR模型的識(shí)別約束與人民幣貸款余額和M2的SVAR模型相同。原因是利率作為資金價(jià)格信號(hào)，其變動(dòng)可能會(huì)影響到當(dāng)期的通貨膨脹預(yù)期以及當(dāng)期的銀行信貸投放。于是，其識(shí)別約束如上文中矩陣(10)所示。

關(guān)于利率期限的選擇，我們以3個(gè)月期的利率為基礎(chǔ)。根據(jù)李良松、柳永明(2009)的研究，期限大于3個(gè)月的SHIBOR的收益率波動(dòng)性很小，交易很不活躍，其報(bào)價(jià)主觀性較強(qiáng)，所以本文從期限小于等于3個(gè)月的SHIBOR中選擇回歸變量。同時(shí)，期限小于等于1個(gè)月的SHIBOR多用于商業(yè)銀行的短期流動(dòng)性管理，主導(dǎo)其變動(dòng)的因素是商業(yè)銀行短期資金的余缺情況，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)效果可能較弱，所以本文選擇以3個(gè)月期的SHIBOR作為回歸變量。考慮到可比性，央票收益率也以3個(gè)月期為基礎(chǔ)，而國(guó)債收益率則選擇期限最短的1年期收益率數(shù)據(jù)。

在對(duì)價(jià)格型政策變量的SVAR模型進(jìn)行分析時(shí)，我們采取Bernanke等(1992)的做法，對(duì)各模型設(shè)置相同的滯后長(zhǎng)度。這是由于金融市場(chǎng)能夠迅速出清，各類型利率的波動(dòng)可以做到迅速同步，統(tǒng)一滯后長(zhǎng)度有助于各變量回歸結(jié)果的比較分析。綜合考慮各模型的實(shí)際情況，本文將滯后長(zhǎng)度統(tǒng)一設(shè)定為3。

如圖4所示，三個(gè)利率變量對(duì)產(chǎn)出沖擊及通貨膨脹沖擊的響應(yīng)路徑大同小異。就脈沖響應(yīng)曲線的方向而言，面對(duì)實(shí)際工業(yè)增加值或通貨膨脹率的變動(dòng)，三個(gè)利率變量都出現(xiàn)同向變動(dòng)，即產(chǎn)出或通脹的上升將導(dǎo)致利率的上升。不過(guò)，就顯著性而言，三個(gè)利率變量對(duì)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)都不顯著；這意味著面對(duì)產(chǎn)出的沖擊，人民銀行并沒(méi)有系統(tǒng)性地影響利率以對(duì)之做出響應(yīng)。而利率對(duì)通貨膨脹沖擊的響應(yīng)是顯著的：在滯后大約3期之后，三個(gè)利率指標(biāo)對(duì)通貨膨脹沖擊的響應(yīng)開(kāi)始變得顯著起來(lái)?？梢?jiàn)，價(jià)格型變量不能完全滿足貨幣政策代理變量的“響應(yīng)”條件。

圖5 產(chǎn)出及通脹對(duì)各數(shù)量型政策變量沖擊的響應(yīng)曲線

(二)貨幣政策傳導(dǎo)函數(shù)的實(shí)證分析

1．?dāng)?shù)量型貨幣政策代理變量的傳導(dǎo)分析。由于貨幣政策的傳導(dǎo)是一個(gè)漸進(jìn)的過(guò)程，類似于“從量變到質(zhì)變”的逐漸累積，因此本節(jié)研究相應(yīng)的累積脈沖響應(yīng)曲線。需要注意的是，對(duì)人民幣貸款余額和M2而言，圖中顯示的滯后長(zhǎng)度并非指從貨幣政策執(zhí)行到實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動(dòng)所經(jīng)歷的時(shí)間，而是指從這兩個(gè)指標(biāo)的變動(dòng)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動(dòng)所需要的時(shí)間。二者的差別在于，在人民幣貸款余額和M2變動(dòng)之前，需要經(jīng)歷從基礎(chǔ)貨幣的變動(dòng)到這些寬口徑政策變量變動(dòng)的貨幣擴(kuò)張過(guò)程。

首先，分析數(shù)量型變量對(duì)產(chǎn)出變動(dòng)的傳導(dǎo)過(guò)程。從圖5可知，產(chǎn)出對(duì)數(shù)量型政策變量沖擊的響應(yīng)方向?yàn)檎?，即貨幣增速的上升將?dǎo)致實(shí)際工業(yè)增加值增速的上升。就顯著性而言，除了基礎(chǔ)貨幣對(duì)產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)不顯著之外，其余兩個(gè)政策變量對(duì)產(chǎn)出的傳導(dǎo)效果都在滯后若干期之后開(kāi)始變得顯著。而基礎(chǔ)貨幣對(duì)產(chǎn)出的傳導(dǎo)效果不顯著，可能是因?yàn)镾VAR模型的最優(yōu)滯后長(zhǎng)度過(guò)短所致(基礎(chǔ)貨幣SVAR模型的最優(yōu)滯后長(zhǎng)度為2)。從滯后期角度來(lái)看，M2在滯后一期之后就開(kāi)始對(duì)產(chǎn)出形成顯著影響，而貸款余額則要在4期之后才會(huì)對(duì)產(chǎn)出造成顯著影響。

其次，觀察數(shù)量型變量對(duì)通貨膨脹變動(dòng)的傳導(dǎo)過(guò)程。雖然通貨膨脹對(duì)各政策變量沖擊的響應(yīng)方向都是合理的，即貨幣增速的上升將使通貨膨脹上升，但是只有人民幣貸款規(guī)模對(duì)通脹的影響是顯著的，而且要滯后12個(gè)月之后才開(kāi)始變得顯著。綜合上述的實(shí)證結(jié)果，貨幣供給量在短期內(nèi)主要影響產(chǎn)出，而只有長(zhǎng)期里才會(huì)對(duì)通脹產(chǎn)生顯著影響。

圖6 產(chǎn)出及通脹對(duì)各價(jià)格型政策變量沖擊的響應(yīng)曲線

2．價(jià)格型政策代理變量的傳導(dǎo)分析。圖6報(bào)告了各利率指標(biāo)對(duì)產(chǎn)出及通脹的傳導(dǎo)效應(yīng)。容易看出，利率變量的一個(gè)正的沖擊，將導(dǎo)致產(chǎn)出及通貨膨脹反方向變動(dòng)，即利率上升將導(dǎo)致產(chǎn)出增長(zhǎng)率與通貨膨脹率的下降。不過(guò)，只有產(chǎn)出對(duì)利率沖擊的響應(yīng)是顯著的，通貨膨脹對(duì)利率的響應(yīng)并不顯著。可見(jiàn)，價(jià)格型變量同樣不能完全滿足貨幣政策代理變量的“傳導(dǎo)”條件。

圖6中還顯示，在滯后大約7期之后，產(chǎn)出對(duì)利率沖擊的響應(yīng)開(kāi)始變得顯著。紀(jì)敏和張翔(2016)的研究表明，我國(guó)的短期市場(chǎng)利率能夠在一定程度上傳導(dǎo)至貸款利率。而貸款利率的變動(dòng)又會(huì)影響信貸的供給和需求，最終對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生影響?？梢?jiàn)，在產(chǎn)出調(diào)控方面，我國(guó)貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道是有效的。

(三)實(shí)證結(jié)果匯總及主要結(jié)論

1．結(jié)果匯總及主要結(jié)論。綜上，可將上述實(shí)證結(jié)果匯總?cè)绫?。

表1 各政策變量的實(shí)證結(jié)果總結(jié)

根據(jù)上述結(jié)果，可以得出如下重要結(jié)論：

第一，從貨幣政策響應(yīng)函數(shù)的實(shí)證結(jié)果可知，數(shù)量型政策變量能夠同時(shí)對(duì)產(chǎn)出和通脹沖擊做出響應(yīng)，而價(jià)格型變量?jī)H對(duì)通脹沖擊做出響應(yīng)，對(duì)產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)不顯著?？梢?jiàn)，人民銀行主要盯住數(shù)量型變量進(jìn)行貨幣政策操作，價(jià)格型變量處于次要地位。

第二，在各數(shù)量型政策變量中，人民幣貸款規(guī)模既能夠?qū)Ξa(chǎn)出沖擊和通脹沖擊做出顯著的響應(yīng)，其變動(dòng)又能夠?qū)Ξa(chǎn)出和通脹產(chǎn)生顯著的影響，因此同時(shí)滿足響應(yīng)和傳導(dǎo)兩個(gè)條件，是我國(guó)最優(yōu)的貨幣政策代理變量。M2是次優(yōu)的代理變量，因?yàn)榕c貸款規(guī)模相比，其對(duì)通脹無(wú)顯著的影響。

第三，我們認(rèn)為，剔除法定存款準(zhǔn)備金率變動(dòng)影響后的基礎(chǔ)貨幣也是一個(gè)較優(yōu)的貨幣政策代理變量。如前文所述，實(shí)證結(jié)果中基礎(chǔ)貨幣對(duì)產(chǎn)出及通脹的傳導(dǎo)效果不顯著，是因?yàn)槟Ｐ妥顑?yōu)滯后長(zhǎng)度過(guò)短所致。由于從基礎(chǔ)貨幣的變動(dòng)到人民幣貸款規(guī)模的變動(dòng)之間存在著一定的時(shí)滯，因此在衡量人民銀行當(dāng)期的貨幣政策立場(chǎng)時(shí)，基礎(chǔ)貨幣是一個(gè)更優(yōu)的貨幣政策代理變量；當(dāng)研究貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響時(shí)，人民幣貸款規(guī)模更優(yōu)。

2．關(guān)于價(jià)格型變量的討論。此外，還有幾個(gè)需要討論的問(wèn)題。

首先，貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的響應(yīng)和傳導(dǎo)是兩個(gè)相互聯(lián)系卻又需要嚴(yán)格區(qū)分的過(guò)程。前者研究的是貨幣當(dāng)局面對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊而采取的具體行動(dòng)，因此關(guān)注的是中央銀行的行為策略；后者研究的是貨幣政策變量的變動(dòng)能否對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的影響，屬于貨幣政策的有效性問(wèn)題。實(shí)證結(jié)果表明：一方面，價(jià)格型變量能夠?qū)ν洓_擊做出響應(yīng)，然而其對(duì)通脹沒(méi)有顯著的影響；這說(shuō)明利率指標(biāo)滿足響應(yīng)性條件，卻不滿足傳導(dǎo)性條件。另一方面，價(jià)格型變量對(duì)產(chǎn)出沖擊無(wú)顯著的響應(yīng)，但其變動(dòng)卻能顯著影響產(chǎn)出的變動(dòng)。這說(shuō)明面對(duì)產(chǎn)出的沖擊，人民銀行沒(méi)有系統(tǒng)性地調(diào)控利率以做應(yīng)對(duì)；但是無(wú)論何種因素主導(dǎo)了利率的變動(dòng)，資金價(jià)格的這一變動(dòng)最終確實(shí)影響到了產(chǎn)出的變動(dòng)，即貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道是有效的。但是，只有同時(shí)滿足響應(yīng)和傳導(dǎo)這兩個(gè)條件，才是一個(gè)有效的貨幣政策代理變量。

其次，我們認(rèn)為利率對(duì)通貨膨脹沖擊的響應(yīng)是由商業(yè)銀行的行為所主導(dǎo)的，而非人民銀行貨幣政策意圖的體現(xiàn)。第一，理論上，對(duì)中央銀行而言，“價(jià)”與“量”只能控制一個(gè)，尤其是不存在利率管制的貨幣市場(chǎng)，其利率水平是由商業(yè)銀行的交易行為自發(fā)決定的。央行一旦控制住貨幣供給量，資金價(jià)格便隨之決定，二者難以同時(shí)兼顧。第二，貨幣市場(chǎng)利率是在銀行間市場(chǎng)的交易中決定的，反映的是各金融機(jī)構(gòu)短期資金的余缺情況。根據(jù)費(fèi)雪定理，在實(shí)際利率不變的前提下，名義利率與通貨膨脹率會(huì)發(fā)生一比一的變動(dòng)。因此，當(dāng)發(fā)生通貨膨脹沖擊時(shí)，商業(yè)銀行會(huì)根據(jù)通脹率的變動(dòng)來(lái)調(diào)整其出借資金的成本。在實(shí)證結(jié)果上，這就表現(xiàn)為利率對(duì)通脹沖擊的響應(yīng)。第三，由實(shí)證結(jié)果可知，利率的變動(dòng)對(duì)通貨膨脹無(wú)顯著的影響，人民銀行顯然不會(huì)長(zhǎng)期盯住這個(gè)無(wú)效變量來(lái)調(diào)控經(jīng)濟(jì)。最后，如果這一邏輯成立，那么這同時(shí)也能夠解釋為何利率沒(méi)有對(duì)產(chǎn)出沖擊做出系統(tǒng)性的響應(yīng)：畢竟，產(chǎn)出的變動(dòng)是中央銀行關(guān)注的目標(biāo)，而商業(yè)銀行一般不會(huì)通過(guò)貨幣市場(chǎng)利率對(duì)之做出響應(yīng)。

綜合以上兩點(diǎn)，我們認(rèn)為，貨幣市場(chǎng)利率指標(biāo)在目前尚不是一個(gè)合意的貨幣政策代理變量。

五、主要結(jié)論與政策啟示

本文在SVAR模型的基礎(chǔ)上，從貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)模式，以及貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)效果兩個(gè)角度探討了最優(yōu)貨幣政策代理變量的識(shí)別問(wèn)題，并利用2007年1月-2018年12月的月度數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)6個(gè)數(shù)量型和價(jià)格型貨幣政策變量進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：(1)從貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊的“響應(yīng)”角度來(lái)看，數(shù)量型變量能夠?qū)Ξa(chǎn)出和通脹沖擊做出顯著的響應(yīng)，因此仍然是人民銀行盯住的目標(biāo)變量；而價(jià)格型變量對(duì)產(chǎn)出沖擊無(wú)顯著的響應(yīng)。(2)從貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“傳導(dǎo)”角度來(lái)看，數(shù)量型和價(jià)格型變量對(duì)產(chǎn)出均具有顯著影響，但在通脹治理方面，只有人民幣貸款規(guī)模對(duì)通脹的影響是顯著的，價(jià)格型變量對(duì)通脹不具有確定性的影響?？梢?jiàn)，人民幣貸款規(guī)模同時(shí)滿足了“響應(yīng)”和“傳導(dǎo)”這兩個(gè)識(shí)別條件，因此是我國(guó)最優(yōu)的貨幣政策代理變量。

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)貨幣政策操作中盯住的目標(biāo)變量主要是各個(gè)數(shù)量型指標(biāo)。由于金融創(chuàng)新的不斷發(fā)展，傳統(tǒng)數(shù)量型變量的有效性逐漸受到質(zhì)疑，貨幣政策操作從數(shù)量型向價(jià)格型的轉(zhuǎn)型勢(shì)在必行。因此，我國(guó)《“十三五”規(guī)劃綱要》明確提出，要“完善貨幣政策操作目標(biāo)、調(diào)控框架和傳導(dǎo)機(jī)制，構(gòu)建目標(biāo)利率和利率走廊機(jī)制，推動(dòng)貨幣政策由數(shù)量型為主向價(jià)格型為主轉(zhuǎn)變”。

本研究表明，我國(guó)貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道是有效的，說(shuō)明貨幣政策向價(jià)格型調(diào)控的轉(zhuǎn)變存在一定的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。但應(yīng)該看到，利率對(duì)產(chǎn)出的傳導(dǎo)存在較長(zhǎng)的時(shí)滯，短期利率向長(zhǎng)期利率的傳導(dǎo)仍存在較多的阻礙。因此，強(qiáng)化短期利率與貸款利率之間的聯(lián)動(dòng)機(jī)制應(yīng)該作為貨幣政策轉(zhuǎn)型的一個(gè)重要著力點(diǎn)。本研究還發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對(duì)通貨膨脹的治理存在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)滯，這凸顯出了管理通貨膨脹預(yù)期在通脹治理中的重要性。在價(jià)格型貨幣政策操作的框架下，貨幣當(dāng)局能夠通過(guò)引導(dǎo)目標(biāo)利率的變動(dòng)，向市場(chǎng)迅速傳遞關(guān)于通脹治理的政策信息，進(jìn)而有效影響公眾的通脹預(yù)期?？梢?jiàn)，在通脹治理的有效性方面，貨幣政策向價(jià)格型調(diào)控的轉(zhuǎn)型同樣具有重要的實(shí)踐意義。

注釋：

① SVAR模型的核心在于脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)分析，格蘭杰因果檢驗(yàn)只用來(lái)檢驗(yàn)?zāi)骋蛔兞康臏箜?xiàng)是否應(yīng)該放入另一變量的方程中。至于兩組變量之間的關(guān)系是否具有經(jīng)濟(jì)意義，以及變量之間在時(shí)間向量上的相互響應(yīng)路徑，都需要通過(guò)分析IRF來(lái)說(shuō)明。

② 貨幣政策的代理變量與貨幣政策的中介目標(biāo)是兩個(gè)不同的概念。首先，貨幣政策的代理變量用于代表貨幣政策立場(chǎng)，而中介目標(biāo)只是貨幣政策傳導(dǎo)中的中間變量；其次，貨幣政策代理變量需要滿足響應(yīng)和傳導(dǎo)兩個(gè)條件，而中介目標(biāo)需要滿足可測(cè)性、可控性及相關(guān)性；最后，貨幣政策的中介目標(biāo)可以作為貨幣政策代理變量，但后者并不局限于中介目標(biāo)變量。例如Bernanke等(1998)的研究表明，聯(lián)邦基金利率是美國(guó)貨幣政策的有效代理變量，而這一變量不屬于貨幣政策的中介目標(biāo)。

③ 本文沒(méi)有對(duì)存貸款利率變量進(jìn)行回歸分析，原因有三：首先，在本文的樣本區(qū)間內(nèi)，存貸款基準(zhǔn)利率長(zhǎng)期處于利率管制之中，變動(dòng)頻率非常低，難以作為合格的VAR模型回歸變量；貸款基礎(chǔ)利率也存在類似情況。其次，我國(guó)從2008年12月開(kāi)始公布的貸款加權(quán)平均利率屬于季度數(shù)據(jù)，也不能用作月度數(shù)據(jù)的回歸。最后，有些研究者利用商業(yè)銀行貸款對(duì)基準(zhǔn)利率的上下浮占比來(lái)計(jì)算月度貸款加權(quán)平均利率，并用該指標(biāo)進(jìn)行回歸分析；但是這一指標(biāo)的準(zhǔn)確性較差，并帶有很強(qiáng)的主觀性，而且市場(chǎng)參與者觀察不到這一利率指標(biāo)，無(wú)從據(jù)此進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策。

④ 2008年底我國(guó)開(kāi)始實(shí)施極度寬松的貨幣政策(即所謂的“四萬(wàn)億計(jì)劃”)，致使貨幣增速快速上升。有研究者在實(shí)證分析中選擇跳過(guò)這段時(shí)期或者分危機(jī)前后兩段時(shí)間來(lái)進(jìn)行回歸分析。本文的樣本區(qū)間仍然覆蓋了這段時(shí)期，原因有二：首先，當(dāng)時(shí)決策部門仍然是以產(chǎn)出和通脹的波動(dòng)趨勢(shì)為依據(jù)來(lái)進(jìn)行政策操作的，實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)生劇烈波動(dòng)，當(dāng)然需要較大力度的政策刺激，因此貨幣政策操作框架并沒(méi)有發(fā)生變化，無(wú)須回避這段時(shí)期。其次，本文利用環(huán)比指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析；雖然在同比意義上，貨幣增速經(jīng)歷了12個(gè)月左右的高位徘徊，但是在環(huán)比意義上，高速增長(zhǎng)只經(jīng)歷了4個(gè)月，而且沒(méi)有表現(xiàn)出極端值的情形。

⑤ 由于2008年及2011年兩次變更統(tǒng)計(jì)口徑，為了保持與2011年以后口徑的統(tǒng)一，我們?cè)谟?jì)算基礎(chǔ)貨幣時(shí)不計(jì)入早期的“非金融性公司存款”及“其他金融性公司存款”。不過(guò)二者占比極低，不高于0.3%。

⑥ 從2008年9月起，人民銀行開(kāi)始施行差別存款準(zhǔn)備金率政策。本文用到的商業(yè)銀行整體的準(zhǔn)備金率數(shù)據(jù)直接來(lái)自CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)，該指標(biāo)是對(duì)差別準(zhǔn)備金率的加權(quán)平均。

⑦ 根據(jù)黃燕芬(2006)的做法，我們用M2減去人民銀行資產(chǎn)負(fù)債表中的“流通總現(xiàn)金”及“其他準(zhǔn)備金存款”作為需交納準(zhǔn)備金的存款類金融機(jī)構(gòu)存款余額。

⑧ 選用2005年為計(jì)算基礎(chǔ)是因?yàn)樵诳色@得名義工業(yè)增加值數(shù)據(jù)的年份中(2006年之前)，2005年的PPI變動(dòng)最小，而且國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2004 年以后才開(kāi)始采用價(jià)格指數(shù)縮減法來(lái)計(jì)算工業(yè)增加值的可比增速。

⑨ 這也意味著，當(dāng)期的M2和Loan不是當(dāng)期貨幣政策意圖的反映，而是往期的基礎(chǔ)貨幣變動(dòng)的滯后表現(xiàn)。所以，如果以這類寬口徑指標(biāo)為貨幣政策代理變量，即使不存在信息時(shí)滯，當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)也不會(huì)影響當(dāng)期的貨幣政策。

⑩ 篇幅限制，我們沒(méi)有列示出格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。格蘭杰因果檢驗(yàn)用于確定某一變量的滯后項(xiàng)是否應(yīng)該包括在另一變量的方程中，如果某變量不是引起另一變量的格蘭杰原因，則其滯后項(xiàng)的系數(shù)就會(huì)都不顯著，那么被解釋變量對(duì)其沖擊的響應(yīng)也就都不顯著。因此，觀察脈沖響應(yīng)曲線是否顯著就能判斷格蘭杰因果關(guān)系。