武鵬飛，戴國強(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)有效的代理變量來代表中央銀行的貨幣政策立場，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，從貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動的響應(yīng)模式和傳導(dǎo)效果兩個(gè)角度對6個(gè)政策性變量進(jìn)行比較分析，以識別我國最優(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)，但對產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)不顯著；而價(jià)格型變量的變動對通脹無顯著影響，但對產(chǎn)出具備顯著影響。可見，我國央行并不以利率指標(biāo)作為調(diào)控經(jīng)濟(jì)的主要手段，但利率的變動卻能夠影響實(shí)際產(chǎn)出；“十三五”提出的“推動貨幣政策由數(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，對實(shí)體經(jīng)濟(jì)與金融市場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)格型變量來代表中央銀行的貨幣政策立場或意圖。

我國正處在經(jīng)濟(jì)金融改革和利率市場化的重要?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選擇不同的變量來代表人民銀行的貨幣政策立場。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)作為我國貨幣政策的代理變量。例如，以M1作為貨幣政策代理變量來研究我國貨幣政策的傳導(dǎo)及有效性問題，或以M2為代理變量來研究通貨膨脹及貨幣政策的有效性問題，或以信貸規(guī)模為代理變量來研究貨幣政策調(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)格型變量來代理我國的貨幣政策。比如劉金全等(2015)的研究以單一的7天期中國銀行間同業(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)變量來代理我國的貨幣政策。比如周建等(2015)同時(shí)利用M2和CHIBOR來研究貨幣政策的動態(tài)傳導(dǎo)，馬草原等(2013)利用信貸規(guī)模及貸款基準(zhǔn)利率來研究貨幣政策超調(diào)問題，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研究貨幣政策的非對稱效應(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貨幣政策的代理變量，而沒有對其選擇依據(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，則利用該變量來研究其對實(shí)體經(jīng)濟(jì)或金融市場的影響等問題，能說明的將僅僅是該變量的變動與經(jīng)濟(jì)波動或金融運(yùn)行的關(guān)系，而非“貨幣政策”本身對實(shí)體經(jīng)濟(jì)或金融市場的影響。

可見，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)問題在國內(nèi)尚缺乏深入的研究，對我國最優(yōu)貨幣政策代理變量的選取問題尚沒有取得一致的結(jié)論。基于此，本文從貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量的響應(yīng)和傳導(dǎo)兩個(gè)角度來研究最優(yōu)貨幣政策代理變量的識別問題，并對我國6個(gè)主要政策變量進(jìn)行實(shí)證分析，以期識別出我國最優(yōu)的貨幣政策代理變量。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于貨幣政策立場的衡量，Bernanke和Blinder(1992)最先利用SVAR模型從貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動的響應(yīng)和傳導(dǎo)這兩個(gè)角度來進(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，該變量的變動能夠?qū)?shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生有效的影響，這說明利用該變量來調(diào)控經(jīng)濟(jì)是有效的。在這一理論框架下，Bernanke等對比研究了M1、M2、聯(lián)邦基金利率、三個(gè)月期美國國債收益率以及十年期美國國債收益率等5個(gè)變量在衡量美國貨幣政策立場時(shí)的相對效力，結(jié)果表明聯(lián)邦基金利率包含了最多的貨幣政策信息。

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

關(guān)于貨幣政策的“響應(yīng)”問題，主要集中在對泰勒規(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)則來研究同業(yè)拆借利率對通脹及產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)；后者如吳吉林等(2015)利用麥卡勒姆規(guī)則來研究基礎(chǔ)貨幣和M2等對產(chǎn)出及通脹沖擊的響應(yīng)；此外還有莊子罐等(2016)利用DSGE模型對比分析了兩類規(guī)則的選擇問題。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)出的變動而相應(yīng)地變動，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，以銀行間市場利率為代表的價(jià)格型變量對通脹沖擊的響應(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)或某些變量來代理我國的貨幣政策，并用之進(jìn)行實(shí)證或理論分析，而沒有對其選擇依據(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)證分析過于簡單，僅僅進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，而沒有進(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)。總之，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，而沒有從“響應(yīng)”角度來對這一前提假設(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)方面來研究我國貨幣政策代理變量的識別問題。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)合我國的具體情況，利用2007年1月至2018年12月的月度數(shù)據(jù)，對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，以期識別出我國最優(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，即中央銀行會根據(jù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的變動情況，隨時(shí)調(diào)節(jié)該目標(biāo)變量進(jìn)行應(yīng)對，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)變量的變動必須在某種程度上對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，中央銀行不會長期盯住一個(gè)無效的目標(biāo)變量來調(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對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性影響，以及實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動對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)的變動對實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量(Y)的影響，即貨幣政策的傳導(dǎo)過程。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)對央行貨幣政策操作(p)的影響，或者說，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)過程以及央行貨幣政策的響應(yīng)過程。

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，因此是不可識別的。根據(jù)Bernanke等(1992) 以及Bernanke等 (1998) 的設(shè)定，通過對上述VAR系統(tǒng)施加兩種類型的限制，可以使其變得可識別。

第一種識別約束，是假設(shè)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)形勢不會對當(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)，得到可識別的標(biāo)準(zhǔn)VAR系統(tǒng)：

(3)

(4)

第二種識別約束，是假設(shè)當(dāng)期的貨幣政策沖擊不會影響當(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別的模型：

(5)

(6)

在第一種識別約束下，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原VAR系統(tǒng)進(jìn)行識別。在后文的實(shí)證分析中，我們會綜合利用這兩種約束條件，并對其進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

(二)變量設(shè)定

《中國人民銀行法》明確規(guī)定，我國貨幣政策目標(biāo)是“保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”。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來衡量通貨膨脹，利用實(shí)際工業(yè)增加值來衡量實(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)收益率以及國債收益率③。此外還有兩點(diǎn)需要說明：第一，本文沒有包括社會融資規(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)使用了全國銀行間同業(yè)拆借利率這一指標(biāo)，由于其與SHIBOR的走勢基本一致，因此實(shí)證結(jié)果基本相同，所以文中沒有報(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的解釋能力都會被削弱。這是因?yàn)?，如果B的變動能夠?qū)е耂HIBOR的變動，而SHIBOR的變動又會導(dǎo)致通脹及產(chǎn)出的變動，則B對通脹及產(chǎn)出的解釋效力就會因SHIBOR的存在而被削弱；同理，此時(shí)SHIBOR的解釋效力也會因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)得到各變量對其“潛在”趨勢的偏離值，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率達(dá)到某一水平，而是要對經(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。在該框架下，貨幣政策試圖把經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定在潛在增長率附近，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)比增長率來進(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)均來自CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。

(一)對基礎(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)我國的法定存款準(zhǔn)備金率變動頻繁，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)備金率變動對其的影響。

根據(jù)黃燕芬(2006)的做法，并考慮到我國實(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(資料來源：中國人民銀行、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)月同比增長率以及1-2月累計(jì)同比增長率，2013年后不再公布2月份當(dāng)月同比增長率，而只公布1-2月累計(jì)同比增長率。其中，所有的增長率數(shù)據(jù)都是扣除價(jià)格因素后的實(shí)際增長率。

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)月同比增長率與1-2月份累計(jì)同比增長率的關(guān)系而計(jì)算出1月份和2月份的實(shí)際值。對于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)是對日度數(shù)據(jù)按月求簡單算術(shù)平均值計(jì)算得來，銀行間市場國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人民銀行統(tǒng)計(jì)調(diào)查司(2006)的模型設(shè)置。然后對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對數(shù)。對于以數(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)，得到各變量對其潛在趨勢的偏離百分比。對于以利率指標(biāo)作為貨幣政策變量的SVAR模型，則對實(shí)際工業(yè)增加值及價(jià)格指數(shù)的對數(shù)值取差分，得到月度環(huán)比增長率數(shù)據(jù)。

在進(jìn)行SVAR回歸分析之前，對以上各變量的數(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)備金率變動影響的基礎(chǔ)貨幣(B，本文直接簡稱為“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。

對于以基礎(chǔ)貨幣為貨幣政策代理變量的SVAR模型，其識別約束為：(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)貨幣的變動對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)需要經(jīng)歷存款創(chuàng)造及貸款利率變動等過程，所以當(dāng)期的基礎(chǔ)貨幣變動也不影響當(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，我們在實(shí)證分析中也發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)CPI對工業(yè)產(chǎn)出的影響是不顯著的。于是有約束矩陣：

(9)

對于以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)過一段時(shí)間的存款擴(kuò)張之后才能對實(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，能夠形成直接的購買力，因此有可能會對當(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)屬于過度識別約束，因此需要運(yùn)用似然比過度識別檢驗(yàn)(LR test)來檢驗(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，不能拒絕識別約束有效的原假設(shè)。矩陣(10)屬于剛好識別約束，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)來確定SVAR模型的最佳滯后長度，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)的方向來看，面對一單位標(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發(fā)生反方向變動；即產(chǎn)出或通脹的上升會導(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期就開始對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的變動做出顯著的響應(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期后才開始變得顯著。

這些政策變量響應(yīng)的滯后期長度與經(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，因此面對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊，人民銀行可以迅速變動基礎(chǔ)貨幣量；而人民幣貸款余額和M2的變動則需要經(jīng)過一段時(shí)間的貨幣擴(kuò)張之后才會發(fā)生。以滯后長度而言，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)的市場環(huán)境下，我國貨幣政策的傳導(dǎo)主要還是通過商業(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)貨幣對通脹沖擊的響應(yīng)要稍微弱于其對產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)，而人民幣貸款余額和M2對通脹沖擊的響應(yīng)卻明顯強(qiáng)于其對產(chǎn)出的響應(yīng)。如圖3所示，面對一單位的產(chǎn)出沖擊及通脹沖擊，無論從響應(yīng)的滯后時(shí)間、響應(yīng)的力度還是顯著性等方面來看，基礎(chǔ)貨幣對產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)都要稍強(qiáng)于其對通脹沖擊的響應(yīng)。然而，與對產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)相比，人民幣貸款余額和M2對通脹沖擊的響應(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)致了面對同樣力度的基礎(chǔ)貨幣變動，人民幣貸款余額和M2對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國債收益率。

價(jià)格型變量的SVAR模型的識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，其變動可能會影響到當(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)銀行的短期流動性管理，主導(dǎo)其變動的因素是商業(yè)銀行短期資金的余缺情況，對實(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?？紤]到可比性，央票收益率也以3個(gè)月期為基礎(chǔ)，而國債收益率則選擇期限最短的1年期收益率數(shù)據(jù)。

在對價(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，對各模型設(shè)置相同的滯后長度。這是由于金融市場能夠迅速出清，各類型利率的波動可以做到迅速同步，統(tǒng)一滯后長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，本文將滯后長度統(tǒng)一設(shè)定為3。

如圖4所示，三個(gè)利率變量對產(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，面對實(shí)際工業(yè)增加值或通貨膨脹率的變動，三個(gè)利率變量都出現(xiàn)同向變動，即產(chǎn)出或通脹的上升將導(dǎo)致利率的上升。不過，就顯著性而言，三個(gè)利率變量對產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)都不顯著；這意味著面對產(chǎn)出的沖擊，人民銀行并沒有系統(tǒng)性地影響利率以對之做出響應(yīng)。而利率對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)對通貨膨脹沖擊的響應(yīng)開始變得顯著起來。可見，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，對人民幣貸款余額和M2而言，圖中顯示的滯后長度并非指從貨幣政策執(zhí)行到實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動所經(jīng)歷的時(shí)間，而是指從這兩個(gè)指標(biāo)的變動到實(shí)體經(jīng)濟(jì)變動所需要的時(shí)間。二者的差別在于，在人民幣貸款余額和M2變動之前，需要經(jīng)歷從基礎(chǔ)貨幣的變動到這些寬口徑政策變量變動的貨幣擴(kuò)張過程。

首先，分析數(shù)量型變量對產(chǎn)出變動的傳導(dǎo)過程。從圖5可知，產(chǎn)出對數(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)政策變量對產(chǎn)出的傳導(dǎo)效果都在滯后若干期之后開始變得顯著。而基礎(chǔ)貨幣對產(chǎn)出的傳導(dǎo)效果不顯著，可能是因?yàn)镾VAR模型的最優(yōu)滯后長度過短所致(基礎(chǔ)貨幣SVAR模型的最優(yōu)滯后長度為2)。從滯后期角度來看，M2在滯后一期之后就開始對產(chǎn)出形成顯著影響，而貸款余額則要在4期之后才會對產(chǎn)出造成顯著影響。

其次，觀察數(shù)量型變量對通貨膨脹變動的傳導(dǎo)過程。雖然通貨膨脹對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)模對通脹的影響是顯著的，而且要滯后12個(gè)月之后才開始變得顯著。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，而只有長期里才會對通脹產(chǎn)生顯著影響。

圖6 產(chǎn)出及通脹對各價(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，即利率上升將導(dǎo)致產(chǎn)出增長率與通貨膨脹率的下降。不過，只有產(chǎn)出對利率沖擊的響應(yīng)是顯著的，通貨膨脹對利率的響應(yīng)并不顯著?？梢?，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)出對利率沖擊的響應(yīng)開始變得顯著。紀(jì)敏和張翔(2016)的研究表明，我國的短期市場利率能夠在一定程度上傳導(dǎo)至貸款利率。而貸款利率的變動又會影響信貸的供給和需求，最終對產(chǎn)出產(chǎn)生影響?？梢?，在產(chǎn)出調(diào)控方面，我國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)對產(chǎn)出和通脹沖擊做出響應(yīng)，而價(jià)格型變量僅對通脹沖擊做出響應(yīng)，對產(chǎn)出沖擊的響應(yīng)不顯著?？梢?，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，其對通脹無顯著的影響。

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)滯后長度過短所致。由于從基礎(chǔ)貨幣的變動到人民幣貸款規(guī)模的變動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)需要討論的問題。

首先，貨幣政策對實(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)分的過程。前者研究的是貨幣當(dāng)局面對實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊而采取的具體行動，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能否對實(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)，然而其對通脹沒有顯著的影響；這說明利率指標(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)格型變量對產(chǎn)出沖擊無顯著的響應(yīng)，但其變動卻能顯著影響產(chǎn)出的變動。這說明面對產(chǎn)出的沖擊，人民銀行沒有系統(tǒng)性地調(diào)控利率以做應(yīng)對；但是無論何種因素主導(dǎo)了利率的變動，資金價(jià)格的這一變動最終確實(shí)影響到了產(chǎn)出的變動，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，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，貨幣市場利率是在銀行間市場的交易中決定的，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發(fā)生一比一的變動。因此，當(dāng)發(fā)生通貨膨脹沖擊時(shí)，商業(yè)銀行會根據(jù)通脹率的變動來調(diào)整其出借資金的成本。在實(shí)證結(jié)果上，這就表現(xiàn)為利率對通脹沖擊的響應(yīng)。第三，由實(shí)證結(jié)果可知，利率的變動對通貨膨脹無顯著的影響，人民銀行顯然不會長期盯住這個(gè)無效變量來調(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有對產(chǎn)出沖擊做出系統(tǒng)性的響應(yīng)：畢竟，產(chǎn)出的變動是中央銀行關(guān)注的目標(biāo)，而商業(yè)銀行一般不會通過貨幣市場利率對之做出響應(yīng)。

綜合以上兩點(diǎn)，我們認(rèn)為，貨幣市場利率指標(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，從貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)模式，以及貨幣政策對實(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別問題，并利用2007年1月-2018年12月的月度數(shù)據(jù)，對我國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)從貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊的“響應(yīng)”角度來看，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)格型變量對產(chǎn)出沖擊無顯著的響應(yīng)。(2)從貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“傳導(dǎo)”角度來看，數(shù)量型和價(jià)格型變量對產(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)模對通脹的影響是顯著的，價(jià)格型變量對通脹不具有確定性的影響?？梢姡嗣駧刨J款規(guī)模同時(shí)滿足了“響應(yīng)”和“傳導(dǎo)”這兩個(gè)識別條件，因此是我國最優(yōu)的貨幣政策代理變量。

長期以來，我國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)型勢在必行。因此，我國《“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，我國貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道是有效的，說明貨幣政策向價(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，利率對產(chǎn)出的傳導(dǎo)存在較長的時(shí)滯，短期利率向長期利率的傳導(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)，貨幣政策對通貨膨脹的治理存在相當(dāng)長的時(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)局能夠通過引導(dǎo)目標(biāo)利率的變動，向市場迅速傳遞關(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?，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，都需要通過分析IRF來說明。

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，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 本文沒有對存貸款利率變量進(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)利率長期處于利率管制之中，變動頻率非常低，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，我國從2008年12月開始公布的貸款加權(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)銀行貸款對基準(zhǔn)利率的上下浮占比來計(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，而且市場參與者觀察不到這一利率指標(biāo)，無從據(jù)此進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策。

④ 2008年底我國開始實(shí)施極度寬松的貨幣政策(即所謂的“四萬億計(jì)劃”)，致使貨幣增速快速上升。有研究者在實(shí)證分析中選擇跳過這段時(shí)期或者分危機(jī)前后兩段時(shí)間來進(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)出和通脹的波動趨勢為依據(jù)來進(jìn)行政策操作的，實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)生劇烈波動，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有發(fā)生變化，無須回避這段時(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，高速增長只經(jīng)歷了4個(gè)月，而且沒有表現(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，我們在計(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”。不過二者占比極低，不高于0.3%。

⑥ 從2008年9月起，人民銀行開始施行差別存款準(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)直接來自CEIC數(shù)據(jù)庫，該指標(biāo)是對差別準(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變動最小，而且國家統(tǒng)計(jì)局在2004 年以后才開始采用價(jià)格指數(shù)縮減法來計(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)形勢也不會影響當(dāng)期的貨幣政策。

⑩ 篇幅限制，我們沒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)就會都不顯著，那么被解釋變量對其沖擊的響應(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。