货币政策传导效应研究：计量经济模型方法及应用(txt+pdf+epub+mobi电子书下载)

作者：李南成

出版社：西南财经大学出版社

格式: AZW3, DOCX, EPUB, MOBI, PDF, TXT

货币政策传导效应研究：计量经济模型方法及应用试读：

前言

货币政策作为国家经常性的调控手段，在宏观经济中的作用日益凸显，因此货币政策理论在宏观经济学中处于十分重要的地位。在货币政策研究领域，最重要的方面是货币政策的传导机制问题。货币政策的传导机制与货币政策有效性密切相关，货币政策传导机制的灵敏、通畅是货币政策有效的基础，同时货币政策传导直接影响到货币政策目标能否实现即有效性问题，因此对货币政策传导机制的研究自然成为研究货币政策特别是货币政策效力的重要方面。

本书是作者在所主持的国家统计局2007年课题（项目编号：2007LY076）基础上，经过多次讨论修改而成的最终成果形式。本书在深刻认识我国货币政策传导理论和实际的基础上，针对货币政策有效性和最终目标效应、传导的渠道和传导的机制、传导中介的影响作用以及政策的区域效应等问题，运用协整与误差修正模型、VAR、SVAR、FAVAR及面板数据模型等现代计量经济方法进行了研究。全书力求主线突出，思路清晰，层次分明，分析全面。我们期望通过深入地研究得到的有价值结论，一方面为后续相关研究提供参考，另一方面为我国货币当局宏观调控决策提供有力的实证支持。

与已有的货币政策传导研究相比，本书在以下方面做了研究和探索：

第一，随着对货币政策效应研究的不断深入，我国各主要理论学派是一个逐步继承发展并且不断融合的过程。20世纪80年代，中国货币政策理论研究刚起步，比较重视货币需求和货币供给；90年代，经济迅速发展，我国宏观调控政策经历了重大改革，出现了许多对货币政策最终目标、中介目标选择和政策工具的研究。但是，我国货币政策理论研究存在这样一个事实，即关于货币政策最终目标效应的基础性研究仍处于探索阶段，已有的也远没有达成共识。在此情况下，研究金融结构与货币政策传导机制的问题就缺乏基础支撑，其研究意义也受到了限制，同时在我国理论界，对货币政策最终目标效应这一基本问题的研究还有待深入和系统化。作为全书的理论基础，本书对AD-AS（总供给—总需求）等经典的基础宏观经济分析框架在中国的适用性进行了研究，并将这一框架与现代计量经济模型相结合来研究货币政策的最终目标效应。

第二，目前，随着我国经济环境的不断改善，货币政策传导渠道逐渐趋于多元化，利率传导渠道、资产价格传导渠道、汇率传导渠道等作用逐渐显现，不少学者对单一传导渠道的效力进行了深入研究，结论也是各有差异。我们认为货币政策传导渠道研究应该是一个完整的过程，包括内部传导与外部传导。并且，对货币政策传导渠道媒介市场（如利率市场、汇率市场、债券市场等）的分析是非常必要的。因为媒介市场是货币政策经过各传导渠道时发挥作用的基础，如果缺乏对货币政策传导渠道中媒介市场的充分认识，则会使得研究不够深入，另外也会涉及指标选取不明确等问题。只有把握了各媒介市场的实际状况，采用定性分析与定量分析相结合的方法去研究货币政策传导渠道，才更能找出货币政策传导渠道受阻的原因。

第三，由于关于货币政策的传导与商业银行之间关系的理论较少，并且对我国微观主体的研究尚处于探索阶段，这使得从银行供给的角度考察货币政策的传导在理论支撑上和实际可行上都存在一定的困难。在我们的研究中，将对以上问题进行详细的阐述和论证。银行贷款的供给者即银行在金融体系中具有特殊的作用，它在解决信贷市场的信息困难和其他摩擦方面存在着不可替代的优势。因此，通过研究货币政策传导与商业银行的中介作用，折射出金融机构在信贷传导渠道中发挥的重要的中介作用具有非常重要的意义，这也是银行信贷渠道在我国存在的首要条件。

第四，研究货币政策传导的区域效应，我们侧重从各省、市、自治区出发，选用现代计量经济学方法中的面板数据模型进行研究，这样的选择更符合我国的实际。基于最优货币区理论和我国区域金融差异，从货币政策传导机制出发来研究货币政策的区域效应，通过最优货币区的检验和对我国区域金融的分析，对我国货币政策传导的区域作出初步判断。从货币政策传导机制研究我国货币政策的传导渠道，找到区域效应最显著的渠道，进一步运用面板数据模型对全国30个省、市、自治区、直辖市的区域效应进行实证分析，从而得到有价值的结论。

全书分为七章。具体研究与撰写分工如下：第一、二、七章由李南成、陈新鹤完成；第三章由陈新鹤、李南成完成；第四章由黄宝辉、李南成完成；第五章由陈菲、李南成完成；第六章由朱莉、李南成完成。另外，作为课题组成员，中国人民银行总行蒋万进高级经济师、四川省统计局王致富高级统计师、西南财经大学经济学院徐舒博士参与了本书研究的总体策划和结构布局工作，西南财经大学经贸外语学院杨一萍副教授参与了外文资料的收集和整理工作。

本书的出版得到了西南财经大学“211工程”第3期项目资助和西南财经大学出版基金资助以及西南财经大学科研处的热情关心和支持，在此表示衷心感谢!

西南交通大学王成璋教授，中国人民银行成都分行曾宪久高级研究员、杨雪助理研究员，四川省统计局黄玉梅高级统计师，西南财经大学庞皓教授、刘锡良教授、黎实教授、史代敏教授、张照贵教授、郭建军副教授、张卫东副教授等对本书的出版给予了大力帮助，并在写作过程中对本书提出了许多好建议。在此，一并表示真诚的感谢和崇高的敬意!

西南财经大学统计学院硕士研究生刘坤、张昕、徐璐、廖彬衫、杨坤、常颖、吕达劲、杨春俊、孙玮和本科生顾雯瑞参与了资料收集与整理、模型测算等大量工作。对他们的辛勤付出表示衷心的感谢，并祝愿他们顺心如意，进步成长!

课题在研究过程中参考了大量国内外文献，在此，向这些文献的原作者表示感谢和敬意!

本书的出版得到了西南财经大学出版社的鼎力相助，出版社主要领导的积极支持，各位编辑的辛苦工作，为本书顺利出版创造了良好条件。在这里，向他们表示由衷的谢意!

还需要提到的是，西南财经大学统计学院在课题立项、研究和著作出版等方面都给予了热情关心和大力支持。在此，深表谢意!

由于本书作者学术水平有限，书中一定存在错误和不妥之处，敬请各位专家、同仁批评和指正!李南成2010年12月于光华园

第一章 导论

第一节 问题的提出

货币政策是中央银行为实现其特定的经济目标而采用的各种控制[1]和调节货币供应量或信贷规模的方针和措施的总称，是国家调控宏观经济的核心手段。而研究货币政策的理论在宏观经济学中也处于重要地位。20世纪初，经济学界对于货币政策理论争论的焦点在于货[2]币政策是否有效，一般认为，货币政策有效性问题包括三个层次：第一个层次，货币政策对于实体经济有无影响；第二个层次，货币政策是如何影响实体经济的；第三个层次，中央银行如何选择和实施适当的货币政策，才能实现宏观经济目标。经历凯恩斯革命后，经济学界达成共识，长期来看，货币中性成立，但货币政策在短期内可以影响宏观经济。作为经常性的调控手段，货币政策在宏观经济中的作用日益凸显。

关于货币政策研究领域中最重要的方面是货币政策的传导机制问题。货币政策的传导机制就是中央银行运用货币政策工具引起中间目标的变动，从而实现货币政策的最终目标过程。货币政策的有效性与货币政策传导机制密切相关，货币政策传导机制的灵敏、畅通是货币政策有效的基础，而货币政策传导直接关系到货币政策目标能否实现即有效性问题，因此对货币政策传导机制的研究自然成为研究货币政策特别是货币政策效力的关键。

在我国，货币政策传导机制研究一直备受关注。历经多年改革，我国经济体制已由计划经济向市场经济转型，市场化程度日益提高，与之相适应则要求经济货币化程度的加深。自1984年中国人民银行专门行使中央银行职能以后，我国现代意义上的货币政策开始形成。1998年，中央银行进行管理体制改革，打破行政区划限制，建立大区体制。同时，银行、证券、保险的分业经营与分业监管体制初步形成。而更为重要的是中央银行取消贷款限额管理，实行资产负债比例管理，标志着中央银行货币政策调控基本实现了由直接调控向间接调控的转变。在此过程中，我国面对经济“软着陆”后亚洲金融危机影响加深和国内需求不足的双重困境。为有效扩大内需，中央银行采取了一系列扩张性货币政策，尽管对调控经济起到了一定的成效，但由于货币政策传导过程中存在诸多制约因素使得部分传导环节受阻，我国货币政策却并没有像预期的那样显著，银行“惜贷”与企业“慎借”并存。

2003年以来，我国又出现了投资过热、CPI不断上扬、贷款增长过快和资源约束偏紧的现实局面。为抑制通胀出现，中央银行频频出台措施，如连续两次提高存款准备金率、实行差别准备金率、风险提示，并在连续九次降息之后首次加息，加大公开市场操作力度等，尽管取得一定成效，但仍未达到预期效果。2007年下半年，次贷危机爆发使世界主要经济体经济状况恶化，国际经济金融形势更加复杂化，国内经济形势日益严峻，货币政策较之以往面临更大挑战。2007年，美国GDP增长2.2%，为2002年来最低增速；欧元区GDP增长2.7%，比上年低0.1%；日本GDP增长2.1%，比上年低0.3%。2008年，全球经济增长明显放缓，国际金融市场动荡加剧，国际经济环境[3]中不确定不稳定因素增多。美国、欧元区、日本均已陷入衰退。2008年我国GDP增长9%，比上年低4%，经济增长有所放缓。上半年，针对次贷危机蔓延，中国人民银行及时调整货币政策方向和重点，调减公开市场操作力度，并将全年新增贷款预期目标提高至4万亿元以上，指导金融机构扩大信贷总量。下半年，金融危机对我国经济冲击明显加大。中国人民银行依实际情况实行适度宽松的货币政策，综合运用多种工具，五次下调存贷款基准利率，四次下调存款准备金率，明确取消对金融机构信贷规划的硬约束，积极配合国家扩大内需等一系列刺激经济的政策措施，加大金融支持经济发展的力度。2009年，如何增强货币政策传导有效性的问题将成为我国货币政策面临的主要问题。面对金融危机，金融机构将会更加谨慎，金融市场功能也会弱化，企业及居民的信心与预期都会受到影响，从而使货币传导渠道的某些环节受阻，而这些都会导致货币政策传导效率的下降。

在当前国际经济金融形势更加复杂化，国内经济形势日益严峻的背景下，基于经典的货币政策传导理论，针对我国货币政策传导的实际，深入探讨我国货币政策传导机制和传导现状具有重要的理论和现实意义。二、货币政策传导研究中计量经济模型应用价值

货币政策传导的研究是一个需要从多角度、全面进行研究的领域。[4]通常，货币政策传导机制研究的主要方法有：①理论模型分析法，常见有凯恩斯的IS-LM、货币学派的货币需求模型，此外还有BGG模型、VAR模型。②渠道效应分析法。一般认为，货币政策传导主要有四条渠道：信贷渠道、利率渠道、金融资产价格渠道和汇率渠道，该方法重点研究货币政策传导渠道的机理与效应。③结构分析法。广义的金融机构不仅包括各种金融流量和存量的数量结构，也包括金融资产价格结构。狭义的金融结构，主要指银行业结构及其资产负债表结构。金融结构在很大程度上反映了货币政策传导的路径、方向以及各类金融资产间的传导关系。④货币政策各层次目标传导关系分析法。20世纪80年代以前，金融市场的发展尚未达到一定的广度和深度，货币政策传导的各目标之间关系相对稳定，该分析方法颇受大多学者青睐。

本书拟在上述四类主要研究货币政策传导机制的方法基础上，运用统计学与数量经济学的相关理论与方法，对我国货币政策传导机制进行实证研究，拟构建了计量经济模型对该问题进行定量分析与研究。计量经济模型包括一个或一个以上的随机方程式，它能有效地高度描述、概括某个真实经济系统的数量特征，能深刻地揭示出该经济系统的数量变化规律。根据计量经济模型中数据的维数不同，可以划分为时间序列模型、截面数据模型以及面板数据模型。时间序列模型是只包含时间和指标两维信息的模型，截面数据模型是只包含横截面和指标两维信息的模型，面板数据模型则是包含了时间、横截面和指标三维数据的模型。

计量经济模型可以用于经济结构分析、经济预测和政策评价等几个方面。而将计量经济模型运用到货币政策传导的研究中，也恰好体现了其在经济结构分析与政策评价方面的明显优势。本书拟采用计量经济理论中的协整理论、VAR、SVAR、FAVAR及面板数据模型，对我国货币政策传导的数量规律进行了深入探讨。注释[1]胡庆康．现代货币银行学教程［M］．上海：复旦大学出版社，2002．[2]汪红驹．中国货币政策有效性研究［M］．北京：中国人民大学出版社，2003．[3]数据来自《中国人民银行统计季报》2008年第四季度报告。[4]李桂君，赵德海，李庆辉．货币政策传导机制研究方法综述［J］．商业研究，2003（19）．

第二节 研究内容、目的及思路

本书针对我国货币政策传导的不同层次和不同方面的问题，分别运用不同数量方法进行分析。主要目的在于通过对我国货币政策传导的较为全面讨论，对数量方法的应用范围和建模细节进行深入探索，以期一方面为后续相关研究提供参考，另一方面为我国货币当局宏观调控决策提供实证支持。二、研究思路

根据已有研究文献，我们可以发现货币政策传导研究主要集中于几个方面，即传导的有效性和最终目标效应、传导的渠道和传导的机制、传导中介的作用以及政策的区域效应。这四方面存在一定的递进关系，可分为三个层次。本书研究紧紧围绕货币政策传导的三个层次和四个部分内容进行并依次展开，环环相扣，逻辑严密，思路清晰。

第一个层次为基础性的问题，即货币政策最终目标效应。我们利用结构VAR（SVAR）和因子VAR（FAVAR）对我国货币政策最终目标效应进行了对比分析，这两种方法是分析这类问题国内外较为前沿的数量方法。我们对最终目标效应的分析着重强调从货币政策工具直接到最终目标的影响，这一层次为本书的研究奠定了重要的理论与实证基础。

第二个层次是传导渠道和机制问题。在前一层次的总体把握的基础上，研究了从货币政策工具到最终目标的具体传导过程和渠道。就本书而言，着重分析外部传导过程，即货币政策从中介目标至最终目标的传导过程。之所以只分析外部传导过程，是因为这一过程为货币政策传导最关键而又复杂的部分，因涉及实体经济的方方面面而不易于央行直接控制。我们分析了外部传导的各传导渠道作用机理及不同渠道之间的区别与联系。在这部分主要运用了协整与VAR的方法体系。本层次对我国货币政策传导主渠道进行了判断，为第三层次研究提供支持。

第三个层次的研究主要包括两部分，一是传导中的微观中介作用，二是传导的区域效应。各个传导渠道主要通过一些传导主体起作用，其中金融微观中介（尤其是商业银行）在货币政策传导过程中起着至关重要的作用，它是微观实体（企业和个人）的货币直接供给者。故在第一方面，本书重点分析金融中介微观结构特点，进而研究这些特点在货币政策传导过程中的作用。由于地区间存在各方面差异，统一的货币政策对不同地区的作用不同。基于这一基本理念，国内外出现了大量关于货币政策区域效应的研究。在第二个层次的渠道分析基础上，结合区域经济和区域金融的理论，我们对货币政策的区域效应进行了理论分析和实证检验。在第三个层次方面，数据既包含空间维度（各银行和各地区）又包含时间维度，基于此，本书主要运用面板数据模型进行实证分析。

研究基本思路如下图所示：图1-1　研究的基本思路图三、结构与内容简介

全书涉及内容广泛并且线索复杂，为科学地阐述研究成果，我们对结构进行了合理安排。

第一章反映了课题的研究背景及目的，介绍了研究思路、内容安排以及特点。

第二章主要阐述了货币理论及货币政策理论。这一部分介绍了货币政策的基础概念和理论，包括货币政策、政策工具、政策目标及传导机制，并对我国的实际情况进行了认识。

第三章为我国货币政策传导最终目标效应分析。首先，在分析西方理论和中国实际的基础上提出了我国货币政策分析的理论框架，进而从理论上讨论了我国货币政策对最终目标的影响。通过讨论发现紧缩货币政策会产生负的产出和价格效应，货币政策的产出效应快于价格效应，而且两者均在持续一段时间后逐渐衰减。然后，对货币政策研究的实证方法进行了简略地概述，并对各方法和模型的优缺点进行了评价，在此之上，提出了实证模型和实证思路。根据研究思路，分别运用SVAR和FAVAR对理论分析结论进行了实证比较。主要结论为，物价对货币政策反应剧烈并且迅速，持续时间较短，产出效应则相对较为迟缓，反应幅度较小，持续的时间则较长，反应过程不稳定。

第四章是我国货币政策传导渠道研究。对我国货币政策传导机制演进过程进行认识，分析了现阶段货币政策传导机制的特点。依据传导渠道理论并结合我国实际，详细认识了货币政策传导渠道的构成。对我国各货币政策传导渠道进行了描述性统计分析。进一步利用现代计量经济方法重点对信贷渠道、利率渠道、资产价格渠道（股票价格渠道、房地产价格渠道）等主要渠道进行实证研究，分析了这几个传导渠道的传导效率。主要结论是，在我国信贷渠道仍为主渠道。

第五章为我国货币政策传导与商业银行的中介作用研究。从银行信贷渠道在我国有效的三个条件、信息不对称理论以及银行业金融机构的中介作用与货币政策传导之间的关系这三个方面出发，分析了我国的货币政策能够基于银行信贷渠道影响银行信贷供给。构建了理论模型，从两个方面进行实证分析，一是考察货币政策通过何种途径影响商业银行的信贷供给，二是分析具有不同内部特征的商业银行，其信贷供给对货币政策的反应是否具有差异。

第六章结合货币政策传导渠道对区域效应的分析。首先，初步判断了货币政策区域效应的存在性，并用最优货币区理论以及区域金融差异理论对我国统一货币政策是否存在区域效应进行了检验判断；其次，根据我国的实际，研究信贷渠道、利率渠道、汇率渠道和资产价格渠道与货币政策传导的区域差异性的关系，分析了四个渠道的区域效应；最后，从信贷传导机制出发，使用面板数据模型研究了我国各地区宏观经济发展水平经由银行信贷渠道对单一货币政策的不对称传导效应。

第七章总结了三个层次的理论分析和实证分析结论。从不同方面对我国货币政策运行的过程提出了政策建议。四、课题特点

本书的研究成果有以下几个方面的特色：（1）研究内容全面。相对于已有的文献，对货币政策传导的研究则更为全面系统，几乎涵盖了这类问题的几个主要方面，即传导的有效性和最终目标效应、传导的渠道和传导的机制、传导中介的作用以及政策的区域效应。（2）研究方法系统。我们利用定性和定量方法的结合，对各方面问题分别进行了理论分析和实证分析。课题不仅运用了大量成熟的方法，如传统的描述统计方法和经典的计量经济模型，同时，还引入了时间序列模型和面板模型的最新模型及估计方法。这些都帮助我们更深刻地揭示了中国货币政策传导的数量规律。（3）实证过程严谨，注重建模细节。在研究过程中，我们非常谨慎地收集和处理数据，对于模型的适用性进行了充分评价，注重模型估计的具体细节，对结果的解释也力求准确恰当。

第二章 理论与文献综述

第一节 货币政策理论及我国情况简介

货币政策，是中央银行为实现其特定的经济目标而采用的各种控[1]制和调节货币供应量或信贷规模的方针和措施总称。它包括：政策目标、实现目标的政策工具、监测和控制目标实现的各种操作指标和中介指标、政策传递机制和政策效果等基本内容。货币政策目标是一个体系，包括操作目标、中介目标及最终目标。狭义的货币政策目标是指其最终目标，因为最终目标是目标体系的核心，其他层次目标均是为监测最终目标效果而设立的。一、货币政策工具

货币政策工具又称货币政策手段，是指中央银行为了调控宏观经济，实现货币政策各类目标所采用的政策手段。货币政策工具按其调节职能和效果可分为一般性政策工具和选择性政策工具。一般性政策工具即传统常用的三大货币政策工具，即“三大法宝”，包括存款准备金政策、再贴现政策以及公开市场政策。选择性政策工具主要包括消费者信用控制、证券市场信用控制、房地产信用控制、信贷配给以及道义劝告和窗口指导等。相对而言，选择性政策工具具有更强的针对性，可以有目的地调整经济某些方面或部门的货币信贷供给。

随着1994年以来宏观调控改革进程的加速，人民银行在货币政策工具的使用上逐渐与西方国家趋于一致，公开市场业务和再贴现率等工具开始发挥作用，传统的选择性政策工具如信贷计划、中央银行再贷款、特种存款都基本退出，而新的选择性政策工具如利率工具、信贷政策、窗口指导等得到了谨慎而灵活的应用。自1998年我国货币政策调控方式转为以间接调控为主以来，货币政策实践也遵循了这样的改革方向。当前，中国人民银行主要通过公开市场业务、法定准备金率、再贴现、再贷款、指导性贷款计划、存贷利率管制等政策工具，来调节宏观经济。二、操作目标

与中介目标被称为中期目标相对应，操作目标有时也被称为短期目标。从货币政策作用的全过程来看，操作目标距离中央银行货币政策工具最近，是中央银行货币政策工具的直接调控对象，可控性极强。从主要工业化国家的中央银行操作实践来看，短期货币市场利率经常被选作操作目标，其他可选的操作目标还有存款准备金和基础货币。

在我国货币政策实践中，虽然中介目标已经非常明确，但到目前为止中国人民银行对于操作目标并没有一个明确的提法。有部分学者认为我国货币政策操作目标是短期利率（如银行间同业市场利率），[2]或者管制的利率，包括人民币存款利率水平、贴现率等。谢平（2004）总结1998年后我国货币政策的实践时，认为“中国目前采用以货币供给量为目标的货币政策框架，公开市场操作等是主要的操作工具，操作目标应该是基础货币，中介目标为货币供应量，最终目标为通货膨胀率和经济增长率”。实际上，上述对操作目标界定的差别只是强调重点的不同。从这些强调重点的不同可以看出，中央银行为实现货币供应量目标而设置的操作目标不仅包括货币供给变量目标，而且还有日常流动性管理目标。这一双重目标体系中哪个目标变量起主导作用，更为稳定和有效，就成为货币政策中介目标实现的关键。对其进行识别不但能有利于分析我国货币政策中介目标过程的有效性，而且能为货币政策中介目标的选择提供支持。三、中介目标

狭义的货币政策目标通常即指最终目标，而操作目标和中介目标均是为监测与控制最终目标政策效果而设定的中间观测指标。货币政策中介目标是指中央银行为实现货币政策最终目标而设置的可供观测和易于调控的，并与最终目标关系密切的中间性或传导性金融变量。它们是观察货币政策工具至最终目标传导过程和效果的信号。可供选择的中介目标通常有长期利率和货币供应量。在我国企业间接融资比重大，且信贷规模易于观测，故1998年以前也将其作为中介目标。这些指标作为中介目标各有优缺点，西方国家目前首选的中介目标为市场化程度高的长期利率，而在我国，由于目前仍实行计划利率为主的管理体制，因此，利率通常是作为货币政策工具而非中介指标来使[3]用的，所以我国更加关注货币供应量和信贷规模。

随着货币供应量的统计不断完善和研究不断深入，货币供应量受重视程度不断加大，到1998年中国人民银行确定了货币供应量这一[4]单一中介目标，而放松了对商业银行的信贷规模控制。将货币供应量作为货币政策中介指标是我国金融界理论界比较一致的看法，我国货币政策实践中，也是以货币供应量作为中介目标。这一单一中介目标的确立也标志着我国宏观调控从直接调控（信贷）彻底转变为间接调控。四、最终目标

货币政策的最终目标是不断发展变化的。从当前各国宏观调控实践情况来看，主要有：第一，物价稳定，即保持一段时期内的一般物价水平基本稳定；第二，充分就业，即使失业率尽可能保持在自然失业率水平；第三，经济增长，即充分利用社会生产资源，保持国内生产总值、国民收入、人均国民收入等指标较平稳的增长；第四，国际收支平衡和汇率稳定，即维持汇率稳定和避免出现长期的大量的顺差或逆差。这四大目标之间既有一致性，又有矛盾性，要同时实现四者是非常困难的。各国国情不同及所处的历史时期不一样在政策实践中侧重的最终目标也不同。除此之外，有专家认为金融系统稳定也应该是政策目标之一。

20世纪80年代，我国理论界与实践部门，关于货币政策最终目标曾有“单一目标”、“双重目标”及“多重目标”之争。我国处于经济快速发展和加速城市化阶段，经济具有转轨和发展中经济的双重特征。鉴于当前国情，中国金融界有大量学者主张我国货币政策目标应该是“发展经济，稳定币值”，即双重目标论。双重目标最先由刘

[5]鸿儒（1983）提出。1995年通过的《中华人民共和国中国人民银行法》第三条明确规定：货币政策目标是保持货币币值稳定，并以此促进经济增长。虽然币值稳定包含了国内物价稳定和国际收支平衡两个方面的内容，但从近几年的货币政策实践可知，我国中央银行更加关注经济增长与国内物价稳定，故本书将按照这一实际着重分析货币政策的产出效应和价格效应。五、传导机制

货币政策的传导机制就是中央银行运用货币政策工具引起中间目标的变动，从而实现货币政策的最终目标过程。货币政策对宏观经济发生作用与影响的基本过程是：货币政策工具—操作目标—中介目标—各类传导渠道—最终目标。对于货币政策传导机制的研究大量[6]集中于传导渠道。米什金（Mishkin，1995）认为，在市场经济条件下货币政策主要通过四条途径传导：利率传导渠道；非货币资产价格渠道；信贷（信用）传导渠道；汇率传导渠道。根据上述分析和相关理论，可得到货币政策传导机制图见图2-1。图2-1　货币政策传导机制图

尽管从1998年开始信贷计划作为调控工具基本退出，信贷渠道仍然是中国货币政策传导的主渠道，但随着我国利率市场化与汇率生成机制改革，信贷渠道逐步在减弱，利率和汇率渠道作用在加强。同时随着我国金融市场的不断发展，金融深化程度不断提高，我国非货币资产价格渠道地位也越来越重要。注释[1]胡庆康．现代货币银行学教程［M］．上海：复旦大学出版社，2002．[2]谢平．中国货币政策分析：1998—2002 ［J］．金融研究，2004（8）．[3]王广谦．中央银行学［M］．北京：高等教育出版社，2006．[4]催建军．中国货币政策有效性问题研究［M］．北京：中国金融出版社，2006．[5]刘鸿儒．关于当前我国的货币政策问题［J］．金融研究，1983（11）．[6]米什金．货币金融学［M］．李扬，施华强，等，译．北京：中国人民大学出版社，1998：579-584．

第二节 文献概述

通过对国内外货币政策传导相关研究的总结和梳理，本书将文献归纳为以下三大类，即货币政策有效性问题的研究、货币政策传导机制的渠道效应研究与货币政策传导的区域差异研究，下面从这三个方面对相关文献进行综述。一、货币政策的有效性（一）国外文献综述[7]

Friedman和Schwartz（1963）对美国的货币政策及作用效果进行了全面的分析研究，货币政策的调整引起货币供应量的变化对短期产出的波动会产生影响，但对长期产出没有影响，同时对货币政策的非对称性给予了理论分析和实证检验。他们认为，在当时的经济收缩阶段，宽松或者积极的货币政策对复苏经济似乎没有起到显著的作[8]用。Tobin（1970）通过实证研究发现类似Friedman的结论；Romer[9]和David（1989）再次实证了Friedman等的研究，发现美联储为减少通货膨胀审慎地采取措施引导经济放慢，他们得出的结论是：所有证据表明货币政策对真实产出具有显著紧缩效应是成立的。

货币政策变量研究方面，即研究在实证过程中由什么变量来表示[10]货币政策的调整。Bernanke和Blinder（1992）在发表于《美国经济评论》的《联邦基金利率与货币政策传导渠道》一文中，先利用Granger因果检验票据利率、债券利率和基金利率等数据之间的因果关系，验证得出在这两个区间内，认为美国的联邦基金利率均是未来真实经济变量变动的一个良好预测器，然后分析这一预测器良好的原因是联邦基金利率反映了银行准备金的供给情况，并认为联邦基金利率与其他利率之间的利差是货币政策的良好指示器。由于联邦基金利率的短期波动主要是由政策变动引起的，政策活动虽要受过去经济条件的影响，但更重要的是，政策指示器对当其经济发展并不敏感，因此联邦基金利率比货币增长率更少受到当时经济条件的干扰，并实证了联邦基金利率在预测实际变量方面的表现比债券利率和票据利率以及基金利率均要优越。基于此，他建立了产出和物价水平的VAR模型，对估计结果进行比较分析产出和价格效应，认为货币政策传导的“信贷”与“货币”同样重要。[11]

货币政策的产出效应不对称性研究方面，James Cover（1992）从货币供给过程和产出过程出发，对货币政策的非对称效应进行了分析，得出的结论是，正的货币供给冲击对产出并没有影响，[12]而负的货币冲击则会带来产出的变动；Garcia和Schaller（1995）指出经济衰退时期的货币政策比经济繁荣时期的货币政策更有效。他[13]们对Hamilton（1989）的Markov变动模型进行了扩展，通过检验利率对产出的影响来分析货币政策在经济扩张期与经济衰退时期的不同效果。

货币政策产出效应和价格效应两者关系方面，Mishkin（1997）检验了1971—1999年加拿大的货币总量与通货膨胀和经济增长之间的关系，认为合成的货币总量更能有效的解释或者预测国内生产总值（GDP）增长率和通货膨胀的短期波动，而且这个合成的货币总量能够确定金融信息的转折日期；Dennis（2001）利用Ball（1999）提出的模型对通货膨胀预期产生的不稳定性进行了检验，他认为，考虑到通货膨胀预期是一个更一般的混合预期过程，名义GDP目标较易导[14]致经济的不稳定。Harald Uhlig（2005）利用一种新方法估计了货币政策效应，即对价格、自由准备金和联邦利率对货币冲击的反应施加约束而对实际GDP不施加约束。他发现紧缩的货币对实际GDP的影响不清晰，同时价格则逐渐地随货币冲击方向变化，而中性的货币冲击效应看法则与数据不一致。

随着计量经济学方法的繁荣和发展，利用计量经济模型分析货币政策对短期真实产出的影响，从而为检验货币政策实施有效性提供了非常重要的方法。在实证方法演进方面，我们选择标志性文献进行概述，主要表现为两个方面：对货币与最终目标变量关系的格兰杰因果检验；向量自回归（VAR）方法研究最终目标对特定的货币政策冲击[15]的反应。Sims（1980）的经典文章发表，将VAR模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。自此，运用向量自回[16]归模型（VAR）来分析货币政策效应的文章越来越多。如Bernanke（1986）运用结构向量自回归（SVAR）模型进行研究，认为美国银行贷款的冲击对总需求具有相当程度的效果。但是，很少有文章能够完全确定货币政策对短期的真实产出波动具有强有效的影响。卡尔瓦什（2001）总结了诸多经济学家运用VAR方法研究货币政策效应所得到的基本结论：“虽然研究者们在识别政策冲击的最佳方法上各持己见，但对于货币政策冲击经济反应的一般本质取得了令人惊叹的共识，若干国家的各种VAR估计都表明，产出对正常冲击的反应遵循了一种驼峰状模式，即峰值出现在初始冲击的几个季度之后，随后衰减。货币政策措施看来采用了通货膨胀预期的形式，所以VAR方法中如果不包括类似商品价格这样的前瞻性变量，那么就会出现价格难题（即[17]紧缩货币政策之后，出现了价格水平的升高）。”

综观国外文献，关于货币政策价格效应的方向看法基本上是一致的，但是实证结果却不尽相同。同时学者们的分歧主要集中于价格调整速度，即价格黏性问题，进而导致对货币的真实经济效应不同观点。值得庆幸的是目前已经形成一些基本共识：价格是黏性的，货币政策在短期对实体经济具有重要的影响，货币当局按经济运行状况合理的表现实施货币政策对于经济运行具有长期稳定作用，而不能利用货币政策追求长期超出潜在产出的经济增长目标，因为扩张货币的长期效益只表现为持续的物价上涨。（二）国内文献综述

在货币政策效应中，国内学术界主要在通过货币政策变量，如货币供应量、贷款总量、利率等，研究对于物价、经济增长及实际产出的影响，并形成了大量的文献。他们都采用了大量理论和实证方法证明自己的观点。[18]

黄先开、邓述慧（2000）以1980—1997年的数据为基础，采用两阶段OLS方法分析预期的货币供给增长对产出的效应，结论是货币非中性，即货币供给对产出有影响，且M对产出正负冲击不存在1所谓的非对称性；而M的冲击则在一定程度上存在非对称性，但这2种非对称性与西方国家的情形刚好相反。据此，他们认为最优货币供应规则宜采用相机选择的原则，而不必是单一规则，因为期望的长期产出（潜在产出）不会因货币供给的扰动而改变，但又可以充分利用相机选择原则，通过调节货币供给的增减变化，使短期产出朝着希望的目标波动。[19]

赵昕东、陈飞和高铁梅（2002）利用国内生产总值、消费品价格指数及相关的货币政策工具变量建立VAR模型，并基于VAR模型的货币政策冲击理论考察了我国货币政策对我国宏观经济的影响。从实证分析的角度证明了我国货币政策工具变量对我国宏观经济具有明显效果，证明我国实际货币供给增长率的下降导致了经济增长速度的徘徊，而且直接调整利率在我国现有的货币市场的条件下是非常有利的，同时，也证明了货币是造成价格永久变动的重要原因。2002年，他们三人在《金融研究》（2002）上发表了一篇类似方法的文章，该文利用对VAR模型的方差分解问题进行研究，认为货币供给量是货币政策中最重要的货币政策工具变量，并认为政府可以通过给货币政策工具变量不断地冲击，从而促进国内生产总值长期持续增长。周锦[20]林（2002）建立货币供给和实际GDP的双变量VAR模型和包含利率在内的多变量VAR模型，认为1994年至2001年，货币呈现“中性”特征，我国货币政策以“货币供给”为中介目标，收不到预期的效果。刘斌（2002）分别利用单方程和多方程的VARM模型进行实证分析，发现长期内产出的变化与物价、货币供应量的变化没有必然的关系，货币在长期是中性的，产出的变化主要由实质部门因素确定。

谢赤和邓艺颖（2003）在SVAR模型及其推导过程进行介绍的基础上，进一步比较研究了SVAR模型在货币政策冲击反应分析、选用最佳货币政策指标分析中的应用，阐述了应用SVAR模型对我国货币政策展开进一步分析所提供的思路，并就我国货币政策的有效性进行[21]了实证分析。王欣（2003）运用协整、向量自回归的Granger因果检验以及预测方差分解等方法，对我国1994—1997年以及1998—2003年第一季度这两个时期货币政策的传导效果进行了实证分析，结果显示货币渠道、信用渠道都对我国的货币政策传导发挥一定的作用，但在第一阶段起主要作用的是信用渠道，而第二阶段起主要作用[22]的则是货币渠道。蒋瑛琨、刘艳武和赵振全（2005）以1992年一季度至2004年二季度的数据进行分析表明，20世纪90年代以后，从对物价和产出最终目标的影响显著性来看，贷款的影响力最为显著，[23]其次是M和M。徐淑一和欧大军（2005）运用时间序列分析方法21对我国1996年到2003年间的货币政策对经济的影响及其传导机制进行严格的实证分析，结果表明：货币供应量、贷款与工业生产之间有一种长期的协同运动规律。同时运用变量之间的因果关系检验，检验结果得出货币供应量是经济增长的原因，货币供应量也是价格变动的原因而且工业增加值反过来还对两个货币政策的传导变量有影响。[24]

冯涛、乔笙和苑为（2006）认为：①货币供给与利率之间存在着相互作用和相互影响的内生关系，正是货币供给量与利率之间这种内生联动效应，才导致了在双重货币政策调控下货币供应量与利率调控目标间的冲突性；②我国对货币供应量实行的是间接调控，对存贷款利率实行的是直接调控，双重调控并行打乱了货币供应量与利率之间的内在联系，降低了货币政策的绩效，中央银行只能优择其一作为中介目标，而不能够同时有效地控制货币量和利率。他们利用VAR脉冲检验了这两个结论，并据此提出为实现单一市场化的间接调控，必须加快利率市场化步伐的政策建议。郭田勇（2006）通过理论分析和实证研究，揭示了资产价格与实体经济、通货膨胀之间的关系机理，肯定了资产价格波动对宏观经济、金融稳定的影响和在中央银行制定货币政策中的作用，论证了将资产价格作为货币政策调控目标存在的困难。密切关注资产价格的变化、改进和完善货币政策体系是我国中央银行的现实选择。[25]

高坚和杨念（2007）构建了一个具有中国特色的总供给—总需求模型，并利用季度数据对此进行了估计和检验。他们研究表明：具有凯恩斯特点的总供给—总需求模型能在一定程度上解释中国经济的波动。与此同时，他们对模型的动态稳定性进行了一定程度的数理分析，从而揭示了两大宏观经济政策——财政政策和货币政策对稳定经济的作用。[26]

杨子晖（2008）结合最新发展的有向无环图（DAG）技术，研究了我国财政与货币政策对私人投资的影响，并考察了政策工具在传导过程中的有效性及其动态关系。其研究结果表明，尽管“信贷渠道”在我国货币政策传导中发挥着主导作用，但由于货币到信贷传导环节的断裂，使得“信贷渠道”自身存在着较大的政策局限性。其利用递归的预测方差分解分析认为其结论是稳健的。在其研究过程中，最新DAG技术的运用增进了我们对政策变量与实体经济部门“同期因果关系”的理解，而且克服了Granger因果检验等传统研究方法的局限性，进而在很大程度上增强了课题分析框架的有效性与合理性，并为我国未来宏观调控政策的选择与安排提供了一些重要的参考依据。二、货币政策传导渠道

国内外学者对货币政策传导机制的渠道效应分析研究由来已久，尤其在1997年亚洲金融危机后，对此研究更成为学术热点问题之一。经济学理论认为，货币政策的传导途径是多样的，不同的市场衍生出不同的传导渠道。在我国，货币政策传导渠道的理论研究基本上以西方的经典理论为范式，并在此基础上结合我国实际状况进行实证研究，且实证研究也成为大多学者关注的焦点。国内关于货币政策传导渠道效应的研究可以包括以下几个方面：（一）利率传导渠道和信贷传导渠道

国内大多学者实证研究倾向于认为信贷渠道在我国货币政策传导中起着重要作用，应是货币政策传导的主渠道。诸如王振山、王志强（2000）分别对1981—1998年的年度数据和1993—1998年的季度数据进行实证分析，检验货币渠道的代理变量M和信贷渠道的代理变1量信贷总额LOAN与经济增长代理变量GDP间的关系，发现LOAN与实际GDP间存在长期稳定关系，而实际M与实际GDP间没有长期稳1[27]定关系，我国货币政策传导的主渠道仍然是信贷渠道。邢公奇（2002）定量测算了货币变量（M、M、M、利率、国内信贷）与012宏观经济变量（GDP、全社会固定资产投资）名义和实际值增长率在1984—1999年的变化规律，结论表明我国货币政策主要通过国内[28]信贷配给机制进行传导，而实际利率机制作用效果相对较弱。冉茂盛，莫高琪，廖应高（2004）承认银行信贷渠道仍是我国货币政策传导的主要渠道，在此基础上将我国的贷款总额按还款期限分为短期贷款与中长期贷款，分析金融机构在中央银行货币政策冲击下如何调整信贷政策，及该调整对宏观经济的影响，对我国货币政策传导中银[29]行信贷渠道的纵深研究进行有益的尝试。屠孝敏（2005）论证了在现有金融结构条件下，只能采用信贷渠道作为货币政策传导的主要渠道，并指出金融领域改革步伐滞后于整个社会经济改革步伐，导致金融结构与经济结构不协调，是我国货币政策传导渠道不畅的根本原因。深化金融体制改革，建立以货币渠道为主的传导机制才是提高货[30]币政策传导效率的正确途径。蒋瑛琨，刘艳武（2005）运用协整检验、向量自回归、脉冲响应函数等方法对我国由直接调控向间接调控转轨的1992年一季度至2004年二季度期间的货币政策传导机制进行实证分析。结果表明，20世纪90年代后，从对物价和产出最终目标影响的显著性看，贷款影响最显著，其次M，M影响最不显著，21表明90年代后信贷渠道在我国货币政策传导机制中占重要地位。从对物价和产出最终目标影响的稳定性看，M比较持久稳定，其次是1M，最后是贷款。基于对最终目标影响的稳定性，货币政策中介目2[31]标选择M优于M，M优于贷款。盛朝晖（2006）比较分析1994—1222004年我国货币政策主要传导渠道效应，发现由于利率尚未完全市场化，经济主体对利率变化的敏感度不如对信贷数量的变化，利率渠道的作用小于信贷渠道，同时指出资本市场传导渠道效应开始显现，[32]汇率传导渠道具有一定的被动性。此外也有部分学者认为，我国货币政策传导渠道应主要由货币、信贷两大渠道共同构成，如王雪标、王志强（2001）使用误差修正模型对我国1984—1995年的货币政策传导途径进行实证研究，认为货币政策是通过货币和信用两个渠道同[33]时影响经济的但无法区分哪一个更重要。

针对以上结论，一些学者提出不同意见，他们一致认为尽管利率渠道在我国仍受到诸多因素制约，传导效率在某种程度上受阻，但货币政策主要通过利率渠道对实体经济产生作用，其作用越来越明显。高铁梅（2002）采用VAR和脉冲响应函数对1991—2000年的实际的M、LOAN和GDP的季度数据进行实证研究，认为货币渠道比信贷渠1[34]道对GDP的作用更大。孙明华（2004）运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验、向量自回归模型等技术，对我国从1994年一季度至2003年一季度间的数据进行实证，指出M、LOAN和GDP1以及M、LOAN和GDP间存在稳定关系，我国货币政策是通过货币渠2[35]道而非信贷渠道对实体经济产生影响。方先明、孙漩（2005）实证研究结果表明：我国货币政策的利率传导渠道是低效的，货币政策整体上却有效。这从侧面证明：相比于其他几个货币传导渠道，利率传导渠道受阻较严重，同时还存在时滞效应，并指出解决该问题的主[36]要方法是实现利率的市场化。刘军（2006）以1978—2004的年度数据为基础，对改革开放以来货币政策传导机制有效性进行深入研究，认为利率渠道和信贷渠道都发挥了作用，M增长率、贷款余额2增长率对经济增长率存在长期影响。相对讲，利率渠道在货币政策传[37]导中占更重要地位，对国民经济的影响更大。李琼、王志伟（2007）采用1993—2006年季度数据实证表明信贷渠道只是货币政策传导的辅助渠道，而利率渠道随着利率市场化进程的深入，将成为货[38]币政策传导的根本途径。楚尔鸣（2007）用VEC模型对我国2000—2005年月度数据实证研究，表明货币供给量M的增减很难引起实2际利率变动，而实际利率的变动也不是引起固定资产投资和消费变动[39]的主要原因，说明货币政策利率传导渠道存在“梗阻”。吴伟军（2008）对1992年一季度至2006年四季度期间的货币政策传导机制实证研究结果表明货币渠道和信贷渠道在我国货币政策实施中共同起作用；货币渠道对经济增长的实现要强于信贷渠道，但信贷渠道更有利于物价稳定；其通过对1998年前后的样本进行格兰杰因果分析发现，货币渠道在货币政策传导过程中发挥的作用越来越明显，而信贷[40]渠道的作用则相对下降。（二）资产价格传导渠道

随金融体制改革深化，股市发展迅速，资产价格渠道作用渐显端倪。在资产价格传导渠道研究上，大部分研究多关注于股市，对房市的研究甚少。尽管我国金融市场尚不完善，使资产价格渠道成为货币政策传导的重要渠道尚不现实，但随着该方面研究的深入，大量学者对我国股市与货币需求间的关系不断探讨，得出了一些宝贵结论。

部分学者认为我国股市与货币需求变化间存在密切关系且已对货币需求产生了一定影响，诸如王志强和段谕（2000）对1991—1998年间季度数据分析后发现，股指对货币需求的解释能力有增强趋势[41]。石建民（2001）以1993—2000年季度数据为样本研究发现，随股市规模扩大，股票交易量的增长对货币需求函数产生了实质性的影[42]响。陈晓莉（2003）通过对货币供应量与股价间的长期关系和短期关系进行分析，认为以沪指反映的股价与M 1间不仅存在长期均衡[43]关系而且短期内的因果关系也非常明显。

不过，大部分学者通过对资产价格传导机制在我国的有效性进行实证分析表明，由于股市起步较晚且受多种因素制约，使该机制在我国仍然弱效。李振明（2001）分析了1999年5·19井喷行情，发现即[44]使股市的本轮井喷上涨也没能使居民消费支出明显增加。高莉、樊卫东（2001）以1992—2000年年度数据为样本，研究结果发现我国[45]股市财富效应并不显著，且各时期还具有较大的不稳定性。魏永芬、[46]王志强（2002）通过对1992年1月~2001年9月的消费、投资和股指[47]的月度数据进行研究，胡援成、程建伟（2003）通过对1996—2001年M、M、名义利率、实际利率和两市流通总市值的季度数据01研究均得出相同的结论：我国的股市不具备财富效应。同样，楚尔明（2005）认为我国货币政策只有通过货币供应量作用于证券市场的效应明显，而传导过程中的“q效应”“财富效应”等并未充分发挥作[48][49]用。余元全（2004）、李娟娟（2005）通过不同的方法均得出由于股市传导渠道不通畅缘故导致货币政策传导效率不高的结论。

近年来，尽管股市对货币传导的作用日益增强，但仍存在一些制度上的问题，使其作用仍不同程度地受到制约。陈平（2008）指出信贷渠道在货币政策传导中仍居首要地位，货币市场具有不稳定性，股市对经济发展作用凸显，股市传导货币政策的功能逐步加强，中央[50]银行制定货币政策时必须考虑股市。杨盛昌（2007）认为股市虽历经股权分置改革，但仍存在一些诸如上市制度、信息披露制度不健全等缺陷，一定程度上导致货币政策传导不通畅，股市对货币政策的传导效率低下。王婧（2008）认为股市与货币政策间存在互动关系，但其实际效果与股市的制度基础、市场规模及资本市场与货币市场的一体化程度等因素密切相关，目前我国股市在货币政策传导中的[51]作用不充分，有待进一步改进。（三）汇率传导渠道

在货币政策有效性与汇率制度选择的相关性方面同样取得了一些值得关注的结论。迄今为止，国内外相当部分学者均承认浮动汇率制度下货币政策具有独立性。但邓乐平、冯用富等（2002）用货币替代效应解释了开放经济中，浮动汇率制度下一国货币政策必将缺乏独立性，且在我国金融渐进开放背景下，我国外币实际余额的初始存量[52]与外币需求弹性的增大，将使我国货币政策独立性大大地减弱。邱崇明（2005）在支持该观点基础上提出了遏制货币替代的两个方面：利率市场化改革，协调内外利率；M口径中应该将外币纳入。2中国人民银行西安分行课题组（2007）在回顾新中国成立50多年来人民币汇率形成机制演变历程后，采用比较静态方法，全面分析了科学的汇率形成机制对疏通货币政策传导机制的影响

通过以上认识，可看出由于实证研究方法、数据变量选择及样本区间选取的不同，使得我国货币政策传导渠道的研究得出的结论成百家之言。但可肯定的是，在对我国货币政策货币传导渠道与信贷传导渠道的对比分析中，大部分研究结论都承认银行信贷渠道在我国货币政策传导机制中起着至关重要的作用。基于此，有必要对银行信贷渠道的相关理论进行总结。（四）银行信贷传导渠道

银行在货币政策的传导过程中扮演了重要角色，衡量银行信贷渠道是否有效的关键是看货币政策是否会对银行的贷款供给产生影响。

最早对银行信贷渠道进行研究的是S. King（1986），他得出了货币总量比银行贷款能更好地预示未来产出。Romer和Romer（1990）以及Ramey（1993）也得出了同样的结论。Romer和Romer对此的解释是：由于政策引起的银行储备萎缩将导致银行的负债（存款）和资产（贷款）同时萎缩，而银行部门资产负债表上两边都萎缩了，因此难以把产出的下降归咎于货币渠道或是信贷渠道，或者两者同时负有责任。所以银行信贷渠道在货币政策传导过程中并不真正发挥作用。

针对上述问题，西方经济学家也提出了不同的观点。Bernanke和Blinder（1992）利用VAR的方法，检验了美国联邦基准利率提高后对银行信贷、证券和存款的脉冲响应函数，发现货币政策出现紧缩之后，银行信贷总量也会显著减少，这是银行信贷渠道存在的重要信号。他们得到了如下结论：在信息不对称的环境下，银行贷款与其他金融资产不可完全代替，特定借款人的融资需求只能通过银行贷款满足，因此，商业银行资产业务和负债业务同样具有独特的政策传导功能，且货币当局可以通过货币政策的运作降低银行准备金规模，客观上限制商业银行的贷款供给，使依靠银行贷款的企业和个人的贷款成本增加，资金需求得不到满足，从而使其支出水平下降，进而带来总需求的减少。因此，银行信贷渠道发挥了作用。除此以外，Kashyap，Stein和Wilcox（1993）通过数量模型证明了银行信贷渠道的存在，发现货币政策紧缩造成商业银行信贷下降的同时，商业票据却大大增加，这印证了银行信贷渠道理论的观点，即此时是信贷供给而非信贷需求的减少。他们认为银行信贷渠道的存在必须满足三个条件：一是银行贷款与证券之间的不可替代性；二是经济中存在一些依赖银行贷款的企业；三是价格黏性，即价格不随货币供应迅速充分地调整。在满足以上三个条件的情况下，银行信贷渠道可以发挥在货币政策传导过程中的作用。

Kashyap和Stein（2000）最早利用银行微观数据来研究货币传导机制，他们发现银行的资产负债表流动性越低，货币政策影响银行信贷的行为就越强。Kakes和Sturm（2002）、De Haan（2003）以及Hlusewig等（2006）对德国与荷兰的实证研究表明，中央银行能够显著地影响商业银行信贷行为，且由此产生的信贷冲击引起了实际产出的波动。

国内学者关于银行信贷传导渠道的研究，近年来主要结合我国金融市场机制的不完善和存在的缺陷，基于银行信贷传导渠道中的“银行”角度进行。刘斌（2005）利用我国商业银行的实际数据，从机构和总量数据两方面研究了资本充足率对我国贷款、主要经济指标及货币政策传导的影响。徐明东等人（2008）利用1998—2007年期间中国14家商业银行数据，对Kopecky-Van-Hoose（2004a）理论模型进行简化的基础上分析了资本充足率约束对银行信贷资产配置影响的微观机制，他们得出资本充足率约束引起的银行“惜贷”和“主动信贷”行为是解释2004—2007期间我国银行信贷波动的重要原因的结论。许小仓（2009）通过观察14家中国商业银行1995—2007年间的面板数据，通过银行三个特点的横截面数据分析，研究了具有不同特点的银行对货币政策冲击的反应，发现拥有更多的流动性和充足的资本的银行对货币政策的冲击的反应更小，受其影响更小。三、货币政策传导的区域效应（一）国外研究动态

国外学者从理论和实证的角度证实了不管是发达国家还是不发达国家都存在货币政策区域效应问题。Scott（1955）通过比较了美国不同行政地区和不同组别银行的自由储备的时间变动，表明公开市场操作在从中心市场向周边的其他地区传导的过程中存在明显的时滞现象，Scott的文章是最早证明货币政策传导存在区域效应差异的文献。

根据传统货币理论，货币政策实施后在全国应该会产生一致的效应，这种观点忽略了单一货币区内经济金融的不平衡性，直到R. A. Mundell（1961）开创最优货币区理论，经济学家们才逐渐打破惯性思维，开始关注货币政策的区域差异性。20世纪70年代以来，美国经济学界开始涌现对货币政策区域效应的实证分析。Toal（1977）的研究发现，美国存在货币政策区域效应。美国的东南部、五大湖区、中部地区对货币政策反应较为显著，而其他地区则反应相对不明显。Fishkind（1977）检验了美国货币政策对印第安纳州经济的非对称性作用。Carlino和Defina（1998）通过结构性向量自回归模型（Structural Vector Auto Regression Model），认为货币政策冲击对不同地区的影响存在差异，而这些差异主要归因于产业结构的不同。

在欧洲中央银行成立前后，统一货币政策是否会在成员国间产生[53]不同的影响引起了学者们的极大关注。Carlo Altavilla（2000），[54][55]Volker Clausen（2002），Bernd Hayo（2002）对欧洲货币联盟（EMU）统一货币政策进行研究，认为EMU国家存在结构性和周期性差异，通过运用SVAR模型进行研究发现货币政策在成员国内存在非对称性冲击。

欧元诞生以后，货币政策区域性非对称效应的研究，在欧洲掀起了一股热潮。Peersman和Smets（2002）通过对欧洲7个区域的研究，总结出货币政策无论在经济萧条或者繁荣阶段，都存在显著的区域效[56]应。Huchet（2003）分析了EMU中两类货币政策冲击的非对称反应：预期到的和未预期到的货币政策冲击、扩张的与紧缩的货币政策冲击对各国产出水平的非对称性影响，结果发现，只有未预期到的单一货币政策冲击才会对欧洲各国的经济产生影响，而扩张与紧缩货币政策的冲击则存在地理上的非对称性。

对产生货币政策区域效应的传导问题，学者们也进行了更加细致深入的研究，并大致归纳出三方面的原因：各地区在产业结构、企业结构和金融结构方面的差异都影响了它们对货币政策的敏感度，从而造成了货币政策的区域效应。在Bernanke和Blinde（1988）研究的基础上，Borio（1996）、Kashyap和Stein（1997）等人对EMU各国金融中介的差异、企业与居民户的负债水平与结构等因素导致欧元区各国单一货币政策的信贷传导渠道的国别差异进行了分析。

在利率的敏感性方面，Carlino和Defina（1996，1999）运用结构向量自回归模型对美国48个州1958—1992年的季度数据进行了分析，发现不同产业对利率的敏感性存在较大差异，而且利率渠道是货币政策区域效应出现的主要原因。Gerlach与Smeets（1995）、Barran（1996）、Britton与Whitley（1997）承担的英格兰银行的一项研究，Ramaswany与Sloek（1997）承担的IMF的研究也得出了相似的结论。他们的研究发现，如果信贷成本是货币政策传导中的一个重要因素，则贷款利率的趋同与否对货币政策的非对称效力将产生根本性的影响。Luigi（2002）指出不同国家固定资产投资对产出的比例不同，比例越高的国家对利率的敏感程度就越高，如德国。同时，利率会影响汇率，而不同国家贸易模式的差异导致不同国家对欧元汇率的敏感程度差异，货币政策对他们的影响效果大于其他国家，如法国和德国。

在借款人净值理论方面，Jappelli（1989）研究了不同国家的储蓄模式，表明意大利和比利时的家庭负债比例较其他国家低，从这一角度看，在意大利和比利时，货币政策通过借款人净值渠道发挥的作用会较小。Kumar（1999）研究发现，典型的英国企业的规模大于欧洲大陆国家的企业规模，其中，意大利、荷兰和西班牙的企业规模较小。而企业越小，融资能力就越弱，货币政策通过借款人净值渠道发挥的作用也越大。Owyang和Wall（2004）指出，大企业可以选择多种渠道进行融资，而小企业往往将银行信贷资金作为唯一的融资渠道，因此货币政策对小企业集中的地区影响更大。

在信贷传导渠道的实证研究方面，Anil Kashyap和Jeremy Stein（1993，1994）发现，金融结构的不同带来融资能力上的区别，大银行相比小银行具有更好的风险抵抗能力，可以付出相对低廉的成本来寻找融资对象，因此大银行多的地区比小银行多的地区能够更好地应对货币政策的冲击。Cecchetti（1999）指出，一般来说大企业往往有几家银行的信贷支持，而小企业则更多依靠一家银行，因此，中小企业占比较大的意大利、荷兰和西班牙等国家货币政策通过信贷渠道发挥的效力更强。

金融市场的作用机制也对货币政策的区域效应有重要影响。各国货币政策传导机制上的差异会引起单一货币政策效果的国别差异。Peersman（1997）、Montieelli和Tristani（1999）及Ehrmann和[57]Wehinger（2000）等人对此进行了深入的研究。其中，Ehrmann和Wehinger运用结构向量自回归的方法分析，发现了EMU各国货币政策传导机制的显著差异。Clausen（2002）进一步分析了EMU货币政策传导机制的非对称性。他运用反映欧盟各国金融、产品及劳动力市场变化的主要宏观经济指标，对各国货币政策传导渠道的差异所引起[58]的单一货币政策传导效力的非对称性进行了估计。Gambacorta（2002）的研究发现，金融结构的差异会导致货币政策效力地理上的差异性。如果构成货币联盟的各国货币政策传导渠道是非对称的，则能够对各国金融失常信息做出积极反应的货币政策会产生很大的政策效力。Aarle、Garretsen和Gobbin（2003）则从更全面的角度对这一问题进行了分析。他们的分析模型包括了对EMU货币政策传导机制的分析以及总供给、总需求冲击与宏观经济政策变动对实际产出、物价、利率及财政平衡的影响。分析结果表明，货币政策变动所引起的EMU各国经济的调整存在着显著的差异，各国宏观经济政策工具之间的相互依赖性也存在着显著的国别差异。这说明共同货币政策工具对EMU各国产出水平、物价及财政平衡的影响是非对称的。

受这些研究的影响和启发，国外有学者开始研究比较货币政策在欧盟成员国以外的国家所产生的差异化影响，Bernanke B、Gertler [59][60]M（1995）、Cecchetti S（1999）以英国、德国和意大利为例，研究了企业结构和银行结构对货币政策的影响，认为以小企业和小银行为主体的国家对货币政策的反应比较大，相比德国和英国而言，意大利货币政策产生反应的时间要慢，强度也小。Hallett and [61]Piscitelli（1999）以德国、法国和意大利为例对这一问题进行研究，得出了大致相同的结论。也有学者开始研究货币政策在一个国家内部[62]不同区域的差异化影响。George Georgopoulos（2001）考察了加拿大统一货币政策的区域影响差异，Michae T. Owyang，Howard J. [63]Wall（2004）运用区域VAR模型进行研究，发现货币政策冲击在美国各区域间存在很大的差别。（二）国内研究现状

国内学者对于货币政策区域性效应的关注较晚，一直到改革开放后，戴根有（1994）第一个提出货币政策在不同地区应该区别对待的问题。随着我国地区间经济金融发展差距的拉大，逐渐有越来越多的学者开始关注这个话题，但很多都是从理论研究的角度来探讨货币政策的区域效应。张志军（1999）认为宏观金融政策不应是简单的、统一的，而应根据各时期、尤其是各地区的经济金融实情实行区域化、多样化。戴根有（2001）认为货币政策传导机制降低了货币政策有效性，应该有针对性地对局部地区实施特殊化的金融政策。耿同劲（2003）从影响我国货币政策有效性的机制角度和区域因素，覃道爱（2004）从区域经济和金融结构的角度，进行了较深入的分析，提出了有价值的货币政策区域差别化主张。徐联初（2003）指出，中央银行分支行在总行的统一信贷政策下，有必要作一些尝试制定符合区域经济发展实质的区域信贷政策。

而对于货币政策区域效应的实证检验直到2000年才开始陆续出现。王振山，王志强（2000）从实证的角度出发采用协整检验和Granger因果检验方法，分别对我国1981—1998的年度数据和1993—1998年的季度数据进行了实证分析，对我国货币传导途径进行研究，实证结论是无论是在80年代还是90年代，信用渠道都是我国货币政策的主要传导途径，而货币渠道的传导作用不明显。

王剑、刘玄（2005）首先应用时间序列计量模型深入考察了货币政策的行业效应，结果显示货币政策冲击对行业经济的影响程度存在较大差异，总量货币政策难以取得预想的效果。接着根据1997年1月至2004年8月的样本数据对货币政策传导的地区差异问题作实证研究，结论表明东部地区在货币政策传导速度和深度上都大大优于中西部地区。范祚军、洪菲（2005）运用VAR模型及脉冲响应函数对广西的数据进行实证研究，得出货币政策执行效果在区域间存在明显差异的结论。宋旺（2005）以最优货币区理论为基础研究了货币政策区域效应，并将全国分为中、东、西三个地区进行了实证研究，结论显示货币政策的冲击对东部地区的影响最大、中部次之、西部最小。丁文丽（2005）的博士论文也以此为题，运用理论推理并结合实证检验，运用VAR模型，描述了我国统一货币政策效力和区域金融二元结构的矛盾。并提出了货币政策差别化的主张。丁文丽在2006年基于菲利普斯—罗利坦的动态分布滞后模型，运用协整关系检验和因果关系检验表明我国各区域之间的货币供给量和信贷供给量对经济增长的推动作用由西向东依次递减。四、已有的文献对我们研究的启发（一）有效性和最终目标效应研究方面

随着对货币政策效应研究的不断深入，各主要理论学派是一个逐步继承发展并且不断融合的过程。对货币政策产出效应的一般共识认为货币政策在长期内影响价格和名义产出，而对真实产出没有影响，但是在短期内对实体经济具有持续的影响。在普遍共识基础之上，近期国外在这一领域的研究主要集中于两大领域：第一，运用现代的经济学分析方法和基本理论模型继续对货币政策效应研究，进一步就货币中性这一基本经济理念分析和解释；第二，将目光转向了货币政策传导的机制和微观基础的研究，并期望提出关于货币政策有效性的观点。20世纪80年代，中国货币政策理论研究较少，且比较重视货币需求和货币供给；90年代，经济迅速发展，我国宏观调控政策经历了重大改革，出现了许多对货币政策最终目标、中介目标选择和政策工具的研究。就目前而言，我国货币政策理论研究存在这样一个事实，即关于货币政策最终目标效应的基础性研究很少，已有的也远没有达成共识。在此情况下，研究金融结构与货币政策传导机制的问题就缺乏基础支撑，其研究意义也将受到限制。

另外，由于西方国家市场经济发展比较完善，其经济体制，国际背景和国内经济发展比较成熟，各经济变量之间存在着比较稳定的理论关系，但是中国的经济结构由于经济改革、各种各样的外界冲击和政策变化等因素的影响不断发生变化。所以那些经典分析框架和模型在中国的适用性将是我们研究的重要内容之一。

在我国理论界，对货币政策最终目标效应这一基本问题的研究不够系统和深入，而且对AD-AS（总供给—总需求）等经典的基础宏观经济分析框架在中国的适用性分析，且将这一框架与现代计量经济模型结合的政策最终目标效应研究更不多见，这些都给本研究留下了研究空间。（二）货币政策传导渠道研究方面

在此方面的文献，可看出由于实证研究方法、数据变量选择及样本区间选取的不同，使得我国货币政策传导渠道的研究得出的结论成百家之言。但可肯定的是，在对我国货币政策货币传导渠道与信贷传导渠道的对比分析中，大部分研究结论都承认银行信贷渠道在我国货币政策传导机制中起着至关重要的作用。

目前，随着我国经济环境的不断改善，货币政策传导渠道逐渐趋于多元化，利率传导渠道、资产价格传导渠道、汇率传导渠道等作用逐渐显现，不少学者对单一传导渠道的效力进行了深入研究，结论也是各有差异。

通常认为货币政策传导渠道研究应该是一个完整的过程，包括内部传导与外部传导。现有文献中在对货币政策传导渠道进行研究时并未对传导渠道的范围予以界定。通过文献阅读发现，已有的对外部传导渠道的研究不是很深入，在实证研究中，对于单一渠道的分析多数仅仅是定位于中介目标到最终目标这两个变量，忽视传导过程中的具体环节，使得结果存在一定的片面性，同时也难以清晰地认识各渠道在传导过程中所发挥的具体作用。

此外，在对我国货币政策传导渠道进行分析时忽略了一个最重要的问题，即对各传导渠道的媒介市场（如利率市场、汇率市场、债券市场等）的分析。我们认为，对货币政策传导渠道媒介市场的分析是很必要的，因为媒介市场是货币政策经过各传导渠道时发挥作用的基础，如果缺乏对货币政策传导渠道中媒介市场的充分认识，则会使得研究的深入分析不够，另外也会涉及指标选取不明确等问题。只有把握了各媒介市场的实际状况，采用定性分析与定量分析相结合的方法去研究货币政策传导渠道，才更能找出货币政策传导渠道受阻的原因。（三）金融中介微观结构与货币政策传导方面

在货币政策的有关文献中，专门对微观结构特征的研究文献相对较少，而多数是渗透在传导渠道研究的文献中。从货币政策传导的渠道研究文献中，我们大致可以了解目前国内外在这方面的研究现状。所以，我们从信贷渠道的文献中可以得到一些关于商业银行的结构特征与货币政策的关系方面的启发。

关于我国大部分的学者都得出了信贷渠道在我国货币政策传导过程中有效的结论。但是关于货币政策的银行信贷渠道，即主要从银行贷款供给的角度来考察货币政策传导的文献非常缺少；货币政策是如何通过银行等金融机构来影响信贷供给这一过程在文献中也几乎没有提及和推导。究其原因，一是由于货币政策的传导与商业银行之间关系的理论较少，二是对于我国微观主体的研究尚处于探索阶段，这使得从银行供给的角度考察货币政策的传导在理论支撑上和实际可行上都存在一定的困难。

在我们的分析中，将对以上问题进行详细的阐述和论证。银行贷款的供给者，即银行在金融体系中具有特殊的作用，它在解决信贷市场的信息困难和其他摩擦方面存在着不可替代的优势。因此，研究货币政策传导与商业银行的中介作用显得非常必要。关于金融机构如何在信贷传导渠道中发挥着重要的中介作用值得我们探讨，这也是银行信贷渠道在我国存在的首要条件。（四）区域效应方面

从已有的研究成果可以看到，就货币政策传导机制而言，国内学者多数都认为信贷配给机制是我国货币政策传导的主要途径；就货币政策效果的地区差异而言，对该问题开展研究的学者都认为这种差异是存在的。就微观主体来说，货币政策涉及的微观主体众多（中央银行、居民、企业等），限于篇幅的局限，从微观基础的角度来研究货币政策区域效应的学者都没有全面地讨论各微观主体行为对货币政策的影响，仅限于居民储蓄或者企业，同时很容易将重点放在描述微观主体的特征上，没有突出微观主体行为对货币政策效应的反映差异。

从目前的研究现状来看，针对全国范围的实证检验，大多是从某一个渠道的角度出发进行的研究，一般是利率渠道或者是信贷渠道，以信贷渠道居多。另外，大部分实证都只是证明了货币政策区域效应的存在性，并没有利用实证结果进一步深入探讨货币政策区域效应的不同表现特征和传导机理，由此得出的结论和建议难以超出前人理论研究讨论的范围。

在货币政策传导的区域效应研究中，一般都是把我国划分为东中西三大经济区，研究货币政策在这三大区域之间的政策效应的差异性，因为区域之间的各个省市的经济金融发展也存在不平衡性，分成三大区不能很好地反应货币政策传导到各省的具体区域效应的表现。我们认为从三大区域分析货币政策传导存在以下不足，由于各个省市经济发展的不平衡，使得货币政策在传导中相对各个省市存在着差异，但三大区域掩盖了区域内部各省市的这种差异性。因此，我们从省市自治区出发，选用现代计量经济学方法中的面板数据模型进行研究，这样的选择更符合我国的实际。

我国货币政策区域效应的研究还不够成熟，研究的广度和深度都还不够，因此十分有必要作进一步的尝试。我们在前人的研究基础上，基于最优货币区理论和我国区域金融差异，从货币政策传导机制出发来研究货币政策的区域效应，通过最优货币区的检验和对我国区域金融的分析，对我国货币政策传导的区域作出初步判断，然后从货币政策传导机制研究我国货币政策的传导渠道，得到产生区域效应的最显著的渠道，进一步使用面板模型来对全国30个省、市、自治区的区域效应进行实证分析，提出具体可行的建议与对策。

通过分析，本书力求在已有文献的基础上进行更深入地研究，以期一方面为后续研究提供参考和实证基础，另一方面为货币当局宏观调控决策提供实证支持。注释[7]FRIEDMAN MILTON，A J SCHWARTZ．A Monetary History of the Unite States，1867—1960 ［M］．Princeton：Princeton University Press，1963．[8]JAMES TOBIN．Money and Income Post Hoc Ergo Propter Hoc J．Quarterly Journal of Economics，1970，84（5）：301-317．[9]CD ROMER H DAVID．Does Monetary Policy Matter A New Test in the Spirit of Friedman and Schwartz ［C］．NBER Macroeconomics Annual，1989．[10]BEN S BERNANKE ALAN S BLINDER．The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission ［J］．The American Economic Review，1992，82（4）：901-921．[11]JAMES PEERY COVER．Asymmetric Effects of Positive and Negative Money-Supply Shocks ［J］．The Quarterly Journal of Economics，1992，11，107（4）：1261-1282．[12]RENé GARCIA HUNTLEY SCHALLER．Are the Effects of Monetary Policy Asymmetric CIRANO Working Papers，1995（6）．[13]HAMILTON J D．A New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle，1989．[14]HARALD UHLIG．What are the Effects of Inontary Policy on Output Result form an agnostic indertification procedure．Journal of Monetary Economics，2005（52）：381-419．[15]CHRISTOPHER A SIMS．Macroeconomics and Reality．Econometrica 1980 1（48）：1-48．[16]BERNANKE，BEN S．Alternative Explanations of the Money-Income Correlation．Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy，1986（25）：49-100．[17]卡尔瓦什．货币理论与政策M．北京：中国人民大学出版社，2001：17．[18]黄先开，邓述慧．货币政策中性与非对称性的实证研究［J］．管理科学学报，2002（2）．[19]陈飞，赵昕东，高铁梅．我国货币政策工具变量效应的实证分析［J］．数量经济技术经济研究，2002（7）．[20]周锦林．关于我国货币“中性”问题的实证研究［J］．经济科学，2002（1）．[21]王欣．我国货币政策有效性的实证分析［J］．财经科学，2003（6）．[22]蒋瑛琨，刘艳武，赵振全．货币渠道与信贷渠道传导机制有效性的实证分析--兼论货币政策中介目标的选择［J］．金融研究，2005（5）．[23]徐淑一，欧大军．我国货币政策传导机制的实证研究［J］．南方金融，2005（12）．[24]冯涛，乔笙，苑为．双重调控下的货币政策绩效研究［J］．金融研究，2006（2）．[25]高坚，杨念．中国的总供给总需求模型：财政和货币政策分析框架［J］．数量经济技术经济研究，2007（5）．[26]杨子晖．财政政策与货币政策对私人投资的影响研究--基于有向无环图的应用分析［J］．经济研究，2008（5）．[27]王振山，王志强．我国货币政策传导途径的实证研究［J］．财经问题研究，2000（12）：60-63．[28]邢公奇．我国货币政策经济变量传导的数量效果检验与特征分析［J］．陕西经贸学院学报，2002（2）：47-50．[29]冉茂盛，莫高琪，廖应高．中国银行信贷对货币政策的脉冲响应分析［J］．重庆大学学报：自然科学版，2004（2）．[30]屠孝敏．经济结构、金融结构与我国货币政策传导机制研究［J］．金融与经济，2005（2）．[31]蒋瑛琨，刘艳武，赵振全．货币渠道与信贷渠道传导机制有效性的实证分析——兼论货币政策中介目标的选择［J］．金融研究，2005（5）．[32]盛朝晖．中国货币政策传导渠道效应分析：1994—2004 ［J］．金融研究，2006（7）．[33]王雪标，王志强．财政政策、金融政策与协整分析［M］．大连：东北财经大学出版社，2001：27-31．[34]高铁梅，陈飞，赵昕东．我国货币政策工具变量效应的实证分析［J］．金融研究，2002（10）．[35]孙明华．我国货币政策传导机制的实证分析［J］．财经研究，2004（3）．[36]方先明，孙漩，熊鹏，张谊浩．中国货币政策利率传导机制有效性的实证研究［J］．当代经济科学，2005（4）．[37]刘军．货币政策传导机制：有效性的实证研究［J］．统计与信息论坛，2006，21（5）．[38]李琼，王志伟．中国货币政策传导机制：实证检验的再考查［J］．南方金融，2007（4）．[39]楚尔鸣．我国货币政策利率传导有效性的实证研究［J］．湖南师范大学社会科学学报，2007（3）．[40]吴伟军．转轨时期中国货币政策传导机制有效性的实证研究［J］．江西社会科学，2008（2）．[41]王志强，段谕．股票价格与货币需求关系的实证分析［J］．东北财经大学学报，2000（3）：49-52．[42]石建民．股票市场、货币需求与总量经济：一般均衡分析［J］．经济研究，2001（5）．[43]陈晓莉．我国股票价格与货币政策关系的实证分析［J］．经济理论与经济管理，2003（12）．[44]李振明．中国股市财富效应的实证分析［J］．经济科学，2001（3）．[45]高莉，樊卫东．中国股票市场与货币政策新挑战［J］．金融研究，2001（12）．[46]魏永芬，王志强．我国货币政策资产价格传导渠道的实证研究［J］．财经问题研究，2002（5）．[47]胡援成，程建伟．中国资本市场货币政策传导机制的实证研究［J］．数量经济技术经济研究，2003（5）．[48]余元全．股票市场影响我国货币政策传导机制的实证分析［J］．数量经济技术经济研究，2004（3）．[49]李娟娟，杨毅．我国股票市场对货币政策传导效率研究［J］．金融理论与实践，2005（2）．[50]陈平．股票市场对货币政策传导机制影响的实证研究——基于脉冲响应函数和方差分解的技术分析［J］．南方金融，2008（6）．[51]王婧．论资本市场对货币政策的影响［J］．经济研究导刊，2008（14）．[52]邓乐平，冯用富，晋重文．浮动汇率制度下货币政策的独立性［J］．金融研究，2002（3）．[53]CARLO ALTAVILLA．Measuring Monetary Policy Asymmetries across EMU Countries．Federal Reserve Bank of ST·LOUIS，Working Paper，2000（5）．[54]VOLKER CLAUSEN，BERND HAYO．Asymmetric Monetary Policy Effects in EMU，ZMI．Working Paper，2002（3）．[55]HAYO B，B UHLENBROCK．Common Money，Uncommon Regions，Kluwer Academic Publishers．Forthcoming，1999．[56]MARILYNE HUEHET．Does Single Monetary Policy Have Asmmetric Real Effects in EMU．Journal of Policy Modeling，2003（25）：151-178．[57]M EHRMANN．Comparing Monetary Policy Transmission across European Countries．Welt wirt schaftl icges Archiv，2000（1）：58-83．[58]LEONARDO GAMBACORTA．Asymmetric Bank Lengding Channeils and ECB Monetary Policy．Economic Modeling，2002（20）：25-46．[59]BERNANKE B，GERTLER M．Inside the Black Box：the Credit Channel of Monetary Policy Trans-mission．NBER Working Paper．1995．[60]CECCHETTI S．Legal Structure，Financial Structure，and the Monetary Policy Transmission Mechanism．FRBNY Economic Policy Review．1999（5）．[61]HALLETT A，PISCITELLI L．EMU in reality：the effect of a common monetary policy on the economies with different Transmission Mechanisms，CEPR Discussion Paper．1999．[62]GEORGE GEORGOPOULOS．Measuring Regional Effects of Monetary Policy in Canada．International Advances in Economic Research，2001（7）．[63]MICHAE T OWYANG，HOWARD J WALL．Structural Breaks and Regional Disparities in the Transmission of Monetary Policy．Federal Reserve Bank of ST．LOUIS Working Paper，2004（6）．

第三章 货币政策传导最终目标效应分析

第一节 宏观经济理论分析框架构建与动态分析

虽然经典的AD-AS模型建立在一定的假设基础上，是对现实经济规律的高度抽象和概括，但多数经济学家仍然偏爱AD-AS的总量分析[1]方法的实用性，如索洛（1997）、布兰查德（1997）均认为AD-AS仍然是目前分析宏观经济短期波动与政策效应的公认的核心之一，而且当前西方许多研究部门也仍然在使用和依据AD-AS方法建立复杂的结构模型。无论理论分析还是实证检验，经典的西方宏观经济理论对于我国货币政策效应的研究具有很重要借鉴意义。但是目前国内研究多为传导机制研究，且侧重于货币政策通过某一渠道影响宏观经济的分析，而很少从整个宏观经济框架的角度分析货币政策效应。

另外，西方国家市场经济发展的比较完善，其国内经济，国际背景和经济体制发展比较成熟，其各经济变量之间存在着比较稳定的数量关系。但是中国的经济结构由于经济改革、各种各样的外界冲击和政策变化等因素的影响发生了且正发生巨大的变化，不加分析地用西方经济模型和框架来认识中国问题，是难以准确地衡量处于经济体制改革中的中国宏观货币政策的效应。

故本部分将分析和讨论符合中国实际的现代宏观经济分析框架，并在此框架之上利用动态分析方法分析我国货币政策的最终目标效应。一、西方宏观经济框架与中国经济特点分析

长期以来，凯恩斯的AD-AS模型在西方经济学界已被广泛用于学术和政策研究。与此同时，随着经济学理论研究的发展和西方国家宏观经济体制和环境的变化，出现了传统的AD-AS模型的各种不同的变形和改进，其中一个重要改进就是将传统静态模型动态化。目前，AD-AS的现代分析框架主要分为新古典学派和新凯恩斯学派，它们差别主要体现在关于对市场经济的不同理解。新古典学派认为市场经济是完全竞争型的，且其更注重微观基础的研究，而新凯恩斯主义的研究也已经为凯恩斯理论中的个别行为方程提供了一定的微观基础，但我们必须认识到凯恩斯的其他理论仍然缺乏微观基础。

我国改革开放提出在社会主义国家建立市场经济体系，三十年来我国市场经济体制不断完善，取得了举世瞩目的经济成绩，但与西方市场经济相比，中国市场经济仍远不够完善，不完全竞争、垄断及信息传递的非完全性依然存在。中国处于加速工业化和城市化进程中，城市里有大量从农村转移来的剩余劳动力。劳动力市场上存在着大量的剩余劳动力、城乡二元经济也都是中国经济的特点。同时，正如许多学者所指出的，中国经济高增长是由投资高增长所推动的。高投资意味着生产能力的扩大，相对于大量的产品国内消费仍显不足，经济对外贸依赖程度过高。中国经济状况表明，中国目前的市场经济更有如凯恩斯理论体系下供给过剩的非均衡市场经济的特点。正因为如此，新凯恩斯学派以需求分析为核心的宏观经济理论框架更适合于中国。

另一方面，新古典主义重新综合宏观经济学的理论努力是富有成效的，也逐步发展了不确定条件下一般均衡分析的动态方法，然而在纯学术范围外的扩散相当有限。实践中，许多政府机构和研究机构所采用的政策分析和预测的宏观计量模型大多具有凯恩斯特点，如MPS模型和DRI模型。

综上，从中国实际和国际实践经验来看，我们更倾向于采用具有中国特色的新凯恩斯学派宏观经济框架分析货币政策效应，但并不表示将古典分析框架全盘抛弃。二、AD-AS模型在中国的应用（一） AD-AS基本框架

依据传统凯恩斯的AS-AD模型，货币供给是经济系统外生的，由中央银行通过调控货币政策控制。货币需求决定于社会公众的三个基本动机，即预防性动机、交易性动机及投机性动机。LM曲线则表示货币市场供给和需求均衡时利率和产出关系。由简单国民收入决定理论可知，支出法核算的总产出等于国民总收入，进而得到I=S（I代表投资，S代表储蓄），再结合投资函数就可推导出IS曲线，其表示产品市场均衡时的利率与产出关系。LM曲线和IS曲线共同决定总需求（AD曲线），总需求曲线表示货币市场和产品市场同时达到均衡时的产出和价格的负向关系。总供给（AS曲线）则表示要素市场（劳动力市场）的均衡的价格和产出的关系。总供给与总需求共同决定经济均衡下的产出与物价。所以在宏观经济AD-AS框架下，货币政策影响最终目标的基本过程如下图所示：图3-1　货币政策最终目标效应分析框架图注：图3-1并不是表述一个货币政策各种目标之间传导机制，而仅仅是在AD-AS框架下货币政策影响最终目标的基本过程。

在图3-1所示框架中，货币政策产出效应和价格效应大致是这样一个过程，首先，中央银行货币政策变动（政策工具）到操作目标、中介目标，这过程存在货币供给是否外生的问题；其次，一般地假定货币需求在非流动性陷阱区域和产品市场均衡时，货币供给可以影响总需求；再次，当总供给为非古典情形时，总需求变动将同时引起产出和物价变动，当总供给为古典情形时，总需求变动只会影响价格；最后，最终目标的变动情况通过政策规则反馈影响中央银行货币政策调整。

这一基本框架描述了政策变量和最终目标变量等主要宏观经济变量之间的影响大概关系和过程。从图3-1中可以看出，该框架包含的变量关系主要有：总需求曲线，总供给曲线，货币政策规则和潜在产[2]出决定。这一主要包含四个变量关系的框架类似于Rudebusch等（2002）所应用的框架，即在传统AD-AS框架上引入了一些现代经济研究成果，如货币政策规则。现代AD-AS框架不仅是在内容上对传统框架的拓展，而且在时间上将其动态化。

本部分将讨论这四种关系的国内外研究情况和中国的具体动态形式，以及从动态的角度利用符合中国实际的四种主要关系式来分析货币政策的最终目标效应。（二） AD曲线推导及我国形式

总需求是指整个经济社会在每一个价格水平下对产品和劳务的需求总量，它由消费需求、投资需求、政府支出和国外需求构成。总需求曲线则是描述产品市场和货币市场同时达到均衡时的价格水平与总产出之间的依存关系的曲线。总需求曲线向右下倾斜，凯恩斯学派的解释是：价格变动使实际货币需求变动，进而引起利率变动，从而影响投资和总需求。总需求曲线反映了产出GDP的决定。

总需求曲线由IS-LM模型推导出来。一般认为，IS-LM模型可以表示为

IS曲线：y=IS（r，g）ttt

其中，r为实际利率，g可以理解为除r决定投资需求外的其他需ttt求，m为货币供给，则为实际的货币供给，且y'=IS'<0，LM'>0，trryLM'<0。这里，IS曲线向右下倾斜，反映了商品市场的均衡和产量yrt的决定；LM曲线向右上倾斜，反映了货币市场的均衡和真实利率r的t决定。将IS曲线和LM曲线联立消去真实利率r，我们得到产出y与价tt格p的关系，即传统总需求曲线AD表达式t

前面阐述了总需求曲线描述的变量大致关系，下面继续讨论在中国应该具有的具体函数关系形式。

国外关于总需求函数形式研究较少，在这一领域很少有学者争论的声音，不同的总需求函数形式本质框架却也惊人地相似。[3]Rudebusch和Svensson（2002）在其宏观经济模型中提出了当前在西方理论界被较为广泛引用的总需求函数形式，也即是IS曲线的一种变形，其表达式如下

其中，y为产出，π为通胀率，R则为名义利率，R-π为真实利ttttt率，d为随机扰动，其他符号为正系数。它表示当期产出由上期产出t和当期真实利率决定，而且产出和真实利率的关系为反向的。[4]

而国内关于中国总需求函数具体形式研究几乎没有，郑超愚（2002）也将总需求曲线形式设定为线性，并用OLS进行估计，得出和上述（3-1）式总需求函数形式所示的产出、价格和名义利率三者的类似依存关系。

鉴于目前国内外相关研究现状，我们将中国总需求曲线形式确定为（3-1）式。（三） AS曲线推导及我国形式

总供给，是指经济社会在每一个价格水平上提供的商品和劳务的总量。总供给曲线描述的是要素市场达到均衡时的价格水平和总产出量的依存关系，反映了价格的决定。总供给曲线分为古典总供给曲线（长期供给曲线）和凯恩斯总供给曲线（短期供给曲线），它们是基于对劳动力市场和价格调整的不同假设推导出不同的供给曲线。[5]

通常，总供给曲线可以表示为：

其中，y代表产出，p代表价格，下标t为时间代表对价格p的ttt预期。上述公式表明，价格p不仅取决于经济是否过热（由产量y反tt-1映），与此同时，它也取决于对价格p的预期。这里，对于p预期形tt式主要有两种，即货币主义和新凯恩斯主义的适应性预期和卢卡斯等新古典学派的理性预期。许多研究试图用理性预期的假设来进行解释，[6]然而，大量的经验研究似乎并不支持这一假设。高坚和杨念（2007）利用中国的检验数据发现在中国为一种适应性预期（adaptive expectation），即。加入价格的适应性预期，中国的总供给曲线就可以表示为

p=AS（p，y）　（3-3）tt-1t

前面阐述了总供给曲线描述的变量大致关系，下文将从菲利普斯曲线出发，继续讨论在我国上述变量应该具有的具体函数关系形式。

原始的菲利普斯曲线表示货币工资的变化率同失业率之间存在着[7]非线性的负相关关系。Samuelson和Solow（1960）发表的著名的《达到并维持稳定的价格水平问题：反通货膨胀政策的分析》一文中，对原始的菲利普斯曲线加以修正，得到了一般理解的菲利普斯曲线，[8]即失业率与通货膨胀率之间的负向关系。Friedman（1968）等人提出的附加预期的菲利普斯曲线可以表示为*e

π=π-ε（U-U）　（3-4）tte

其中，π为当期实际通胀率，π为预期的当期通胀水平。tFriedman附加预期的菲利普斯曲线很快被实践验证。20世纪70年代以来，Friedman的“自然率假说和增加预期的菲利普斯曲线已成了学术界公认的正统观点

菲利普斯曲线是表示经济增长率、物价上涨率和失业率三者的两两关系，故其主要有三种表达方式，即“失业—物价”型、“产出—失业”型和“产出—物价”型。传统的一般菲利普斯曲线是Samuelson的“失业—物价”菲利普斯曲线。而“产出—物价”菲利*n普斯曲线由传统的菲利普斯曲线和奥肯定律（U-U=δ（y-y））相结tt合而推导出来，它描述了经济增长率和通货膨胀率的关系，也正好是一条总供给曲线。所以我们所需要利用的中国总供给曲线表达式也就是中国的产出物价菲利普斯曲线的形式

新凯恩斯的菲利普斯曲线分为两种，一种是Fuhrer（1997）提出的新凯恩斯黏性价格模型，它与新古典学派菲利普斯曲线相似，他假设厂商采用前瞻式单一定价规则，通货膨胀与前期通胀无关，而受到预期通胀与产出边际成本的影响，但模型拟合效果不佳；另一种是新凯恩斯混合菲利普斯曲线，Gali和Gertler（1999）假设厂商可以采用前瞻式与后顾式两种定价方式，通货膨胀受到前期及预期通货膨胀与[9]产出边际成本的影响。曾利飞、徐剑刚和唐国兴（2006）经实证认为中国菲利普斯曲线更符合新凯恩斯混合菲利普斯曲线，亦即认为通[10]货膨胀受前期通货膨胀影响。高坚和杨念（2007）按照中国的检e验数据发现π在中国为一种适应性预期（adaptive expectation）。t

正如前文所述，（3-4）式中的预期形式在中国情况更符合eFriedman和新凯恩斯的适应性预期，即π主要决定于π。所以“产tt-1出—物价”型菲利普斯曲线的中国新凯恩斯形式简写为n

π=δπ+k（y-y）+s　（3-5）tt-1t-1t-1tn

其中，y为经济增长率，π为通胀率，y则为潜在经济增长率，tt

ny-y为产出缺口，s为随机扰动，其他符号为正系数。它表示本期t-1t-1t实际通胀由上期通胀率、产出缺口和价格冲击s决定。而（3-5）式正t是符合中国实际的新凯恩斯总供给曲线。（四）货币政策规则

货币政策规则是中央银行进行货币政策决策和操作的指导性原则。关于中央银行政策实践，过去经济学家争论的焦点问题是货币政策是否应该按照一个单一规则（货币主义）来制定，以及中央银行是否应当灵活地按相机抉择制定政策。Barro和Gordon（1983）证明，在相机抉择下，产出没有系统性提高，而社会承受了较高的通货胀。这一结论从根本上改变了长期以来的规则与相机抉择之争。

最优的、时间一致的、前瞻性的、稳健的货币政策规则不仅可以指导中央银行制定出切实可行的货币政策，促进经济的平稳发展，而且可以提高货币政策的有效性、可信性和透明性。目前在理论界和政府机构的应用中，货币政策规则主要有三种：完全承诺货币规则、泰勒规则和麦克勒姆规则，其中泰勒规则影响最大。[11]

泰勒（1993，1999）提出了泰勒规则（Taylor rules），它表明了中央银行的短期利率工具依经济状态而进行调整的方法，描述了短期利率如何针对通胀率和产出变化调整的准则。泰勒提出的泰勒规则简化表达式如下n

R=βπ+γ（y-y）+ε　（3-6）ttttt

其中R为货币政策工具的短期名义利率，π当期通胀水平，（y-tttny）为当期产出缺口其他符号为正系数t

泰勒规则作为一种新的货币政策规则被广泛应用于研究宏观经济模型，以及检验发达国家和新兴工业化国家的货币政策。鉴于泰勒规则的重要性，近来学者们不断对其进行推广和发展，如对其前瞻性、稳健性等方面的研究和推广。

我国理论界和政府机构的学者（如中央银行研究员）对货币政策[12]规则做了大量研究，特别是泰勒规则在中国的检验。谢平和罗雄（2002）运用历史分析法和反应函数法首次将中国货币政策运用于检验泰勒规则，通过计算中国货币政策中利率的泰勒规则值，并与其实际值进行比较表明，泰勒规则可以很好地衡量中国货币政策，利率规则值与实际值的偏离之处恰恰是政策操作滞后于经济形势发展之时。进而他们认为泰勒规则能够为中国货币政策提供一个参照尺度，衡量[13]货币政策的松紧。类似地，刘斌（2003）通过以社会福利为基准，计算和比较三种货币政策决策方式对社会福利的影响，并计算与福利损失等价的通胀率变化，得出结论是：最优的泰勒规则能够很好地近似完全承诺的最优货币政策规则，也认为泰勒规则为进一步改进我国货币政策的决策和操作提供了一个指导方向。国内许多其他学者也得到相类似的结论，也有学者针对中国的实际对泰勒规则做了一些修改。

，但我国统计体系不够完善，中央银行难以及时准确地把握经济形势，且因为我国中央银行货币政策委员会例会为季度一次（国外普遍为一个月）可能导致决策内部时滞较长。故正如部分研究者的做法，我们认为在（3-6）式右边应该加入R项，即表示我国中央银行货币t-1政策具有一定的连贯性和滞后性。n

R=θR+βπ+γ（y-y）+ε　（3-7）tt-1tttt

综上论述可知，泰勒规则为中国最优的政策规则。国内学者对泰勒规则的其他一些修改，例如引入一些其他的宏观经济变量，但我们分析框架引入变量有限，故视其他变量影响可以忽略。综上，我们将（3-7）式形式的泰勒规则作为中国的最优的货币政策规则。（五）潜在产出影响因素分析

潜在产出和产出缺口均是宏观经济学的重要概念，Levy（1962）最早提出潜在产出的概念，并给出了其定义，即潜在产出是指在合理稳定的价格水平下，使用最佳可利用的技术、最低成本的投入组合并且资本和劳动力的利用率达到充分就业要求所能生产出来的物品和服务。产出缺口是指实际产出与潜在产出的差值，它可以测度经济波动和景气情况，反映了现有经济资源的利用程度。多数情况下，人们更加关注经济的相对情况，所以一般地潜在产出是潜在经济增长情况，产出缺口则是实际增长和潜在增长率之差。

潜在产出有着重要的政策意义，是分析宏观经济运行态势的重要工具和政府制定宏观经济政策的重要依据。实际经济名义增长率超过潜在增长率过多表示经济偏热，政府应采取紧缩的宏观调控政策，使经济恢复平稳；实际经济增长率低于潜在增长率表示经济有衰退迹象，政府应采取扩张的宏观调控政策来抵抗衰退。而且在前文中所提到的菲利普斯曲线、政策规则中均包含了潜在产出这一变量，可以看出其在宏观经济分析中的重要性。

潜在产出不可以直接观测，我们需要对它进行估算。潜在产出估算是一个困难而又复杂的工作。需先了解其影响因素哪些和决定式应该是什么样。大多数学者均认为在短期内潜在产出受反映宏观经济态势核心变量的影响很小，且它更多地与社会资源和新技术进步有关。而社会资源比较固定，技术进步也具有较强的惯性，所以潜在产出也[14]是比较稳定具有惯性的变量。所以我们采用Rudebusch等（2002）研究中的潜在产出模型，认为其决定情形可以表示为nn

y=ρy+ε　（3-8）tt-1tn

y为潜在经济增长率，ρ为滞后项系数，ε为随机误差项，也即可t认为是社会资源变动和技术冲击。（3-8）式表示当期潜在产出由上期潜在产出，社会资源变动和技术冲击共同影响，而不受其他宏观经济变量影响。我们将潜在产出放入宏观经济分析框架，是因为潜在产出的重要意义。选择（3-8）式的理由是：第一，宏观经济分析框架构建的目的是分析各变量之间的关系，而社会资源和技术进步并不是这一框架所关注的变量，故可以省略；第二，国内关于潜在产出决定式的研究很少，多数研究是估算潜在产出，所以社会资源和技术进步与潜在产出在中国的具体关系没有参考，且不希望在非我们主题问题上耗费笔墨。三、货币政策效应动态分析

经济学分析方法主要可以分为三类，即静态均衡分析、比较静态分析、动态均衡分析。比较静态均衡分析是静态分析与动态分析相结合，有助于人们认识经济事物的基本轮廓。在经济学研究中，比较静态分析最成功的应用之一就是在传统的静态的IS-LM-AS的框架下的宏观经济政策效果分析。

在经济学中，动态分析是对经济变动的过程所进行的分析，其中包括分析有关变量在一定时间过程中的变动，这些经济变量在变动过程中的相互影响和彼此制约的关系，以及它们在每一个时点上变动的速率等。动态分析法的一个重要特点是考虑时间因素的影响，并把经济现象的变化当做一个连续的过程来看待。

上一部分对AD-AS框架的四个主要经济关系分别阐述了近期国内外有较大影响的相关研究情况，国外研究主要表现于将传统的凯恩斯的AD-AS框架的内容扩充和动态化，国内研究则主要集中于最新国外相关研究成果与中国实际经济状况结合的研究。通过研究成果总结和分析，在上一部分我们提出了具有中国特色的总需求、总供给、政策规则和潜在产出的各变量动态关系数学表达式。本部分将上一部分所[15]述这四个变量关系汇总，就构建了类似于Rudebusch（2002）的并具有中国特色的宏观经济AD-AS分析构架，进而利用动态分析方法来分析货币政策的最终目标效应。

将前文所述宏观经济分析框架中所包含宏观经济变量之间的主要关系，即（3-1）式至（3-8）式汇总如下

π=δπ+k（y-y）+s（总供给曲线）　（3-10）tt-1t-1t-1tn

R=θR+βπ+γ（y-y）+ε（泰勒规则）　（3-11）tt-1tt-1ttnn

y=ρy+ε（潜在产出）　（3-12）tt-1t

在上述分析框架中，短期名义利率R是政策变量（政策工具）。t在美国短期联邦基金利率被广泛认为是政策变量。在我国中央银行可以直接控制一年期存贷款利率，同时银行间同业拆借利率也直接受中央银行调节存款准备金率等政策变动影响，所以国内学者多数将一年期存贷款利率（或短期同业拆借利率）为政策变量。在此我们先不确定政策变量具体替代指标，也将名义短期利率作为政策变量。

我们可以发现（3-9）式至（3-12）式不仅包含传统的静态的AD-AS模型所包含变量之间的确定的函数关系，而且包含了变量之间的动态调整关系，在上述框架下动态分析货币政策效应如下：

假设当期经济处于全局（货币市场、产品市场及要素市场）均衡状态，我国中央银行突然紧缩货币政策，如提高双率（准备金率和银行存贷利率），政策冲击ε正向变动，短期名义利率R上升；进而，tt在π不变的情况下，当期真实利率（R-π）也会随之上升，因为ttt（3-9）式（总需求曲线）中真实利率的系数为，故下期货币实际产出y随之将减少；（3-12）式表示潜在产出比较稳定，受其他t+1n变量影响小，故产出缺口（y-y）随实际产出y减少而向负值方t-1t+1t+1n向变动；（3-10）式表示，通胀率π随（y-y）负向变动而下t+2t+1t+1降。这样紧缩货币政策短期将带来实际产出y减少和通胀率π下降，t+1t+2即此时最终目标效应为：产出效应为负和价格相应也为负。（3-9）式和（3-10）式分别包含了产出和通胀的滞后项，表明货币政策的最终n目标效应会持续一段时间，π和（y-y）分别会下降，可知此时t+xt+xt+x（3-11）式中R的x期后滞效应非常小（因为θ<1），故中央银行趋于t调低短期名义利率R。这样，整个过程可缩影为R↑→R↓。正是由t+xtt+x于这样一个反向调节机制的存在，经济将在一种新状态下重新达到均衡，政策冲击ε影响将逐渐衰灭。同时，从框架看出来货币政策需要t通过影响产出才能进一步影响价格，经过两期后货币政策才会产生价格效应，即货币政策的产出效应快于价格效应。上述过程可总结为：紧缩货币政策将产生负的产出和价格效应，且货币政策的产出效应快于价格效应，这两种负效应在持续一段时间后逐渐衰灭，经济重新恢复均衡。同理可利用相同思路分析扩张货币政策效应，分析基本结论为：扩张货币政策将产生正的产出和价格效应，类似地这一影响也将在持续一段时间后逐渐衰灭。四、小结

前面通过文献研究和经济特点分析得到了中国特色的现代AD-AS框架，并利用其动态分析了货币政策的最终目标效应，得到：紧缩货币政策会产生负的产出和价格效应，货币政策的产出效应快于价格效应，而且两者均在持续一段时间后逐渐衰灭。这一分析过程优点是在一定的假设条件下，分析过程形象简单，结论也易于理解。但是现实的宏观经济应该是一种更为复杂系统，上述动态分析理论框架的许多假设是难以满足的。分析框架是否还存在一些细节上的不足，例如，在分析框架中变量关系引入的滞后阶数为一期，但现实货币政策效果可能要经过一段时间滞后才可能发挥。上述动态分析只能粗略地判断各变量变动方向，即货币政策效应的正负问题，难以分析和判断货币政策效应的程度及时滞问题。

人们认识经济事物和经济现象大都经历着一个从简单到复杂，由表到里，由感性到理性的过程。故紧接着我们需要关注和分析货币政策最终目标效应的大小和时滞情况，下文将建立计量经济动态模型来分析最终目标效应以期达到此目的，同时实证检验动态分析的结论。注释[1]ROBERT M SOLOW．Is There a Core of Usable Macroeconomics We Should All Believe In?．The American Economic Review，1997，87（2）：230-232．[2]GLENN D RUDEBUSCH，LARS E O．Svensson．Eurosystem Monetary Targeting：Lessons from U．S．Data．European Economic Review，2002（2）．[3]GLENN D RUDEBUSCH，LARS E O．Svensson．Eurosystem Monetary Targeting：Lessons from U．S．Data，European Economic Review，2002（2）．[4]郑超愚．中国总需求函数及其货币政策含义［J］．金融研究，2002（5）．[5]高坚，杨念．中国的总供给—总需求模型：财政和货币政策分析框架［J］．数量经济技术经济研究，2007（5）．[6]高坚，杨念．中国的总供给—总需求模型：财政和货币政策分析框架［J］．数量经济技术经济研究，2007（5）．[7]PAUL A SAMUELSON，ROBERT M SOLOW．Analytical Aspects of Anti-Inflation Policy．The American Economic Review，1960，50（2）：177-194．[8]MILTON FRIEDMAN．The role of monetary policy，he American Economic Review Vol．58，No．1：1-17．[9]曾利飞，徐剑刚，唐国兴．开放经济下中国新凯恩斯混合菲利普斯曲线［J］．数量经济技术经济研究，2006（3）．[10]高坚，杨念．中国的总供给—总需求模型：财政和货币政策分析框架［J］．数量经济技术经济研究，2007（5）．[11]TAYLOR，JOHN B．Discretion versus Policy Rules in Practice．Carnegie-Rochester Conf．Ser．Public Policy，1993（39）：195-214．[12]谢平，罗雄．泰勒规则及其在中国货币政策中的检验［J］．经济研究，2002（3）．[13]刘斌．最优货币政策规则的选择及在我国的应用［J］．经济研究，2003（9）．[14]GLENN D RUDEBUSCH，LARS E O．Svensson．Eurosystem Monetary Targeting：Lessons from U．S．Data．European Economic Review，2002（2）．[15]GLENN D RUDEBUSCH，LARS E O．Svensson．Eurosystem Monetary Targeting：Lessons from U．S．Data．European Economic Review，2002（2）．

第二节 实证分析

向量自回归（VAR）是基于数据统计性质建立的模型，VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后项函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的向量自回归模型。VAR模型是处理相关经济指标的分析与预测最易操作的模型之一，并且在一定条件下，多元MA和ARMA模型也可以转化[16]为VAR模型。Sims（1980）的经典文章发表，将VAR模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。自此，VAR模型受到越来越多的经济工作者的重视。VAR模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。[17]

同时自Bernanke和Blinder（1992）与Sims（1992）后，国内外试图利用向量自回归模型（VAR）来分析货币政策对经济变量影响的文献也大量涌现，这样做的关键是正确地识别政策冲击变量。这一方法不需要区分内生和外生变量，且能从总体上合理评估了主要宏观经济变量对货币政策变动的反应。

尽管简单的无约束VAR有诸多优点，但它却只考虑了各个变量与它们的滞后期值的相互关系，且认为每个变量与系统中所有内生变量的滞后项都有关。而在现实经济中，很多宏观经济变量可能与其他变量的同期值有关，同时可能与某些变量的滞后项并没有关系，即忽略了变量间存在短期和长期的一些结构约束信息，这些都是变量的经济理论关系。针对这一问题，Sims提出结构VAR模型（SVAR）。结构VAR能够依据现有的经济理论，考虑变量间的同期关系和长期关系，从而相比较于无约束的VAR能更精确地去解释变量间的动态关系，所得到的扰动项就是无约束VAR模型所不能解释的其他因素的影响。

无约束VAR和SVAR模型被广泛地运用于货币政策的研究中，但学者对其批评的声音没有停息过，Bernanke认为存在以下三个不足

[18]之处：第一，许多有用的经济信息没有引入模型中，从而影响实证结论；第二，有些变量不能引入模型当中，即模型中的变量必须为可观测的，而如总供给曲线中包含的“潜在产出”和预期因素都是难以观测的；第三，VAR的脉冲响应只能分析模型所含变量之间的冲击影响，在VAR中就不能估计没有引入模型中其他变量的冲击影响，而多数时候学者和官方很关注这些影响。学者们认为正因为上述VAR信息缺失等问题的存在导致大量VAR的实证结论存在许多与经济理论不相[19][20]符之处，即“产出之谜”，或“价格之谜”，其中最著名的是[21]Sims（1992）提出的“价格之谜”。

为解决上述信息缺失等问题，学者们做了许多尝试，其中一种重要思路就是用少量包含大量宏观经济数据信息的因子来建模。目前在宏观经济研究中，因子模型被广泛地运用于从大量时间序列中信息提[22]取。主要有两种方法：第一种为Stock和Watson（2002）提出的利用静态主成分来估计因子；第二种为Forni等（2003）提出的利用动[23]态主成分来估计因子。所以Bernanke等（2005）提出的Factor-augmented VAR （FAVAR）模型，并利用Stock和Watson（2002）的“两步法”估计，则是解决VAR模型中信息缺失问题的有效尝试。这一做法的成功与否的关键是静态主成分能在多大程度上反映宏观经济系统数据信息。二、建模思路

在上一部分动态分析中，我们运用的经济理论框架包含的各宏观经济变量之间关系包括当期关系也包括滞后期的关系，这些关系一般就是变量之间的理论结构信息。结合前面所述SVAR相关内容可知，若利用VAR模型来分析和实证变量之间的动态关系，我们应该建立有约束VAR（SVAR）模型。

然而，在我们动态分析框架下，有些变量是不可以观测的，如（3-5）式中的潜在产出。在动态分析中，只要其主要性质和影响因素就可以进行分析。但是在实证部分要引入VAR模型中实证则必须输入其数据。正如前面所分析地，VAR系列模型存在信息缺失等问题。鉴于这些问题存在，Bernanke提出的FAVAR模型提供了另外一条思路。但FAVAR模型分析结果的可靠性也是建立在估计出来的因子能够较好地代表整体宏观经济各变量信息的条件之上。

鉴于上述分析，我们在宏观经济分析框架基础上实证货币政策效应是选择SVAR模型，还是FAVAR模型，关键在于对信息结构的假设不同。如果假设潜在产出估计值能够较好代表真实潜在产出，主要宏观经济变量能很好地观测且能够代表整体经济形势信息，即VAR模型的信息缺失问题不严重，则我们应建立SVAR。如假设潜在产出是不可观测且难以估计的，并且主要宏观经济变量不能代表整体经济形势信息，那么我们就应该建立FAVAR模型。我们的实证与动态分析思路是：首先，一方面，我们先利用一定的方法估计潜在产出，然后利用估计结果建立SVAR模型；另一方面，我们直接将潜在产出看成不可观测变量，建立FAVAR模型。其次，比较和评价两种模型的实证结果。最后，利用比较结果形成我们最终实证结论，并进行动态分析货币政策最终目标效应。将上述建模思路正如图3-2所示。图3-2　建模思路图三、政策工具替代变量选择

我们选取七天银行间同业拆借利率为政策工具替代变量，选取理由：

我国中央银行货币政策工具（手段）主要包括公开市场操作、调节基准利率和银行存贷款利率等。近年来，人行加强了对利率工具的运用，“双率”调整逐年频繁。公开市场业务和“双率”调整都直接反映在银行间的资金供求状况和同业拆借利率变动，可以说同业拆借利率是中央银行货币政策的风向标。选择某种货币政策工具（如存贷款利率）来度量货币政策（各种工具）变动，就显得不够全面。

中央银行从20世纪90年代开始逐渐完善货币供应量统计，并逐步将其作为中介目标。我国操作目标没有明确的说法，一般认为为基础货币或短期利率。而基础货币对政策调整的反应不如同业拆借利率灵敏，所以综合反映货币政策各种工具变动的最佳指标是市场化的短期利率，而在我国我们认为同业拆借利率是合理选择。

在利率市场化高的金融市场上，中央银行调整货币政策工具，如调整基准利率、公开市场操作等，会立即引起市场短期利率的变动。故中央银行可基于其通货膨胀和产出目标，根据当前的通胀缺口和产出缺口，以其货币政策反应函数——泰勒规则作为参考调整市场短期利率，进而引导中长期利率（货币供应量）来影响总需求，以实现其经济目标。在美国联邦基金利率就是这样的短期利率，亦即是受美联储直接影响的短期同业拆借市场利率。同时国内多数学者实证表明[24]了我国同业拆借利率符合泰勒规则的政策调整机制，只不过，我国中央银行对同业拆借利率的控制和影响更间接一些。目前，中国利率没有完全市场化，我们选取一个已经市场化的短期利率作为市场利率的代理变量，并且假定这一短期利率为中国货币政策的工具变量，这个指标应当符合市场利率的要求，即能够较充分反映社会资金的供求信息，它就应该是同业拆借利率（谢平等，2002）。四、SVAR实证（一） SVAR模型理论

k个变量的无约束的VAR（p）模型数学表达

y=Ay+△+Ay+Bx+ε　（3-13）t1t-1pt-ptt

其中，y为k维内生变量向量，x为d维外生变量向量，p是滞后阶tt数，T是样本个数，ε是0均值独立同分布的扰动项。kxk维的矩阵tA，…，A和kxd维矩阵B均待估参数矩阵。若没有外生变量（3-13）1p式，则化为A（L）y=ε，A（L）为滞后算子L的kxk维的参数矩阵。tt（3-13）式可以直接运用估计方法（OLS）估计待估参数。

k个变量的SVAR（p）模型为：

By=Γy+△+Γy+u　（3-14）0t1t-1pt-pt

或者B（L）y=u，B（L）为滞后算子L的kxk维的参数矩阵。tt（3-14）式中u满足：E（uu'）=I。如果B（L）可逆，则（3-14）式tttk同样可以表示成为-1

y=B（L）u=Du+Du+…+D u+…　（3-15）tt0t1t-1it-i

结构式参数（3-14）式不能被直接估计，需要利用简化参数来计算。很明显地，但（3-10）式中的参数多于（3-13）式的，所以需要对（3-14）式中的参数施加一定的约束能从简化参数估计值计算得到结构参数估计。约束个数至少为n（n+1）/2个才能使SVAR的参数全部可以识别。这些约束条件一般均来自于经济理论，可以是短期的，也可以是长期的。

短期约束：（3-14）式中B矩阵表示的是变量同期系数关系，即0-1-1短期关系。若B可逆，则B左乘（3-14）式就可以得到Bu=ε，可000tt见B是结构扰动和简化扰动之间的转换矩阵。所以如果经济理论是短0-1期约束，我们可以通过对B施加短期约束来识别SVAR。0

长期约束：长期约束最早是由Blanchard和Quah（1989）提出来的。如果是对（3-15）式中系数矩阵D（i=1，2，…）上的约束通常i被称为长期约束。最常见的长期约束形式是对矩阵（累积脉冲响应函数矩阵）的第i行和第j列系数施加约束，通常设为0，表示第i个变量对第j个变量冲击的累积乘数效应为0。

脉冲响应函数：由式（3-15）可知

是系数矩阵D的第i行第j列元素，它描述了在时刻t，其他变量和q早期变量不变的情况下，y对y的一个结构冲击的反应。因此一般i，t+qjt地，由y的结构脉冲引起的y的响应函数为ji（1）（2）（3

d，d，d），…ijijij

且由y的结构脉冲引起的y的累积反应函数为ji

累积响应函数矩阵表示为

由ψ的第i行第j列元素就表示y的结构脉冲引起的y的累积反应函ji数

方差分解：脉冲响应函数描述的是VAR模型中一个内生变量的冲击对系统中其他变量的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通过常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此方差分解可以给出VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。

将y描述成VMA（无限阶移动平均模型）形式为it

则，σ为ε的方差。jjjt

所以y的方差可以分解成k种不相关的影响，因此为了测度各个i扰动项相对y的方差有多大程度的贡献，定义了标准如i

即第j个扰动对y i方差相对贡献度，从而根据这一贡献度判别第j个扰动的相对重要性。实际上是VAR（y）无法算的，因为它包含了it（q）无穷项。如果模型是平稳的，c的值是几何级数衰减，所以ijVAR（y）中第二个连加符号只加到有限即可。it

当然许多时候并不需要我们根据上述脉冲响应函数和方差分解的定义来计算两者，在一般计量软件中现成程序和算法可以帮助我们直接计算。（二）数据收集和数据预处理

设SVAR模型形式为

By=Γy+△+Γy+u0t1t-1pt-pt

结合宏观经济模型和框架可知，我们引入的内生变量为：产出（y），通胀率（π）和政策变量（R）。从潜在产出的决定式中看出tttn潜在产出（y）几乎不受其他宏观经济变量影响，所以潜在产出tn（y）更像VAR系统中的一个外生变量t

我们所用数据刚好为11年的月度数据，即从1998年1月至2008年12月的月度数据。之所以选取截止2008年的完整年度数据，因为2009年数据可能还会被修改调整，部分指标甚至有较大变动。宏观经济指标选取：对于产出变量，由于没有月度GDP，故用工业增加值代表，用CPI表示通胀，短期名义利率用我国同业拆借市场的银行间七天同业拆借利率代表，用SHIBOR表示。这三个指标我们从中经数据网获得。

经过简单分析可知月度工业增加值（IP）数据具有明显的季节效应，我们先对其进行季节调整。我们选用的CPI指数为同比，故其不存在季节效应，SHIBOR也无需剔除季节效应。相对而言，社会各界更加关注产出增长率的变动，故我们对季节调整后的月度工业增加值也求出环比增长速度，同时利用同比CPI指数求出其月度增长速度，用来反映物价月度变动情况。工业增加值处理：先季节调整，后在求环比增长速度，用IP表示；CPI指数：求出环比增长速度。

我们产出选择名义产出的原因是：我们主要研究内容为货币政策的最终目标效应，而我国中央银行对于经济增长这一最终目标更多关注名义增长，且名义变量和通胀水平相结合即可以反映实际变量的情况。（三）潜在产出估计

潜在产出没有可观测的统计数据，需要估计，对潜在产出的定义不同决定了估算方法不同。目前学术界关于潜在产出有两类定义：第一类是以凯恩斯的理论为基础的，在此定义下，潜在产出估算方法多为总量的生产函数；第二类定义是以新古典理论为基础的，度量潜在产出主要是利用各种滤波方法，来去除实际产出的偶然波动成分。近期国外相关研究运用上述第二类定义（古典周期）的较多。我们也遵照第二类定义（古典周期），进而利用滤波法估计潜在产出。其中，[25]最常用的是HP滤波法。类似地，我们借鉴郭庆旺和贾俊雪（2004）的HP滤波法对潜在产出进行估计。

由于我们利用工业增加值来代替产出，故潜在产出也用工业增加值来估计。利用EViews中HP滤波，对季节调整后IP进行滤波。虽然关于参数λ的选取有点随意性，但一般都使用Hodrick和Prescott（1980）建议使用的1600，这似乎已经成为一种“潜在标准”，故我们设定参数为λ=1600。

我们利用季节调整后的月度工业增加值估计的月度潜在产出，走势图如图3-3。图3-3　PO走势图

同样利用估计出潜在产出绝对值求潜在产出的环比增长速度，处理后的序列我们用PO（potential output）代表。（四）平稳性检验

我们利用无趋势的ADF对预处理后变量进行检验，输出结果如下：表3-1　平稳性检验结果表

IP为变量工业增加值环比增速，PO为潜在产出环比增速，CPI为物价指数的环比增速，SHIBOR为银行间七天同业拆借利率。从上表检验结果可以看出，通过各变量均为平稳的，可以利用这些变量，并结合我们的宏观经济动态分析框架，建立货币政策最终目标效应分析的宏观动态系统（VAR系统）。（五）约束识别

回顾前文所阐述的宏观经济动态分析框架如下n

π=δπ+k（y -y）+s（总供给曲线）tt-1t-1t-1t

R=θR+βπ+γ（y-y）+ε（泰勒规则）tt-1ttntt

从上述变量关系可以看出，货币政策规则表达式（泰勒规则）可以看出中央银行根据当期的通胀和产出情况及时调节短期名义利率，故在我们的三个内生变量的VAR系统中我们应该设定的短期约束为：当期SHIBOR受当期CPI和产出情况影响。我们的三个内生变量的SVAR可写成A-B型，故上述约束可写成AB矩阵形式为

其中，第一个式子表明政策变量名义短期利率，只受当期物价和产出影响；第二个式子和第三个式子表示物价和产出均为最终目标变量，不受彼此当期值和政策变量当期的影响。由于货币政策滞后效应，一个月内货币政策对最终目标影响肯定非常微弱。

正如前文SVAR模型理论所述，我们引入的是三个内生变量的SVAR，故需要至少3x（3+1）/2=6个约束，而我们引入了7个识别条件，故可以对模型进行识别，进而通过观察系统的脉冲响应函数和方差分解来判断货币货币的结构性冲击对产出和价格水平的影响轨迹和程度。（六）估计过程

滞后阶数选择，检验结果：表3-2　滞后阶数选择表

从表3-2结果可以看出，滞后阶数应该选择2阶，所以我们先估计一个2阶的包含内生变量（IP，CPI，SHIBOR）和外生变量（PO）的无约束VAR，然后再利用（3-19）式估计结构因子。EViews的输出结果为表3-3。表3-3　结构因子估计输出表

从上表看出来，z统计量两个系数均显著，表明SHIBOR确实受当期CPI和产出情况影响。同时表明（3-14）式描述的短期约束形式是成立的。

稳定性检验结果如图3-4。图3-4　稳定性检验图

图3-4表示，AR单位根均在单位圆内，我们所建立的三维的SVAR（2）是稳定的，可以用于制作脉冲响应函数和方差分解，并进一步分析货币政策效应。（七）脉冲响应函数估计与结果分析图3-5　SHIBOR对SHIBOR冲击响应图图3-6　CPI对SHIBOR正冲击的响应图

从图3-6看出，物价受利率正冲击影响会迅速下降，四、五期后影响就变得相当微弱，且逐渐消失。图3-7　IP（产出）对SHIBOR（利率）正冲击的响应图

从图3-5、图3-6和图3-7的脉冲响应结果可以看出几点：第一，物价对利率冲击响应过程，即货币政策紧缩（利率正冲击）；使二、三期的物价出现下降，四期后物价基本稳定；第二，产出对利率冲击响应过程，即货币政策紧缩（利率正冲击），使二期的产出反而上升，三期产出才开始下降，五、六期后恢复稳定。

从上面实证结果可以看出，物价对货币政策的响应过程符合经济理论。虽然SVAR的实证结论不存在Sims的“价格之谜”，但产出的响应过程却明显不符合经济理论，即存在前文所述“产出之谜”，同时产出对利率的冲击响应不稳定。这些都说明了SVAR模型存在“信息缺失”的问题。

下文将利用FAVAR模型实证，如果提取的因子能够很好地代表宏观经济信息，FAVAR应该可以克服VAR的信息缺失问题。五、FAVAR实证（一） FAVAR模型理论

FAVAR模型最早由Bernanke（2005）提出来，其主要特点就是将估计的包含了大量信息的少量因子引入到标准的VAR中。而将这些因子引入到VAR中正是解决VAR的信息缺失问题的一种尝试。在此简单阐述一下FAVAR模型的理论模型。

1. 模型表达式

设X是一个Nx1的变量向量，它包含了经济统计数据库中的几十t甚至上百的宏观经济指标，N为指标个数；Y为一个Mx1的变量向量t（可观测变量），它包含可观测的主要宏观经济指标，通常M低于8~10个，当然Y是X的一个子集；F为一个Kx1的变量向量，它包含ttt可以概括X中信息的因子不可观测变量K通常也较小tT

FAVAR由两部分组成，即向量（Y，F）的动态模型和静态因tt子估计式，分别如下

其中，B（L）滞后算子矩阵，为有限的d阶；ε是（M+K）x1扰tyf动向量，均值为0向量，协方差阵为Ω；Λ为NxM，Λ为NxK；u为εtNx1的扰动向量，0均值，可以存在弱自相关。（3-20）式是一个标准的VAR，而（3-21）式是一个因子估计模型。先利用（3-21）式估计因子得到，然后代入（3-21）式与Y 一起就成为了一个标准的VARt模型。

FAVAR的关键就是要求M+K<

2. 估计和识别问题

FAVAR的估计思路有两种：第一种，两步法，即先利用（3-21）式估计因子得到，然后代入（3-20）式与Y一起就成为了一个标准的ttVAR模型，进而直接估计这一标准VAR模型；第二种，一步法，即利用Bayes似然估计法估计。Bernanke认为没有明显证据证明这两种估计方法估计结果孰优孰劣，而两步法计算相对简单。我们将利用“两步法”估计FAVAR。这样（3-20）式表示的VAR的估计必须在不可观测因子F基础之上才能进行，两步法的重点也就在于因子F的估计。tt

首先先讨论因子F的识别和估计。我们参照Bernanke利用简单回t归方法来估计因子F。先将X分为慢速变动（slow-moving）和快速变tt动（fast-moving）两类时序变量，快速变动变量是指对经济信息和政策变动非常敏感的变量，例如价格指数和金融资产价格等。然后，一般因子，用表示，从X中所有变量的主成分（例如提取X的Mtt+K个主成分）；慢速变动因子用表示，从慢速变动变量中提取出来的主成分。一般因子（F，Y）对慢速变动因子和政策变量ttR的回归方程为t

估计（3-22）式，利用估计结果计算，进而可得到Ft的估计，这样得到可能有多个，所以需要加入的识别约束条件，即为标准化的（唯一的）。注意到等均是变量向量，所以需利用上述估计过程F中的每个变量。在的基础上，代入（3-21）t式形成标准VAR，再用OLS直接估计。这样就完成了对FAVAR的估计。

当然，（3-21）式是标准VAR，像其他的VAR模型一样，也需要为政策冲击识别作一些假定。依照Bernanke的做法，我们假设政策冲击形式为Cholesky类型，即利用残差协方差矩阵的Cholesky因子的逆来作为正交化脉冲，并将政策变量SHIBOR排在最后。

正如前文在FAVAR模型理论所说，它将变量分为两类，即可观测变量Y和不可观测变量F（或者称为因子）。如果认为宏观经济分tt析框架中的主要宏观变量均可观测且VAR无“信息缺失”，即F 为空t集，则FAVAR实证模型就应该是一个VAR，就如前文建立SVAR一样。

然而现实情况下，F一般不为空集，即K≠0，理由是：①由于经t济理论和统计实践，确实有变量不可观测，例如中国的失业情况和潜在产出，潜在产出的估计也是非常困难的；②即使主要经济变量可以观察，但也可能不能很好地描述整体经济概况，即存在“信息缺失”。引入因子F解决了某些变量不可观测和“信息缺失”的问题。t

当然关于可观测变量设定是根据实际情况而进行的，故在动态分析框架下，我们认为产出、物价和利率是可以观测的，而潜在产出是不可观测的。可观测变量有三个，但因子F的个数可以不止一个，具t体视因子提取情况而定。（二）数据收集与预处理

对于数据集X中指标的选取方法，主要参照Stock和Watson的做t法选取指标模块，然后在每一模块选取代表指标。从中经专网宏观月度数据库中选取了59个指标，均为期限从1998年01月到2008年12月的月度数据。主要的模块包括：运输邮电、固投和房地产、贸易、物价、政府财政、金融和证券、经济景气指数产出

尽可能使指标模块和指标与Stock和Watson选取的保持一致。虽然选出指标大部分相同（类似） Stock和Watson选出的指标，但由于数据库的不同难免存在相异之处。（具体指标见第三章附录二）

因为要引入到平稳数据模型FAVAR中，故预处理过程是对每个指标均进行平稳化。平稳化过程中我们采用的9步骤如下：①无处理；②取对数；③一阶差分；④一阶差分的对数；⑤二阶差分；⑥二阶差分的对数；⑦季节调整；⑧已季节调整序列对数；⑨已季节调整序列一阶差分。每个指标均按顺序进行上述步骤处理，直到通过单位根检验为止。并将X中指标分类，即分为快速变动变量（fast moving）和t慢速变动变量（slow moving），将金融和房地产等相关指标定为快速变动变量，其他均为慢速变动变量。（指标预处理和分类结果见附录二）（三）模型估计

在上面分类和预处理的基础上，本部分利用前面模型理论部分所介绍的“two-step”估计方法估计FAVAR。

第一步为因子估计。提取X（59个指标）的5个主成分，即提t取出一般因子。然后利用慢动变量（41个指标）提取出了慢速变动因子，这里的提取个数事先不确定，以特征根来确定个数。将中每个主成分分别对所包含的全部主成分和政策变量（SHIBOR）回归，得到回归系数。再利用并进行标准化可以估计出5个（K=5，与个数相同）。

第二步将第一步估计出来的5个因子引入到第二步VAR模型中，建立一个标准的VAR，内生变量为产出（IP）、物价（CPI）、政策变量（SHIBOR）和估计出的，即K=5，M=3。产出（IP）、物价（CPI）、政策变量（SHIBOR）的数据和预处理同于SVAR模型实证部分

试读结束[说明：试读内容隐藏了图片]

下载完整电子书