陳浪南， 王升泉， 王恒泰

我國(guó)數(shù)量型貨幣政策沖擊效應(yīng)的時(shí)變分析*

陳浪南， 王升泉， 王恒泰

漸變性改革和結(jié)構(gòu)性調(diào)整構(gòu)成了我國(guó)轉(zhuǎn)軌時(shí)期宏觀經(jīng)濟(jì)的基本特征，在此背景下，我國(guó)貨幣政策的宏觀調(diào)控效應(yīng)表現(xiàn)出可能的階段性甚至?xí)r變性特點(diǎn)。為量化貨幣政策效應(yīng)可能的時(shí)變性，本文采用TVP-SVAR模型，利用我國(guó)1996年1月至2016年7月的宏觀數(shù)據(jù)來研究數(shù)量型貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)和價(jià)格水平的影響。研究結(jié)果表明，短期內(nèi)正向的貨幣政策沖擊對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，長(zhǎng)期貨幣超中性，且貨幣政策對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響機(jī)制十分穩(wěn)定；隨著我國(guó)以市場(chǎng)為導(dǎo)向的價(jià)格形成機(jī)制改革，價(jià)格水平對(duì)貨幣政策調(diào)控反應(yīng)愈加敏感，貨幣政策影響物價(jià)水平的傳導(dǎo)機(jī)制表現(xiàn)出時(shí)變性特征。

數(shù)量型貨幣政策； 時(shí)變效應(yīng)； TVP-SVAR模型

一、引 言

從1978年開始，我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌。轉(zhuǎn)軌意味著整體制度的變革，前期變革以結(jié)構(gòu)性調(diào)整為主，后期則以漸變性改革為主。受此影響，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出由大波動(dòng)向大穩(wěn)健轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)(Hu et al.，2011；林建浩和王美今，2013)。除此之外，諸如亞洲金融危機(jī)、加入世界貿(mào)易組織(WTO)、2008年全球金融危機(jī)等事件都在一定程度上影響著經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期形成。著名的盧卡斯批判(Lucas Critique，1976)強(qiáng)調(diào)了預(yù)期改變對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論的挑戰(zhàn)。

為與經(jīng)濟(jì)發(fā)展和制度變革相適應(yīng)，改革開放至今，我國(guó)的貨幣政策發(fā)展也經(jīng)歷了多個(gè)調(diào)整歷程。從改革初期的計(jì)劃管制模式到逐步建立獨(dú)立制定與執(zhí)行貨幣政策的中央銀行制度，再到政策工具、目標(biāo)的逐步豐富與完善，我國(guó)貨幣政策目標(biāo)逐步確立為保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)*近期，中國(guó)人民銀行將保持金融穩(wěn)定、防范金融風(fēng)險(xiǎn)納入貨幣政策目標(biāo)，但還未寫入《中國(guó)人民銀行法》，故本文未考慮貨幣政策的金額穩(wěn)定作用。。

貨幣政策對(duì)產(chǎn)出、價(jià)格水平的影響一直是政策制定者及學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)話題。作為主要的需求管理政策之一，中國(guó)人民銀行頻繁使用貨幣政策工具干預(yù)產(chǎn)出、平抑物價(jià)、穩(wěn)定匯率等。但學(xué)術(shù)界并未對(duì)貨幣政策效應(yīng)及發(fā)揮效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制達(dá)成共識(shí)，更缺乏基于我國(guó)制定變遷背景下貨幣政策效應(yīng)的評(píng)價(jià)研究，本文試圖彌補(bǔ)其不足。

基于以上分析，我國(guó)貨幣政策經(jīng)歷了多個(gè)階段發(fā)展過程，與此同時(shí),我國(guó)各領(lǐng)域的經(jīng)濟(jì)改革也帶來了諸多制度上的改變，在此背景下,我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制可能會(huì)表現(xiàn)出時(shí)變性特征。因此，本文采用參數(shù)時(shí)變的結(jié)構(gòu)向量自回歸(TVP-SVAR)模型，并利用1996年1月到2016年7月的宏觀數(shù)據(jù)，就數(shù)量型貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出、價(jià)格水平的時(shí)變影響進(jìn)行實(shí)證分析，從而為我國(guó)政府及央行在貨幣政策制定和實(shí)施方面提供相關(guān)參考。

本文安排如下：第二部分對(duì)現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外代表性文獻(xiàn)進(jìn)行綜述；第三部分介紹本文使用的實(shí)證方法及其估計(jì)，即TVP-SVAR模型；第四部分詳細(xì)論述本文的數(shù)據(jù)來源及實(shí)證變量的選??；第五部分對(duì)實(shí)證結(jié)論進(jìn)行分析；最后一部分對(duì)全文主要研究結(jié)論進(jìn)行總結(jié)并提出政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外關(guān)于貨幣政策效應(yīng)的實(shí)證研究較多，F(xiàn)riedman和Schwartz(1963)通過研究1867—1960年間美國(guó)的貨幣政策歷史，表明在大蕭條時(shí)期，美國(guó)所實(shí)行的貨幣政策實(shí)際是緊縮性的，這在當(dāng)時(shí)確實(shí)起到了抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果，表明貨幣政策是有效的。Stock和Watson(1989)使用1960—1985年美國(guó)的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)對(duì)各變量序列進(jìn)行去趨勢(shì)處理后，M1對(duì)工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)具有顯著的影響，表明貨幣政策是有效的。Bernanke和Blinder(1990)研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)聯(lián)邦基金利率的上升能夠顯著降低銀行存款，但這種影響作用存在6—9個(gè)月的時(shí)滯效應(yīng)。 Oliner et al.(1996)研究發(fā)現(xiàn)，緊縮性貨幣政策確實(shí)會(huì)使企業(yè)投資減少。Bae和Ratti(2000)以巴西和阿根廷作為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)社會(huì)產(chǎn)出與貨幣供應(yīng)量在短期呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，而貨幣在長(zhǎng)期是中性的。Uhlig(2005)采用符號(hào)約束法識(shí)別VAR模型，對(duì)儲(chǔ)備金率和聯(lián)邦基金利率的脈沖響應(yīng)施加符號(hào)約束但對(duì)產(chǎn)出不施加約束，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響并不明顯。Sims和Zha(2006)使用多元區(qū)制轉(zhuǎn)移模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)美國(guó)的貨幣政策規(guī)則在發(fā)生變化。 Mumtaz和Surico(2009)采用FAVAR模型研究英國(guó)貨幣政策的有效性，結(jié)果表明在英國(guó)貨幣政策是有效的，然而美國(guó)的數(shù)據(jù)表明貨幣政策是無效的。Forni和Gambetti(2010)利用結(jié)構(gòu)因子模型進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊無論是對(duì)名義變量還是實(shí)際變量都具有顯著的影響。Tsai(2014)采用聯(lián)邦公開市場(chǎng)操作委員會(huì)(FOMC)會(huì)議記錄來識(shí)別貨幣政策，發(fā)現(xiàn)基于詳實(shí)的(informative)聯(lián)邦公開市場(chǎng)委員會(huì)聲明的貨幣沖擊對(duì)股票收益率具有顯著的影響，而基于不詳實(shí)的(uninformative)聯(lián)邦公開市場(chǎng)委員會(huì)聲明的貨幣沖擊對(duì)股票收益率并沒有顯著的影響。Fatnassi et al.(2014)采用時(shí)變概率的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型進(jìn)行研究，表明貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)投資信托市場(chǎng)具有明顯的非線性影響，不僅影響房地產(chǎn)投資信托收益率，而且影響房地產(chǎn)投資信托市場(chǎng)繁榮和蕭條的概率，因而貨幣政策是有效的。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也已從多個(gè)角度對(duì)我國(guó)貨幣政策的沖擊效應(yīng)進(jìn)行了研究。劉斌(2001)通過建立SVAR模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊在短期會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門產(chǎn)生影響，在長(zhǎng)期不會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門產(chǎn)生影響。謝平(2004)通過建立VECM模型和VAR模型，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與長(zhǎng)期內(nèi)產(chǎn)出的變化沒有必然聯(lián)系，貨幣供應(yīng)量在短期和長(zhǎng)期對(duì)物價(jià)水平都有影響，而在長(zhǎng)期貨幣是中性的。趙進(jìn)文和閔捷(2005)采用LSTR模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)從1993年第1季度至2004年第2季度，我國(guó)貨幣政策操作的效果表現(xiàn)出了比較明顯的非對(duì)稱性，具有較強(qiáng)的非線性特征，擴(kuò)張性貨幣政策與緊縮性貨幣政策在治理經(jīng)濟(jì)衰退和抑制經(jīng)濟(jì)過熱的效果上存在極大的差異，并且不同國(guó)家和地區(qū)的貨幣政策運(yùn)用效果及特點(diǎn)也有著較為明顯的差別。張雪蘭和楊丹(2010)利用1996—2009年經(jīng)濟(jì)金融的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)過程中并不存在很明顯的時(shí)滯，但操作目標(biāo)、中介目標(biāo)、最終政策目標(biāo)間的相關(guān)性不強(qiáng)，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制不夠通暢，繼而影響了貨幣政策的有效性。陳浪南和田磊(2014)在SVAR框架下構(gòu)建一種混合識(shí)別法，以考察主要貨幣政策工具(公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)、準(zhǔn)備金率、利率工具)實(shí)施的沖擊對(duì)產(chǎn)出和價(jià)格的影響，發(fā)現(xiàn)緊縮性貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出和價(jià)格施加負(fù)向影響；公開市場(chǎng)賣出或提高準(zhǔn)備金率引致的沖擊對(duì)產(chǎn)出有更強(qiáng)的影響；利率工具沖擊使價(jià)格經(jīng)歷一個(gè)更持久的下跌過程。王少林等(2015)基于TVP-FAVAR模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)數(shù)量型貨幣政策對(duì)產(chǎn)出及通脹均存在時(shí)變效應(yīng)，但后者更加明顯、持久。林建浩和王少林(2016)基于TVP-VAR模型，發(fā)現(xiàn)我國(guó)價(jià)格型貨幣政策系統(tǒng)性和非系統(tǒng)性效應(yīng)均表現(xiàn)出時(shí)變特征，且趨于改善，但并不是驅(qū)動(dòng)宏觀經(jīng)濟(jì)從大波動(dòng)向大穩(wěn)定轉(zhuǎn)變的主要原因。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外關(guān)于貨幣政策沖擊效應(yīng)的研究主要采用的是VAR、SVAR、FAVAR等計(jì)量模型，近年才開始使用時(shí)變結(jié)構(gòu)模型開展研究。非時(shí)變模型難以反映經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)隨時(shí)間變化的特性，一旦經(jīng)濟(jì)發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，就會(huì)導(dǎo)致這些計(jì)量模型擬合不準(zhǔn)確。

三、實(shí)證模型

經(jīng)濟(jì)理論及實(shí)證分析表明，由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、制度環(huán)境等均發(fā)生著漸進(jìn)性變動(dòng)，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制很可能也隨之發(fā)生變動(dòng)，采用傳統(tǒng)的非時(shí)變結(jié)構(gòu)模型對(duì)貨幣政策效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析得出的結(jié)果并不穩(wěn)健。為解決該問題，本文使用了最新發(fā)展的時(shí)變結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(TVP-SVAR)。該模型最早由Primiceri(2005)提出并應(yīng)用于貨幣政策的分析。該模型的系數(shù)和沖擊協(xié)方差矩陣都具有時(shí)變性，而這種時(shí)變系數(shù)可以捕捉模型結(jié)構(gòu)的時(shí)變特征以及可能的非線性特征。因此，該模型為分析我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的時(shí)變性提供了可能。

(一)TVP-SVAR模型

TVP-SVAR模型是VAR的推廣，后者基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)來建立模型。它將系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型。其數(shù)學(xué)表示如下：

Ayt=B1yt-1+…+Bsyt-s+μt,t=s+1,…,n

(1)

其中，yt是k×1維向量，A為k×k維聯(lián)立參數(shù)矩陣，B1,…Bs為k×k維的系數(shù)矩陣，擾動(dòng)項(xiàng)μt獨(dú)立同分布。

接下來，定義一個(gè)最為基本的SVAR模型，如下：

Ayt=B1yt-1+…+Bsyt-s+μt,t=s+1,…,n

(2)

其中，擾動(dòng)項(xiàng)μt為k×1維的結(jié)構(gòu)性沖擊項(xiàng)，假設(shè)μt～N(0,∑∑)，并且

特別地，假設(shè)矩陣a為下三角矩陣：

從而，模型(2)可化簡(jiǎn)成如下形式：

yt=C1yt-1+…+Csyt-s+A-1Σεt,εt～N(0,Ik)

(3)

其中，Ci=A-1Bi，i=1,…,s。我們把所有C中的行元素拉直，寫成k2s×1維的向量β，再定義Xt=Is?(yt-1,…,yt-s)，由此，模型可化簡(jiǎn)成如下形式：

yt=Xtβ+A-1Σεt

(4)

上面所描述的是SVAR模型的參數(shù)不具有時(shí)變性，接下來需要做的工作是使所有的系數(shù)和參數(shù)具有時(shí)變性，從而把模型推廣為TVP-VAR模型。該模型具有如下形式：

yt=Xtβt+At-1Σtεt,t=s+1,…,n

(5)

其中，系數(shù)βt、參數(shù)At以及協(xié)方差矩陣Σt都具有時(shí)變性。雖然式(5)中參數(shù)的變形有多種方式，我們采用Primiceri(2005)和Nakajima(2011)的處理方式，把下三角矩陣At中非0和非1的元素拉成一列向量，可得到如下形式：

at=(a21,a31,a32,a41,…,ak,k-1),ht=(h1t,…,hkt)

(6)

其中,hit=logσit2,i=1…,k,t=s+1,…,n,。同樣地，假設(shè)式(5)中的參數(shù)服從以下的隨機(jī)游走過程：

(7)

(8)

綜上，式(5)、(6)、(7)、(8)構(gòu)成了TVP-SVAR模型。

(二)參數(shù)估計(jì)

由于TVP-SVAR模型為多元的時(shí)間序列模型，且系數(shù)是動(dòng)態(tài)變化的，因此本文在貝葉斯框架下對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。本文擬采用馬爾科夫蒙特卡洛(MCMC)算法。

1.先驗(yàn)值

我們假設(shè)參數(shù)β、α、h的先驗(yàn)分布為正態(tài)分布，其均值為：μβ0=μa0=μh0=0, 其協(xié)方差矩陣為：∑β0=∑a0=∑h0=10×I。除此之外，我們假設(shè)協(xié)方差矩陣的第i個(gè)對(duì)角線元素服從以下的伽馬分布：

(Σβ)i-2～Ga(4,0.02),(Σα)i-2～Ga(4,0.02),(Σh)i-2～Ga(4,0.02)

2.貝葉斯推斷

我們選擇在貝葉斯推斷的基礎(chǔ)上構(gòu)建馬爾科夫蒙特卡洛算法(MCMC)來對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。事實(shí)上，在特定的先驗(yàn)概率分布下，MCMC方法產(chǎn)生的樣本來自于一個(gè)關(guān)于參數(shù)的高維后驗(yàn)分布，需要對(duì)TVP-SVAR模型建立一個(gè)有效的抽樣方案，該方案就是基于剩余參數(shù)來對(duì)β={βt}t=s+1n、α={αt}t=s+1n以及h={ht}t=s+1n進(jìn)行聯(lián)合采樣。為了使抽樣更加有效，我們使用模擬濾波器對(duì)時(shí)變系數(shù)以β及參數(shù)α進(jìn)行取樣。而對(duì)于隨機(jī)波動(dòng)h，其模型構(gòu)成是一個(gè)非線性和非高斯空間的形式，本文采用多次移動(dòng)取樣的方法來完成對(duì)h的抽樣。

四、數(shù)據(jù)來源及變量選取

我國(guó)貨幣政策的目標(biāo)是保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此本文使用三變量的TVP-SVAR模型開展研究，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論及實(shí)證分析確定三個(gè)變量，依次為實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)(gdp)、通貨膨脹(inf)、貨幣政策工具(M2實(shí)際增速，m2)。

所有數(shù)據(jù)來源于Wind資訊，樣本期間為1996年1月至2016年7月。產(chǎn)出以工業(yè)增加值表示，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2006年12月后不再公布工業(yè)增加值的現(xiàn)價(jià)水平值，本文根據(jù)工業(yè)增加值的月度同比增長(zhǎng)率公式，計(jì)算出2006年12月至2016年7月的現(xiàn)價(jià)水平值，然后以1996年1月為基期的CPI環(huán)比序列，計(jì)算得到實(shí)際產(chǎn)出。通貨膨脹以環(huán)比月度CPI計(jì)算得到。貨幣政策工具以M2實(shí)際增速衡量，以M2名義增速扣除通貨膨脹計(jì)算。在估計(jì)模型前，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

M2實(shí)際增速動(dòng)態(tài)變動(dòng)情況如圖1所示。在經(jīng)過了始于1992年的經(jīng)濟(jì)過熱之后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)在改革開放和宏觀調(diào)控的雙重作用下，于1996年實(shí)現(xiàn)“軟著陸”，即在我們研究樣本的初期，M2增速處于歷史高位。之后受1997年亞洲金融危機(jī)影響，為維持人民幣幣值穩(wěn)定，M2增速迅速下降。直至2001年末我國(guó)加入世界貿(mào)易組織，M2增速開始上漲，至2008年上半年，M2增速處于小幅波動(dòng)狀態(tài)。受2008—2009年的全球金融危機(jī)影響，人民銀行為應(yīng)對(duì)外部不利沖擊，于2009年實(shí)施了“四萬億”刺激計(jì)劃，致使M2增速迅速攀升至歷史較高水平，之后增速處于逐步放緩的態(tài)勢(shì)。

圖1 貨幣增速變動(dòng)情況

VAR框架下，需要保證所用數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文使用ADF統(tǒng)計(jì)量對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。產(chǎn)出增長(zhǎng)、M2增速在1%的置信水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，即產(chǎn)出增長(zhǎng)、M2增速均平穩(wěn)，而通貨膨脹不能拒絕單位根存在的原假設(shè)，經(jīng)一階差分后平穩(wěn)。因此，在模型估計(jì)時(shí)平穩(wěn)變量采用其水平值，非平穩(wěn)變量采用其一階差分值。

表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：ADF檢驗(yàn)中的最優(yōu)滯后階數(shù)由SIC信息準(zhǔn)則確定；***表示在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

根據(jù)邊際似然函數(shù)，我們選取TVP-SVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。本文TVP-SVAR模型的估計(jì)是利用Nakajima(2011)的TVP-SVAR軟件包，通過使用Matlab2014進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和模型計(jì)算。

(一)MCMC模擬法下的估計(jì)結(jié)果

先驗(yàn)值的處理方法已在上面進(jìn)行了闡述。在舍去最初的1000個(gè)樣本之后，我們選擇M=10000的樣本，這個(gè)預(yù)模擬時(shí)期1000由如下所示的收斂診斷(CD)統(tǒng)計(jì)量決定。

Geweke(1992)提出了無效率因素和收斂診斷(CD)統(tǒng)計(jì)量的概念，并排除了中間序列，提出前n0個(gè)序列和后n1個(gè)序列的一個(gè)對(duì)照。CD統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算公式如下：

(9)

無效率因素是序列后驗(yàn)樣本均值的方差和不相關(guān)序列樣本均值的方差的比率。其作用是來測(cè)定MCMC鏈的混合效果，其計(jì)算公式如下：

(10)

其中,Bm取500，ρs為當(dāng)滯后階數(shù)為s時(shí)的樣本自相關(guān)系數(shù)。當(dāng)無效率因素等于m的時(shí)候，在估計(jì)過程中就會(huì)產(chǎn)生M/m個(gè)不相關(guān)的樣本，因而較低的無效率因素是有利的。

根據(jù)表2，我們可以得到待估參數(shù)后驗(yàn)分布的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、95%的置信區(qū)間以及收斂統(tǒng)計(jì)量。從表1可以看出，六個(gè)變量的Geweke診斷概率均大于10%，并且無效因子均比較小(均小于60)，說明利用MCMC算法進(jìn)行估計(jì)是有效的。

表2 MCMC估計(jì)的結(jié)果及診斷

(二)變量波動(dòng)率特征分析

圖2反映的是三個(gè)變量結(jié)構(gòu)沖擊的波動(dòng)率時(shí)變特征。

首先，圖2左圖可見，產(chǎn)出增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)沖擊的波動(dòng)率呈現(xiàn)明顯的時(shí)變性特征，這種時(shí)變性特征與我國(guó)政治經(jīng)濟(jì)周期相吻合，樣本期間內(nèi)產(chǎn)出增長(zhǎng)波動(dòng)率超過25共計(jì)4次，分別是2000年、2005年、2008年和2010年。其中2000年、2005年、2010年分別對(duì)應(yīng)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)第九個(gè)、第十個(gè)、第十一個(gè)五年計(jì)劃的最后一年。眾多文獻(xiàn)(Li和Zhou，2005；徐現(xiàn)祥等，2007；王賢彬等，2009)研究表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的制定對(duì)地方官員晉升形成激勵(lì)，最終對(duì)實(shí)際增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。徐現(xiàn)祥和梁劍雄(2014)認(rèn)為，1996—2015年間五年規(guī)劃所規(guī)劃的增長(zhǎng)目標(biāo)，主導(dǎo)著省際差距的變動(dòng)。如表3所示，五年規(guī)劃的最后一年相較于第四年，產(chǎn)出增長(zhǎng)都會(huì)有較大幅度的變動(dòng)。我們認(rèn)為這種變動(dòng)源于地方官員基于五年規(guī)劃增長(zhǎng)目標(biāo)的策略性調(diào)整：當(dāng)五年規(guī)劃的前四年已經(jīng)完成預(yù)期目標(biāo)，則第五年會(huì)放緩經(jīng)濟(jì)增速，如2000年、2010年、2015年；當(dāng)五年規(guī)劃的前四年未完成預(yù)期目標(biāo)，則第五年經(jīng)濟(jì)增速會(huì)有所上升，如2005年。受金融危機(jī)的影響，2008年我國(guó)產(chǎn)出增長(zhǎng)也表現(xiàn)出較大的波動(dòng)性。

仍需說明的是，圖2右圖樣本期內(nèi)，產(chǎn)出增速波動(dòng)發(fā)生的頻率有明顯的降低趨勢(shì)，即圖中尖峰發(fā)生的次數(shù)下降，這與林建浩和王美今(2013)的大穩(wěn)定時(shí)代識(shí)別結(jié)果是一致的。

圖2 變量結(jié)構(gòu)沖擊的隨機(jī)波動(dòng)時(shí)變特征

圖2中圖可見，樣本期內(nèi)我國(guó)通貨膨脹沖擊呈現(xiàn)出明顯的時(shí)變性波動(dòng)特征。樣本初期，即1990年代中期，通脹沖擊的波動(dòng)較大，這與林建浩和王少林(2016)的研究結(jié)論一致。2000年至2006年5月之前，通脹波動(dòng)呈現(xiàn)逐期上升的態(tài)勢(shì)；2006年5月通脹波動(dòng)達(dá)到最大，之后呈現(xiàn)逐期變小的趨勢(shì)，表明央行在控制通脹方面取得了明顯效果。我們認(rèn)為，出現(xiàn)此種特征的原因是以市場(chǎng)為導(dǎo)向的價(jià)格形成機(jī)制逐漸形成并在2006年初見成效。結(jié)合圖1右圖可見，同時(shí)期貨幣供給增速反而非常平穩(wěn)，表明央行貨幣政策干預(yù)并不是價(jià)格穩(wěn)定的原因。

表3 五年規(guī)劃內(nèi)各年份平均月度產(chǎn)出環(huán)比實(shí)際增速 (單位：%)

圖2右圖可見，在樣本初期M2增速表現(xiàn)出較大的波動(dòng)性，這與該時(shí)期實(shí)行的以反通貨膨脹為目標(biāo)的貨幣政策有關(guān)。2000年至2007年間，我國(guó)貨幣政策相對(duì)平穩(wěn)，M2增速波動(dòng)幾乎為0。2008年之后，為應(yīng)對(duì)金融危機(jī)，我國(guó)試行了積極的寬松貨幣政策，如“四萬億”刺激計(jì)劃，因此M2增速波動(dòng)有所加強(qiáng)?？傮w來看，圖2右圖所反映的M2增速波動(dòng)情況與圖1所示相吻合。

(三)動(dòng)態(tài)脈沖響應(yīng)特征分析

1.數(shù)量型貨幣政策沖擊的產(chǎn)出效應(yīng)

圖3反映了在樣本期內(nèi)各時(shí)間點(diǎn)施加M2增速一單位正向沖擊對(duì)產(chǎn)出增速所形成的脈沖響應(yīng)。有意思的是，在不同時(shí)點(diǎn)上產(chǎn)出增長(zhǎng)對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)基本一致，表明貨幣增速與產(chǎn)出增長(zhǎng)之間存在穩(wěn)定非時(shí)變的關(guān)系，這種關(guān)系不受經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和制度環(huán)境的影響。該研究結(jié)論與現(xiàn)有文獻(xiàn)中的研究結(jié)論有所區(qū)別，如孫杰(2004)、黃武俊和陳漓高(2010)、王少林等(2015)等，他們認(rèn)為貨幣供給內(nèi)生性程度不斷加強(qiáng)，央行貨幣供給帶來的是商業(yè)銀行準(zhǔn)備金增加，并不能促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)。與之不同，我們的研究認(rèn)為，我國(guó)貨幣政策有效性并未明顯降低。Chen et al.(2017)研究認(rèn)為，我國(guó)貨幣政策框架雖然與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體有明顯區(qū)別，但其對(duì)產(chǎn)出及通脹的傳導(dǎo)機(jī)制是一致的，基于發(fā)達(dá)國(guó)家樣本的研究認(rèn)為其貨幣政策有效性并未降低，甚至在2008年金融危機(jī)后有所增強(qiáng)。

具體來看，正向的貨幣增速?zèng)_擊發(fā)生后，受其影響，產(chǎn)出增長(zhǎng)在滯后一期后發(fā)生同向的變動(dòng)，并且達(dá)到最大，表明了貨幣政策效應(yīng)的時(shí)滯性及短期貨幣政策的有效性。在第2期，產(chǎn)出增長(zhǎng)會(huì)發(fā)生回調(diào)，出現(xiàn)負(fù)向增長(zhǎng)，隨后小幅震動(dòng)。在第6期，貨幣政策沖擊的效應(yīng)基本消失，該動(dòng)態(tài)過程表明長(zhǎng)期貨幣超中性，與貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)結(jié)論一致。

以上研究表明，雖然貨幣政策有效性并未明顯降低，但貨幣政策作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求沖擊對(duì)產(chǎn)出的作用十分有限。如Ouyang和Peng(2014)研究表明，我國(guó)“四萬億”刺激計(jì)劃雖在短期內(nèi)刺激了3.2%的經(jīng)濟(jì)增速，但長(zhǎng)期內(nèi)其效果消失。我們認(rèn)為未來應(yīng)依據(jù)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革進(jìn)行政策制定，才能在長(zhǎng)期內(nèi)起到維持甚至促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的作用。

圖3 TVP-SVAR模型下產(chǎn)出增長(zhǎng)對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)

2.數(shù)量型貨幣政策沖擊的價(jià)格效應(yīng)

圖4反映了在樣本期內(nèi)各點(diǎn)施加M2增速?zèng)_擊對(duì)通貨膨脹所形成的脈沖響應(yīng)。與產(chǎn)出增長(zhǎng)對(duì)貨幣政策沖擊的響應(yīng)不同，通貨膨脹的響應(yīng)表現(xiàn)出明顯的時(shí)變特征，而且更為重要的是，隨著時(shí)間的推移，通脹對(duì)貨幣政策沖擊的反映愈加敏感，同樣的M2增速?zèng)_擊，在樣本末期通脹變動(dòng)是樣本初期的3倍。

具體來看，貨幣政策沖擊對(duì)通脹的影響同樣表現(xiàn)持續(xù)效應(yīng)，通脹的變動(dòng)方向與貨幣政策變動(dòng)方向一致。在1990年代中期，在約第8期后，貨幣政策效應(yīng)基本消失，隨后所持續(xù)時(shí)間越來越長(zhǎng)，在本文樣本的中后期，需大約12期后，貨幣政策對(duì)通脹的效應(yīng)才能基本消失。相比產(chǎn)出效應(yīng)，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率沖擊的價(jià)格效應(yīng)較為明顯且作用更為持久(王少林等，2015)。

以上動(dòng)態(tài)過程表明，樣本期內(nèi)貨幣政策對(duì)價(jià)格的影響機(jī)制在變動(dòng)，這符合我國(guó)價(jià)格形成機(jī)制逐漸市場(chǎng)化的進(jìn)程。該結(jié)論具有豐富的政策含義，即積極推進(jìn)以市場(chǎng)為導(dǎo)向的價(jià)格形成機(jī)制改革，將有利于央行穩(wěn)定物價(jià)的貨幣政策。

圖4 TVP-SVAR模型下通脹對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)

(四)與BVAR模型的比較分析

作為對(duì)比，使用系數(shù)非時(shí)變的貝葉斯向量自回歸(BVAR)重復(fù)以上實(shí)證過程，得出圖5所示的貨幣政策沖擊脈沖響應(yīng)。由圖形可以看出，產(chǎn)出增速對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)并未表現(xiàn)時(shí)變性特點(diǎn)，因此圖5左圖與圖3基本一致，短期內(nèi)貨幣政策有效，長(zhǎng)期內(nèi)貨幣政策超中性。如圖5中圖所示，由于BAVR模型下不能反映貨幣政策對(duì)通脹影響的時(shí)變性，因此對(duì)于正確認(rèn)識(shí)二者關(guān)系存在明顯不足，缺乏正確的政策含義。

圖5 BVAR模型下數(shù)量型貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)

總之，TVP-SVAR模型的沖擊反應(yīng)函數(shù)表明，時(shí)變沖擊反應(yīng)函數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)變化的捕捉較為敏銳，相比于普通VAR模型的沖擊反應(yīng)函數(shù)，其對(duì)短期經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的解釋更為合理。

六、研究結(jié)論與啟示

本文使用1996年1月至2016年7月宏觀數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)和通貨膨脹率受數(shù)量型貨幣政策沖擊的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)及制度環(huán)境變動(dòng)可能會(huì)對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生影響，因此本文運(yùn)用了系數(shù)以及擾動(dòng)項(xiàng)均具有時(shí)變性的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(TVP-SVAR)。本文還使用BVAR模型進(jìn)行實(shí)證研究，并將所得結(jié)論與TVP-SVAR模型進(jìn)行對(duì)比，發(fā)現(xiàn)后者能捕捉貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的變動(dòng)，所得結(jié)論更加可靠，明顯優(yōu)于前者。

本文實(shí)證研究結(jié)論可概括為以下兩點(diǎn)：

第一，短期內(nèi)正向的貨幣政策沖擊對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有促進(jìn)作用的，但長(zhǎng)期內(nèi)貨幣政策超中性，更為重要的是貨幣政策對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響十分穩(wěn)定，傳導(dǎo)機(jī)制并未表現(xiàn)時(shí)變性特點(diǎn)。本研究結(jié)論不同于以往研究認(rèn)為的貨幣政策無效論，但貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)十分有限，不能成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效工具。

第二，短期內(nèi)正向的持續(xù)的貨幣政策沖擊會(huì)引起通貨膨脹，長(zhǎng)期內(nèi)這種效應(yīng)同樣會(huì)消失，但其作用的持久性明顯大于產(chǎn)出效應(yīng)。重要的是受價(jià)格改革的影響，貨幣政策對(duì)價(jià)格影響的傳導(dǎo)機(jī)制表現(xiàn)出時(shí)變性特點(diǎn)，樣本期內(nèi)，貨幣政策沖擊帶來的通脹改變逐漸增強(qiáng)，表明貨幣政策在調(diào)控物價(jià)方面更加有效。

當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增速放緩，我們的研究啟示，短期內(nèi)靠貨幣政策刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能很難收到較大成效。探索以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為基礎(chǔ)制定經(jīng)濟(jì)政策，長(zhǎng)期來看將有利于我國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提升。在物價(jià)調(diào)控方面，隨著我國(guó)以市場(chǎng)為導(dǎo)向的價(jià)格形成機(jī)制逐步形成，貨幣政策在調(diào)控物價(jià)穩(wěn)定方面可發(fā)揮更加積極的作用。

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【責(zé)任編輯：周吉梅；責(zé)任校對(duì)：周吉梅，李青果】

2017—04—27

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金(17YJA790011)； 廣東省自然科學(xué)基金(2017A030311038)；中山大學(xué)高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)(14wkzs03)

陳浪南，中山大學(xué)嶺南學(xué)院(廣州 510275)；

王升泉，中山大學(xué)嶺南學(xué)院(廣州 510275)；

王恒泰，中山大學(xué)嶺南學(xué)院(廣州 510275)。

10.13471/j.cnki.jsysusse.2017.06.018