淺析貨幣政策效果非對稱性

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一、文獻綜述

有關貨幣政策效果的研究由來已久，已積累了相當多的文獻成果。20世紀20年代以前，大多數經濟學家認為緊縮性貨幣政策與擴張性政策在實施產生的效果上是對稱的，即認為貨幣供應量與產出是線性關系。但20世紀20年代之后數十年間，經濟學界逐漸認識到：緊縮性貨幣政策能夠有效抑制經濟過熱，而擴張性貨幣政策在抑制經濟衰退的效果方面則不盡如人意，即貨幣政策執行效果是非對稱的。

近年來，國外已有一些應用模型進行貨幣政策執行效果研究的論文。KimD.H(2002)用美聯儲的數據，分析了美國貨幣政策執行效果，得出結論認為1979年前美國貨幣政策具有顯著的非線性特征，而1979年后線性特征則不顯著。BruinshfdandCandelon(2004)運用統計方法檢驗了歐洲幾個國家的貨幣政策執行效果，得出結論認為，在歐洲幾個國家丹麥、法國、意大利、荷蘭和英國中，丹麥和英國貨幣政策執行效果呈非線性特征，而其它國家貨幣政策執行效果的非對稱性則不明顯。

我國在貨幣政策執行效果方面已有一些研究成果。萬解秋和徐濤（2001）研究得出結論：貨幣供給在治理通貨膨脹和通貨緊縮的效果方面，表現出明顯的非對稱性。陸軍和舒元（2002）使用兩階段最小二乘法研究了貨幣供應量對經濟的沖擊，得出結論認為：貨幣供給緊縮的效應大于貨幣供給擴張的效應。

趙進文，閔捷（2005）應用STR模型和LM模型檢驗了我國貨幣政策的執行效果，得出結論認為：1993年1季度至2004年第2季度期間我國貨幣政策操作效果上表現出明顯的非線性特征。

目前國內外文獻對貨幣政策效果非對稱性的研究已取得了相當多的成果，貨幣政策效果的非對稱性也已成為經濟學界的共識。但對于貨幣政策轉折點，即“閥值效應”國內文獻中卻尚沒有研究。由于“閥值”和“閥值效應”不僅更進一步證實了貨幣政策效果的非對稱性，而且更重要的是反映了信貸配給的程度，進而也間接地反映了信貸市場的成熟和完善程度，因此，對這個問題進行研究具有重要意義。在此部分，借鑒國外研究成果結合我國具體情況，得出我國貨幣政策效果的“閥值”，并使用Stiglitz和Weiss（1981）的均衡信貸配給理論對貨幣政策執行效果的非對稱性和“閥值效應”給出理論上的解釋。

我國貨幣政策對產出的影響主要是通過信貸渠道實現的，國內學者在這方面所作研究已相當豐富。王振山、王志強（2000）運用協整和格蘭杰因果檢驗模型進行實證分析，表明信貸渠道是中國貨幣政策的主要傳導途徑，而貨幣渠道的傳導作用則不明顯。李斌（2001）運用交互影響的多元反饋時間序列模型進行實證檢驗，證實信貸總量和貨幣供給量與貨幣政策最終目標變量具有很高的相關系數，但信貸總量的相關性更大一些。周英章、蔣振聲（2002）研究得到貨幣政策分別通過信貸渠道和貨幣政策影響宏觀經濟總量，與貨幣渠道相比，信貸渠道在中國貨幣政策傳導過程中具有明顯的相對重要性。豐富的研究文獻表明，我國貨幣政策對產出的影響主要是通過信貸渠道實現的。

貨幣政策對產出的影響主要通過信貸渠道來實現，其影響程度取決于信貸條件是緊還是松，當信貸條件處于“緊”或“松”時，貨幣供應量變化對產出的影響是不同的，即貨幣政策與產出之間存在非線性關系和“閥值效應”。Blinder(1987)提出了一個信貸配給模型，認為當經濟處于信貸配給狀態時，貨幣政策的效果較強。McCllum(1991)用t統計量檢驗了Blinder(1987)的結論，得出結論：當信貸市場中信貸條件的緊密程度超過特定閥值時，貨幣供應增量對產出影響更強。Davies(1987)和Hansen(1996)研究了“閥值問題”，他們給出了“閥值”選擇中的不同檢驗統計量。

Galbraith(1996)基于美國和加拿大的貨幣政策的數據，使用t檢驗和LM檢驗，探測了真實貨幣量變化對產出的閥值效應。當貨幣供應量變化低于閥值時，貨幣供應量變化對產出的影響更強，“閥值效應”的存在更進一步證明了貨幣政策執行效果的非對稱性。

國內盡管對貨幣政策的非對稱性進行了一些研究，但對于我國貨幣政策操作的轉折點尚沒有進行深入研究，同時對于貨幣政策的效果非對稱性和政策轉折點即“閥值”也解釋得尚不充分。趙進文，閔捷（2005）研究了我國貨幣政策操作效果存在非對稱性，他們認為我國貨幣政策操作效果存在非對稱性是由于還存在“傳統的行政干預手段和其他非市場手段，還存在看得見的手在調控經濟，而在市場經濟成熟的西方國家，調控經濟的手段主要是靠市場經濟的杠桿和健全的法規，進行較為適時的、局部的、持續的微調，因而政策拐點相對地要少得多”。但在他們的研究中文獻中，并沒有對貨幣政策的拐點進行研究。

在這篇文章中將基于我國貨幣政策指標以及產出指標，運用t檢驗和LM檢驗，研究我國真實貨幣量變化對產出的非對稱性以及“閥值效應”，找出我國貨幣政策操作的轉折點，即“閥值”。

二、貨幣供給量與產出的關系及數據選取

研究貨幣政策傳導的信貸渠道中的“閥值效應”，需要抓住主要影響產出的變量來建立模型。貨幣供應量和利率是研究貨幣政策的主要經濟指標，但這里主要研究貨幣的信貸渠道中的“閥值”問題，因此，僅將貨幣供應量作為模型的變量。在這里將使用與MacCllum(1991)中相似的產出方程，其產出模型與IS-LM模型相一致，包括自回歸項和其它解釋變量。貨幣變量在這里是表示信貸條件的指標，其真實貨幣供給量的低值表示貨幣緊縮。建立模型的一般形式如下：

這里表示真實GDP的對數，表示真實政府支出的對數，表示真實M1的對數。方程（1）是一個自回歸分布滯后模型。

采集1992年第1季度至2005年第2季度期間的國內生產總值（GDP）、政府財政支出以及M2的季度數據，通過價格調整將其轉換為實際季度值，并且進行了季度調整（原始數據采集自《中經專網季度、月度數據庫》、《中國人民銀行統計季報》和《中國季度國內生產總值核算歷史資料》）。在這三個主要經濟指標中，國內生產總值GDP的對數記為y,貨幣供應量的對數記為m2，政府支出G的對數記為g。

為使變量的數據屬性符合建模要求，必須對y,m2和g這三個序列進行平穩性檢驗，即進行標準的單位根檢驗。表1給出了具體單位根結果，結果顯示，在5%的顯著性水平下，三個序列都是非平穩時間序列。因此，需要對三個序列進行平穩化處理。

注：“**”和“*”分別代表1%和5%顯著性水平下的ADF值

對y,m2和g的一階差分序列分別作帶有時間趨勢和截距項的單位根檢驗，結果顯示在5%的顯著水平下，三個一階差分序列的ADF檢驗值是平穩的（表2）。

信貸配給,貨幣政策,非對稱性閥值-[飛諾網]

由于方程（1）的一階差分是平穩序列，因此將自回歸分布滯后模型（1）變換為誤差修正模型。在誤差修正模型中檢驗閥值效應是否存在。用mt表示貨幣供應量的一階差分:閥值變量的

參數用h*來表示。如果貨幣供應量變化對產出僅有線性影響，則h*=0。然而當mt≤t（信貸是緊的）時，貨幣供應量變化的效應可能更弱或更強，于是，h*不等于0反映了貨幣供應量變化對產出影響的額外成分。帶有閥值變量的誤差修正模型可表示如下：

三、模型參數估計和閥值檢驗

根據模型（3），在h*=0假設下，作△ht對解釋變量的回歸，解釋變量中既包括△ht的前期值，還包含貨幣政策指標。Sensier和Osborn(2002)將所有線性和非線性模型的最高階數均定為8，根據t檢驗值、AIC準則、SC準則和DW檢驗，來確定符合我國實際情況的滯后階數，表3給出了滯后8階的各個系數的t檢驗。

由表3，滯后3階的擬合效果與其它階數相比更顯著。因此，模型在零假設h*=0下可寫為：

在零假設下，即h*=0時，閥值效應的變量mt*有零系數，相反則閥值效應變量與被解釋變量相關。如果對模型賦予一個固定的閥值，則對這個值的效應的檢驗較為簡單。但一般是參數在零假設下不被識別，其值必須由研究者來選擇。在h*不等于0時，模型寫為：

關于閥值的選擇問題，國內尚無文獻來解決此問題。Hanson(1996)使用LM和Wald統計量的最大值來估計閥值t，其估計量具有較好的性質和大小。Galbraith(1996)使用最大t值檢驗和最大LM檢驗法估計閥值t。此部分參考Hansen(1996)的研究方法，運用最大LM檢驗和t檢驗找尋中國貨幣政策的閥值。

根據LM估計量和t統計量，來估計t。在估計t值時，不僅使用了真實的m2差分作為貨幣變量，同時也使用了mt另外的定義，即m2的四季度移動平均偏差。在找尋t使用的是模擬的方法，從貨幣變量的最小值開始一直到最大值，對每個選中的mt值，運用模型（5），得出LM統計量的值和mt*系數的t統計量的值，LM統計量中的最大值和t統計量中最大值作為的估計值。通過編程估計，得出以下結果，見表4。由模型（5）和mt的四種定義得出表4結果，可知我國貨幣政策閥值在-0.08～-0.05之間，閥值為負，按照mt*的定義，mt≤t，mt*=mt，其它情況為0，h*mt*可以被看成是當貨幣變量低于閥值時，對產出額外的影響。這也說明了當貨幣變量取較高值時，貨幣政策的效果較小或根本沒有效果，也就是說擴張性貨幣政策與緊縮性貨幣政策相比，對產出的效力更有限。因此，閥值效應的存在進一步證實了我國貨幣政策效果的非對稱性，貨幣與產出之間存在較為復雜的非線形關系，從貨幣變量的強力作用到較弱作用之間存在一個跳躍性的過渡。

四、“閥值效應”和“閥值”的信貸配給理論解釋

對于貨幣政策效果的非對稱性和閥值效應的存在，國內外文獻有較為不同的解釋。趙進文，閔捷（2005）將貨幣政策效果的非對稱性歸結為貨幣政策操作方式不完善，認為“我國貨幣政策操作方式還有待進一步完善，穩健性還需加強。”

盡管趙進文，閔捷（2005）對央行貨幣政策的效果非對稱性進行了解釋，但僅僅將其解釋為貨幣政策操作方式上的不完善，則將這一問題簡單化，沒有考慮貨幣政策的傳導渠道，尤其在我國貨幣政策的傳導重要是信貸渠道。貨幣政策效果的非對稱性不僅僅是由于貨幣政策操作方式的不完善，還應考慮貨幣政策傳導的信貸渠道和信貸市場的成熟程度等方面的因素。

Galbraith（1996）認為：“閥值效應的存在并不能僅僅認為是由于Blinder(1987)中所闡述的信貸配給所導致的結果，并且可能應歸因于除此之外的其它現象的作用。但這并不意味著信貸配給就是一個不重要的現象。無庸置疑，信貸配給模型在解釋信貸市場上資金在借貸方的分配問題上有關鍵作用”。從Galbraith（1996）的文獻中可看出，StiglitzandWeiss(1981)型信貸配給的存在的確對貨幣政策傳導中的非對稱性以及閥值效應的產生起作用。

Blinder(1987)中的信貸配給是指:銀行對企業的最大信貸量小于企業對信貸的需求量。此文獻中給出了兩個宏觀經濟模型，用來描述經濟處于信貸配給狀態下，中央銀行的政策對經濟供給方的實際影響。這兩個模型分別為信貸配給對供給的影響模型以及信貸配給對固定資本的影響模型。在第一個模型中，信貸配給降低企業的生產所需要的資本金，由于企業難以獲得足夠資金用于生產，就會降低產出。因此，在產品市場上就會導致超額需求，從而使價格上升，進一步會使信貸的真實供給降低，進而導致總供給降低以及停滯性通貨膨脹。得出結論，貨幣政策緊縮時對經濟的實際影響較強，而在信貸適度和信貸擴張情況下，貨幣政策的實際影響較小。第二個模型中則研究信貸配給與固定資本之間的關系。信貸配給降低投資，從而削減了總供給和總需求。在經濟處于信貸配給情況下，政府支出的上升對投資具有“擠出效應”，但在非信貸配給情況下，政府支出上升則對投資沒有這種影響。

在這里，我們使用StiglitzandWeiss(1981)的信貸配給理論對我國貨幣政策的非對稱性和“閥值效應”進行解釋。StiglitzandWeiss(1981)證明在沒有政府干預的情況下，由于借款人方面存在的逆向選擇和道德風險行為，信貸配給可以作為一種長期均衡現象存在。信貸配給指的是如下兩種情況：①在所有貸款申請人中，一部分人得到貸款，另一部分人被拒絕，被拒絕的申請人即使愿意支付更高的利息也不能得到貸款；②一個給予申請人的借款要求只能部分地滿足。

我國貨幣政策主要是通過信貸渠道進行傳導的。信貸配給作為信貸市場上存在的一種行為方式，必然會對貨幣政策的傳導效果產生影響。

當中央銀行實行緊縮性貨幣政策時，貨幣政策可以通過銀行貸款的渠道影響經濟活動，也就是中央銀行通過公開市場操作來降低商業銀行準備金規模，從客觀使商業銀行信貸可得性降低，從而降低商業銀行提供信貸的能力，使商業銀行貸款供給下降，使得主要依靠商業銀行貸款的企業和個人由于銀行貸款資金減少，其為了尋找新的貸款者，建立新的信貸關系等而增加籌資成本，資金需求得不到滿足，進而投資量下降，在乘數效應和加速數原理的相互作用下，會對真實經濟產生收縮作用。由于貨幣政策傳導的資產負債表渠道要經過利率的傳導環節，而我國的存貸款利率由政府管制，尚未實現利率市場化，資產負債表渠道在我國貨幣政策傳導中所起到的作用十分有限。當中央銀行實行擴張性貨幣政策時，通過公開市場操作提高商業銀行準備金規模，從而提高商業銀行的信貸可得性，提高商業銀行提供貸款的能力，使商業銀行貸款供給提高，從而使得主要依靠商業銀行貸款的企業和個人可獲得更多的信貸資金，進而投資量上升，在乘數效應和加速數原理的相互作用下，對真實經濟產生擴張作用。

商業銀行在中央銀行的貨幣政策緊縮或擴張的操作過程中，信貸供給量發生變化，實際上是執行了相當一部分政府職能。但除了政府干預商業銀行的行為之外，商業銀行還是實現利潤最大化經營的企業。在不考慮政府干預的情況下，信貸市場上由于商業銀行與借款人之間存在信息不對稱，借款人方面存在逆向選擇和道德風險行為，信貸配給可以作為一種長期均衡現象存在。商業銀行的信貸配給行為對真實經濟有一個額外的影響，總的來說是收縮性的。當實行緊縮性貨幣政策時，信貸配給進一步加劇緊縮性貨幣政策的效果。當實行擴張性貨幣政策時，信貸配給會減弱擴張性貨幣政策作用的效果。因此，從理論上講，由于信貸配給的存在會使得中央銀行的貨幣政策的經濟效果呈現非對稱性，貨幣政策從擴張到收縮過程中必然存在一個轉折點，即閥值。當貨幣供應量變化超過這個閥值時，貨幣政策對真實經濟有一個額外的效應，即信貸配給效應，可以這樣說，閥值效應的存在是由于微觀信貸市場上存在信貸配給作用的結果，因此“閥值”和“閥值效應”的存在，反應了信貸配給的程度，“閥值”大小可以作為信貸配給程度的量化指標，而信貸配給強度如何度量一直是這一領域的難點。另一方面，信貸配給是信貸市場上的一種摩擦，它是由于信貸市場的不完善、不成熟造成的，因此“閥值”和“閥值效應”的存在也間接地反映了信貸市場的完善程度。

五、結論

本文使用1992年第1季度至2005年第2季度期間的數據研究了我國貨幣政策非對稱性、“閥值效應”。得出我國貨幣政策的拐點，即閥值在-0.08～-0.05之間。

我國貨幣政策主要是通過信貸渠道進行傳導的。由于信息不對稱所導致的信貸配給作為信貸市場上銀行與企業間存在的一種行為方式，必然會對貨幣政策的傳導效果產生影響。由于微觀信貸市場上信貸配給的存在，緊縮性貨幣政策對產出的影響大于擴張性貨幣政策?！伴y值”和“閥值效應”的存在反映了信貸配給的程度，“閥值”大小可以作為信貸配給程度的量化指標，而信貸配給強度的度量是這一領域的難點。此外，信貸配給是信貸市場上的一種摩擦，是由于信貸市場的不完善、不成熟造成的，“閥值”間接地反映了信貸市場完善程度。

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