王 曦，鄒文理

一、引 言

貨幣政策研究的重要性不需多言，而量化和規(guī)范研究貨幣政策的前提是:尋找到貨幣政策的合意度量(代表)指標(biāo)(indicator)①“度量指標(biāo)”是筆者翻譯西方主流學(xué)者的說(shuō)法，見于Bernanke和Blinder(1992)、Balke和Emery(1994)、Bernanke和Mihov(1998)等。。貨幣政策是指中央銀行為實(shí)現(xiàn)其特定的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，而采用的各種控制和影響經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的方針和措施的總稱，包含政策工具、操作目標(biāo)、中介目標(biāo)和最終目標(biāo)等一系列內(nèi)容。其中操作目標(biāo)和中介目標(biāo)又合稱中間目標(biāo)。貨幣政策的實(shí)施過程，就是通過使用貨幣政策工具作用于操作目標(biāo)，進(jìn)而通過操作目標(biāo)影響中介目標(biāo)，以實(shí)現(xiàn)最終目標(biāo)。那么，作為連接貨幣政策工具和最終目標(biāo)的中間目標(biāo)指標(biāo)就能夠充分體現(xiàn)出貨幣當(dāng)局的政策意圖并度量當(dāng)前的貨幣政策狀況(Stance)?？梢?，貨幣政策度量指標(biāo)包含了操作目標(biāo)和中介目標(biāo)。

目前，國(guó)外已經(jīng)有很多關(guān)于貨幣政策度量的文獻(xiàn)，但在國(guó)內(nèi)，盡管有很多關(guān)于貨幣政策的探討，但就貨幣政策度量本身，尚未出現(xiàn)統(tǒng)一和專門的研究，學(xué)者都是致力于尋找哪些指標(biāo)最適合作為中介目標(biāo)和操作目標(biāo)。對(duì)于貨幣政策中介目標(biāo)而言，史永東(1999)、蔣瑛琨、劉艷武和趙振全(2005)以及耿中元、惠曉峰(2009)等認(rèn)為中國(guó)應(yīng)該以M1作為貨幣政策的中介目標(biāo)。董承章(1999)、劉明志(2006)等主張以M2作為中介目標(biāo)的主要指標(biāo)。而秦宛順、靳云匯和卜永祥(2002)認(rèn)為從中央銀行福利損失的角度而言，以貨幣供應(yīng)量(M2)和以短期利率為貨幣政策中介目標(biāo)沒有差別。陸昂(1998)認(rèn)為M2并非理想化的貨幣政策中介目標(biāo);夏斌、廖強(qiáng)(2001)則直接指出貨幣供應(yīng)量作為我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)客觀上已經(jīng)不合時(shí)宜，應(yīng)盡快廢止;陳利平(2006)也認(rèn)為沒有合適的變量可以擔(dān)當(dāng)貨幣政策中介目標(biāo)的角色。盛松成、吳培新(2008)則認(rèn)為我國(guó)存在信貸規(guī)模和M2兩個(gè)貨幣政策中介目標(biāo);而劉金全、劉兆波(2008)則認(rèn)為1998年之前，信貸規(guī)模是我國(guó)的貨幣政策中介目標(biāo)，1998年之后，M1才是中介目標(biāo)。對(duì)于貨幣政策的操作目標(biāo)而言，易綱(2001)①易綱:《中國(guó)貨幣政策框架》，貨幣政策操作國(guó)際研討會(huì)論文，2001年5月8日。、戴根有(2003)以及謝平(2004)認(rèn)為基礎(chǔ)貨幣是我國(guó)貨幣政策的操作目標(biāo);陳雨露、周晴(2004)認(rèn)為超額準(zhǔn)備金是我國(guó)貨幣政策的操作目標(biāo);而王曉芳和王維華(2008)則認(rèn)為準(zhǔn)備金總額是我國(guó)貨幣政策的操作目標(biāo)。由此可見，國(guó)內(nèi)學(xué)界對(duì)于貨幣政策的中間目標(biāo)仍然沒有一致的看法。這樣的結(jié)果必然就是在進(jìn)行有關(guān)貨幣政策的相關(guān)研究時(shí)，對(duì)貨幣政策的度量指標(biāo)選取比較隨意，一些學(xué)者采用貨幣總量或金融機(jī)構(gòu)信貸總量等來(lái)度量貨幣政策。如王曦和馮文光(2009)、彭方平等(2008)以M2作為貨幣政策的衡量指標(biāo);陸軍和舒元(2002)、孫穩(wěn)存(2007)以M1作為度量指標(biāo);裴平、熊鵬、朱永利(2006)以M0作為度量指標(biāo);郝雁(2004)和楊子暉(2008)同時(shí)采用M2和金融機(jī)構(gòu)貸款余額作為貨幣政策的代理變量。也有少部分學(xué)者采用了利率指標(biāo)，如謝平和羅雄(2002)、劉斌(2008)使用短期利率。這自然也就造成我國(guó)貨幣政策研究爭(zhēng)議較多。

在國(guó)外，有關(guān)貨幣政策的度量，弗里德曼等(Friedman＆ Schwartz，1963)的《美國(guó)貨幣史:1867—1960》是早期的經(jīng)典，他們用貨幣總量來(lái)度量貨幣政策。西姆斯(Sims，1972)以及克里斯蒂亞諾等(Christiano＆Ljungqvist，1988)也采用貨幣總量度量貨幣政策，以考察貨幣政策與GNP和工業(yè)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系。到20世紀(jì)80年代，以貨幣總量度量貨幣政策的觀點(diǎn)發(fā)生了轉(zhuǎn)變。Sims(1980)、麥克卡萊姆(McCallum，1983)、萊特曼等(Litterman ＆ Weiss，1985)、勞 倫 特 (Laurent，1988)以及伯南克(Bernanke，1990)發(fā)現(xiàn)與貨幣總量相比，短期利率對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)能力更強(qiáng)，因而利率更加適合度量貨幣政策。伯南克和布林德(Bernanke＆Blinder，1992)通過詳細(xì)的向量自回歸(vector autoregression，VAR)分析，比較聯(lián)邦基金利率、貨幣供應(yīng)量M1、M2，以及三個(gè)月和10年期國(guó)庫(kù)券利率對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)能力，證明聯(lián)邦基金利率更加適合作為中央銀行貨幣政策的度量指標(biāo)。鮑克和埃默里(Balke＆Emery，1994)等支持了Bernanke和Blinder(1992)的觀點(diǎn)。但也不是所有的學(xué)者都認(rèn)同聯(lián)邦基金利率指標(biāo)，例如桑頓(Thornton，1988)、克里斯蒂亞諾和艾肯鮑姆(Christiano＆ Eichenbaum，1992)同樣采用 VAR方法，結(jié)論是非借入儲(chǔ)備(non-borrowed reserves)是貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)。除了上述的貨幣總量和利率指標(biāo)外，對(duì)貨幣政策的度量還有一種“敘述性方法”。此方法最早也是 Friedman和Schwartz(1963)創(chuàng)造的，后來(lái)由羅默和羅默(Romer＆ Romer，1989)、伯申和米爾斯(Boschen ＆Mills，1991)等進(jìn)行了系統(tǒng)的發(fā)展。該方法通過詳細(xì)閱讀聯(lián)邦公開市場(chǎng)委員會(huì)(Federal Open Market Committee，F(xiàn)OMC)的會(huì)談紀(jì)要，評(píng)價(jià)貨幣當(dāng)局的態(tài)度，以判斷貨幣政策漸松或者趨緊的態(tài)勢(shì)。此方法的優(yōu)勢(shì)是運(yùn)用了除貨幣總量和利率的信息之外盡可能多的信息，但也有其不足之處，就是存在固有的主觀性問題。

綜上，20世紀(jì)80年代以后，國(guó)外學(xué)者對(duì)貨幣政策的度量問題已經(jīng)做了很多工作，其研究方法是比較鑒別各種可能的貨幣政策度量指標(biāo)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)能力。而在國(guó)內(nèi)，在度量貨幣政策時(shí)仍然較為隨意，就目前的情況來(lái)看，使用貨幣供應(yīng)量的居多。柳欣和王晨(2008)認(rèn)為當(dāng)前中國(guó)的利率、匯率等價(jià)格因素的市場(chǎng)化程度仍然較低，因而應(yīng)該采用貨幣供應(yīng)量等數(shù)量指標(biāo)來(lái)度量貨幣政策。但他們的判斷仍然顯得比較主觀。另外，即使該判斷在直覺上是可以接受的，但仍然缺少實(shí)證檢驗(yàn)的支持;并且我們?nèi)匀徊恢谰烤鼓膫€(gè)貨幣供應(yīng)量指標(biāo)或其他數(shù)量指標(biāo)才是最好的貨幣政策度量指標(biāo)。有鑒于此，本文擬仿效國(guó)外的主流研究方法，詳細(xì)考察我國(guó)各種可能的貨幣政策指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)能力以及其經(jīng)濟(jì)作用效果，以期對(duì)我國(guó)的貨幣政策度量問題提出一個(gè)有依據(jù)的判斷。本文分析的最終結(jié)論是:(1)在度量貨幣政策上，數(shù)量指標(biāo)貨幣供應(yīng)量要優(yōu)于利率指標(biāo)。(2)在研究貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)(消費(fèi)、投資和產(chǎn)出)的作用時(shí)，M2是最優(yōu)的貨幣政策度量指標(biāo);在研究貨幣政策對(duì)通貨膨脹的作用時(shí)，M1是最優(yōu)的貨幣政策度量指標(biāo)。

二、分析思路、方法以及指標(biāo)數(shù)據(jù)

(一)分析思路

貨幣政策是指中央銀行為實(shí)現(xiàn)其特定的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)(如穩(wěn)定物價(jià)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)和平衡國(guó)際收支)而運(yùn)用各種工具調(diào)節(jié)貨幣供給和利率，進(jìn)而影響宏觀經(jīng)濟(jì)的方針和措施的總和。《中華人民共和國(guó)人民銀行法(修正)》第三條規(guī)定: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)。其中，“保持幣值穩(wěn)定”有對(duì)外和對(duì)內(nèi)兩個(gè)含義。對(duì)外穩(wěn)定是指人民幣匯率穩(wěn)定;對(duì)內(nèi)穩(wěn)定是針對(duì)穩(wěn)定國(guó)內(nèi)物價(jià)而言，以抑制或消除通貨膨脹(緊縮)。由于目前我國(guó)仍舊在事實(shí)上采用盯住匯率制度，因此在現(xiàn)階段，“保持幣值穩(wěn)定”主要是針對(duì)對(duì)內(nèi)穩(wěn)定而言?！按龠M(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”則是要通過貨幣政策調(diào)節(jié)產(chǎn)出、投資和消費(fèi)等實(shí)際變量，穩(wěn)定實(shí)體經(jīng)濟(jì)以避免其大幅波動(dòng)，創(chuàng)造和維持良好的經(jīng)濟(jì)秩序。

根據(jù)人民銀行法的精神，篩選貨幣政策合意度量指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)可以概述為:(1)在統(tǒng)計(jì)意義上，貨幣政策的合意度量指標(biāo)應(yīng)對(duì)物價(jià)水平和實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量具有預(yù)測(cè)力;(2)在經(jīng)濟(jì)意義上，合意度量指標(biāo)應(yīng)對(duì)物價(jià)水平和實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有實(shí)質(zhì)性的效果。這里，考慮經(jīng)濟(jì)意義是排除了這樣的可能性:某個(gè)度量指標(biāo)雖然具有統(tǒng)計(jì)上的預(yù)測(cè)力，但其在對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響方向不符合預(yù)期或者其累積影響不大，因而失去了作為調(diào)控工具的意義。

(二)分析方法

在方法上，本文綜合勞蘭特(Laurent，1988)、Bernanke和 Blinder(1992)以及 Balke和 Emery(1994)的研究方法，同時(shí)采用基于向量自回歸(VAR)的格蘭杰因果檢驗(yàn)(Granger causality test)、方差分解(variance decomposition)及脈沖響應(yīng)(impulse-response)分析，從多個(gè)方面綜合考察貨幣政策備選度量指標(biāo)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的解釋能力。其中格蘭杰因果檢驗(yàn)和方差分解主要用以比較備選政策指標(biāo)在統(tǒng)計(jì)上的預(yù)測(cè)力，脈沖響應(yīng)分析主要判斷經(jīng)濟(jì)意義上的實(shí)際效果。

VAR是Sims在1980年提出的，它是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型。其特點(diǎn)是:(1)在建模時(shí)只需明確有關(guān)系的變量，以及滯后期p;(2)對(duì)參數(shù)不施加零約束;(3)解釋變量中不包括任何當(dāng)期變量，因而其優(yōu)點(diǎn)是不必對(duì)解釋變量在預(yù)測(cè)期內(nèi)的取值做任何預(yù)測(cè)。

一個(gè)VAR(p)模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為:

其中，yt是(n×1)維向量時(shí)間序列，p是滯后階數(shù)，T是樣本時(shí)間跨度，n×n維矩陣A1，…，Ap是要被估計(jì)的系數(shù)矩陣，εt是n維擾動(dòng)向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)及不與等式右邊的變量相關(guān)。

在VAR分析的基礎(chǔ)上，我們可以進(jìn)行變量之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)、方差分解和脈沖響應(yīng)分析。格蘭杰因果檢驗(yàn)是Granger(1969)提出的。如果A變量的滯后對(duì)B變量具有解釋力，我們就稱A變量是B變量的格蘭杰原因，B是A的格蘭杰結(jié)果。方差分解方法由Sims(1980)提出:內(nèi)生變量y的方差可以分解成多種不相關(guān)的影響，通過測(cè)定各種沖擊對(duì)y的方差的貢獻(xiàn)度，來(lái)判斷各種沖擊對(duì)內(nèi)生變量的解釋能力。脈沖響應(yīng)則是分析一個(gè)變量的沖擊對(duì)其他變量所帶來(lái)的動(dòng)態(tài)影響，可以更直觀地觀察和判斷沖擊的時(shí)間作用特征。

(三)指標(biāo)與數(shù)據(jù)

關(guān)于可能的備選貨幣政策度量指標(biāo)，我們的處理辦法是，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，盡可能多地考察各種貨幣政策的備選指標(biāo)，同時(shí)，不僅要檢驗(yàn)貨幣總量等數(shù)量指標(biāo)，還要分析利率等價(jià)格指標(biāo)。

在貨幣政策的數(shù)量指標(biāo)方面，現(xiàn)有的研究結(jié)論主要包括下面指標(biāo):基礎(chǔ)貨幣①基礎(chǔ)貨幣也叫銀根，是由中央銀行所提供的貨幣量，包括流通中的現(xiàn)鈔、法定存款準(zhǔn)備金和超額準(zhǔn)備金。在中央銀行的資產(chǎn)負(fù)債表中，基礎(chǔ)貨幣的投放體現(xiàn)為負(fù)債項(xiàng)下“儲(chǔ)備貨幣”的增加。(易綱，2001②易綱:《中國(guó)貨幣政策框架》，貨幣政策操作國(guó)際研討會(huì)論文，2001年5月8日。;戴根有，2003)、超額存款準(zhǔn)備金(陳雨露、周晴，2004)、準(zhǔn)備金總額(王曉芳、王維華，2008)，M1(史永東，1999)、M2(董承章，1999;劉明志，2006等)，以及信貸規(guī)模(盛松成、吳新培，2008;劉金全、劉兆波，2008)。

在貨幣政策的價(jià)格指標(biāo)方面，目前學(xué)者們使用過的指標(biāo)包括:儲(chǔ)蓄存款利率、國(guó)債利率和同業(yè)拆借利率(盛松成和吳培新，2008;謝平和羅雄，2002;劉斌，2008)。(1)就我國(guó)儲(chǔ)蓄存款利率而言，由于我國(guó)實(shí)行管制利率制度，因此從月度時(shí)間上考慮，儲(chǔ)蓄存款利率的變化比較少見，難以體現(xiàn)出貨幣政策的微小調(diào)節(jié)。(2)在國(guó)債利率方面，發(fā)達(dá)國(guó)家由于國(guó)債發(fā)行靈活并且二級(jí)市場(chǎng)活躍，將國(guó)債利率作為金融市場(chǎng)的基礎(chǔ)利率是合理的。但我國(guó)的情況則有所不同，我國(guó)國(guó)債的發(fā)行及二級(jí)市場(chǎng)雖然有所發(fā)展，但總體規(guī)模和交易量仍然較小，尚不能引導(dǎo)市場(chǎng)利率。(3)同業(yè)拆借利率方面，我國(guó)銀行同業(yè)拆借市場(chǎng)規(guī)模大，交易活躍，能夠較為迅速地反映貨幣市場(chǎng)上資金的供求狀況。因此，可以將同業(yè)拆借市場(chǎng)利率作為金融市場(chǎng)的基礎(chǔ)利率。

因此，根據(jù)現(xiàn)有研究，綜合上述考量，以及VAR模型對(duì)變量數(shù)個(gè)數(shù)的要求①VAR模型中一般至多包含6個(gè)左右的變量。，我們選定貨幣政策的備選度量指標(biāo)包括:基礎(chǔ)貨幣(MB，用中央銀行的資產(chǎn)負(fù)債表中負(fù)債項(xiàng)目下“儲(chǔ)備貨幣”表示)、M1、M2、信貸規(guī)模(Credit)，以及銀行間 7 天同業(yè)拆借利率(rate7day)。

對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，前文已經(jīng)分析，“穩(wěn)定幣值”主要是針對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的穩(wěn)定而言，文中我們以居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)作為物價(jià)水平的代理變量;“促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”分別以工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資完成額和社會(huì)消費(fèi)品零售總額的實(shí)際值作為代理變量②實(shí)際GDP本是度量產(chǎn)出的最好指標(biāo)，但在我國(guó)GDP沒有月度數(shù)據(jù)，因此這里選擇了實(shí)際工業(yè)增加值度量產(chǎn)出。而且，由于工業(yè)增加值和固定資產(chǎn)投資一般只有1月和2月的加總值，我們采用插值法，通過年度增長(zhǎng)率分別計(jì)算1月和2月的工業(yè)增加值和固定資產(chǎn)投資。利用插值法來(lái)補(bǔ)充殘缺的數(shù)據(jù)在月度分析中比較常見。?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，我們的樣本數(shù)據(jù)為1996年1月—2009年12月，數(shù)據(jù)來(lái)源于各年國(guó)家《統(tǒng)計(jì)年鑒》、CCER金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)，所有數(shù)據(jù)均通過X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

(一)VAR模型、數(shù)據(jù)區(qū)分

由于我們使用CPI代理作為物價(jià)水平，而在考慮實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量時(shí)使用了三個(gè)指標(biāo)，即實(shí)際工業(yè)增加值、實(shí)際固定資產(chǎn)投資完成額和實(shí)際社會(huì)消費(fèi)品零售總額，因此我們需要分析三個(gè)VAR系統(tǒng)，分別是{CPI，實(shí)際工業(yè)增加值，貨幣政策}、{CPI，實(shí)際固定資產(chǎn)投資，貨幣政策}和{CPI，實(shí)際消費(fèi)，貨幣政策}。對(duì)應(yīng)這三個(gè)系統(tǒng)的VAR模型分別為:

其中，lproduction表示實(shí)際工業(yè)增加值的對(duì)數(shù)，linvestment表示實(shí)際固定資產(chǎn)投資總額的對(duì)數(shù)，lconsumption表示實(shí)際社會(huì)消費(fèi)總額的對(duì)數(shù)，lcpi表示居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的對(duì)數(shù)，rate7day表示銀行間7天拆借利率，lMB表示基礎(chǔ)貨幣的對(duì)數(shù)，lcredit表示金融機(jī)構(gòu)信貸總額的對(duì)數(shù)，lM1和lM2分別表示貨幣供應(yīng)量M1和M2的對(duì)數(shù)。

我國(guó)M2的統(tǒng)計(jì)口徑自2001年7月起有所改變，之后將證券公司客戶保證金計(jì)入M2。為了避免統(tǒng)計(jì)口徑改變帶來(lái)的問題，我們將分別考察兩個(gè)子樣本區(qū)間:1996年1月—2001年6月和2001年7月—2009年12月。這樣進(jìn)行區(qū)間劃分的好處還表現(xiàn)在:可以分離亞洲金融危機(jī)的可能影響。我們知道，在危機(jī)發(fā)生和發(fā)展的過程中，由于經(jīng)濟(jì)主體自動(dòng)調(diào)整其行為方式以及政策當(dāng)局緊急出臺(tái)危機(jī)應(yīng)對(duì)政策的原因，經(jīng)濟(jì)規(guī)律可能會(huì)表現(xiàn)得比較異常。亞洲金融危機(jī)開始于1997年10月，一般認(rèn)為其影響在2001年末基本消失。本文以2001年7月進(jìn)行劃分也基本符合對(duì)危機(jī)作用階段的判斷。

(二)預(yù)測(cè)能力檢驗(yàn)

1.1996年1月—2001年6月實(shí)證結(jié)果

VAR分析首先需要決定解釋變量的最優(yōu)滯后階數(shù)。綜合考慮LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(sequential modified LR test statistic)、最終預(yù)測(cè)誤差(final prediction error)、AIC信息準(zhǔn)則(Akaike information criterion)、斯瓦茨信息準(zhǔn)則(Schwarz information criterion)和HQ信息準(zhǔn)則(Hannan-Quinn information criterion)，式(1)、(2)、(3)構(gòu)成的 VAR系統(tǒng)的最優(yōu)滯后階數(shù)均為滯后1個(gè)月。再根據(jù)上述對(duì)三個(gè) VAR模型的設(shè)定，可分別得到模型(1)、(2)和(3)的估計(jì)①最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇有3個(gè)匯總表，給出了5%的顯著水平下的各信息準(zhǔn)則統(tǒng)計(jì)量;VAR模型也有3個(gè)總表，給出了各種滯后內(nèi)生變量的系數(shù)及其顯著性，以及VAR模型整體顯著性的對(duì)數(shù)似然值、AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則量。限于篇幅，同時(shí)也由于我們并不關(guān)注VAR模型本身的估計(jì)，此處并未列出這6個(gè)表格。這些表格以及其中的輸出結(jié)果可以向作者索取。在分析2001年以后的數(shù)據(jù)時(shí)，我們也同樣處理。。再分別進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)以及方差分解分析。結(jié)果如下:

1)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

表2給出了各備選指標(biāo)的所有滯后值對(duì)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。其中零假設(shè)是:備選指標(biāo)不是宏觀變量的格蘭杰原因。表中給出了零假設(shè)的邊際顯著性水平。顯著性水平的值越小，表明備選指標(biāo)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的格蘭杰意義上的預(yù)測(cè)能力越強(qiáng)。表2顯示，在1996年1月—2001年6月，除基礎(chǔ)貨幣和金融機(jī)構(gòu)貸款對(duì)社會(huì)消費(fèi)零售總額的解釋能力較弱外，似乎所有其他指標(biāo)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)均有很強(qiáng)的解釋能力。

雖然Granger因果檢驗(yàn)?zāi)芊奖愕亟o出變量之間的兩兩因果關(guān)系，但它有一個(gè)缺陷:方程右邊的解釋變量之間有可能不是正交的(orthogonal)。例如，假設(shè)金融機(jī)構(gòu)貸款是貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)，那么金融機(jī)構(gòu)貸款極有可以通過影響短期利率，進(jìn)而通過短期利率又影響宏觀經(jīng)濟(jì)。那么，在包含有金融機(jī)構(gòu)貸款和短期利率的回歸方程中，即便金融機(jī)構(gòu)貸款規(guī)模是貨幣政策的最適度量指標(biāo)，它也會(huì)可能變得不顯著。

表2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(1996年1月—2001年6月)

因此，Sims(1980)、Bernanke和 Blinder(1992)等建議采用基于VAR的預(yù)測(cè)誤差方差分解來(lái)分析解釋變量的預(yù)測(cè)能力，即各解釋變量對(duì)被解釋變量方差的貢獻(xiàn)大小。

2)方差分解

進(jìn)行方差分解前，需要檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性。通過檢驗(yàn)特征根檢驗(yàn)，模型(1)(2)(3)均滿足穩(wěn)定性要求。此外，需要特別注意的是，在方差分解中，解釋變量的排列次序非常重要(Runkle，1987)。為使結(jié)論更為穩(wěn)健，我們參照Bernanke和Blinder(1992)的做法，給予M1和M2以最不利的條件，分別將其排在最后的位置①Bernanke和Blinder的做法是，把聯(lián)邦基金利率(最有可能成為貨幣政策度量的指標(biāo))放在各解釋變量的最后面，那么，在方差分解貢獻(xiàn)分析時(shí)，其處于的位置最不利，影響力被低估。這方面也可參見艾德斯(Enders)的Applied E-conometric Times Series，2004.。本文Cholesky分解的順序?yàn)?保持實(shí)際宏觀變量、物價(jià)水平、銀行間7天拆借利率、基礎(chǔ)貨幣、金融機(jī)構(gòu)貸款總額的位置不變、分別將M1和M2放在最后面②我們也嘗試了不同的分解順序，得到的結(jié)果沒有區(qū)別。。有關(guān)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量3、6、12、24和36個(gè)月的預(yù)測(cè)誤差方差分解結(jié)果如表3③表中l(wèi)M1這一欄中排在前面的數(shù)字表示lM1排在lM2之前的方差分解結(jié)果，后面的數(shù)字表示lM1排在lM2之后的方差分解結(jié)果，lM2欄中的前后數(shù)據(jù)表示同樣的意義。所示。

表3中，陰影背景的數(shù)據(jù)為橫向比較的最大值，也就是在給定的宏觀變量和預(yù)測(cè)時(shí)間內(nèi)，各個(gè)備選指標(biāo)中對(duì)宏觀變量預(yù)測(cè)誤差產(chǎn)生最大貢獻(xiàn)的指標(biāo)。由表3可見，由于Cholesky分解的順序不同，對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值的預(yù)測(cè)誤差方差分解的貢獻(xiàn)有著不同的指標(biāo)。當(dāng)M1排在M2前面時(shí)，M1的貢獻(xiàn)更大，當(dāng)M2放在M1前面時(shí)，M2的貢獻(xiàn)更大;M2對(duì)固定資產(chǎn)投資和社會(huì)消費(fèi)總額的預(yù)測(cè)誤差方差分解的貢獻(xiàn)相對(duì)更大;對(duì)物價(jià)水平的預(yù)測(cè)誤差方差分解則更為復(fù)雜。短期內(nèi)，由于Cholesky分解的順序不同，貨幣供應(yīng)量M1和M2對(duì)物價(jià)水平預(yù)測(cè)誤差方差的貢獻(xiàn)更大，而長(zhǎng)期內(nèi)銀行信貸規(guī)模的貢獻(xiàn)更為明顯。因此，方差分解分析的結(jié)果表明，在1996年1月—2001年7月，難以找到對(duì)所有宏觀經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)測(cè)誤差方差均有較大貢獻(xiàn)的統(tǒng)一的最優(yōu)指標(biāo)。但可以確定的是，數(shù)量指標(biāo)(貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模)的表現(xiàn)要優(yōu)于價(jià)格指標(biāo)(利率)。

表3 預(yù)測(cè)誤差方差分解:1996年1月—2001年6月

2.2001年7月—2009年12月實(shí)證結(jié)果

類似前文，綜合各類滯后選擇標(biāo)準(zhǔn)，式(1)、(2)、(3)構(gòu)成的VAR系統(tǒng)的最優(yōu)滯后階數(shù)均為滯后1個(gè)月。然后分別進(jìn)行模型(1)、(2)和(3)的VAR估計(jì)、穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和方差分解分析。

1)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果見表4。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(2001年7月—2009年12月)

我們發(fā)現(xiàn)，在2001年7月—2009年12月，M2對(duì)所有宏觀變量均有很強(qiáng)的解釋能力;M1和金融機(jī)構(gòu)貸款對(duì)社會(huì)消費(fèi)總額的解釋力度不夠;而基礎(chǔ)貨幣和銀行7天拆借利率僅分別對(duì)固定資產(chǎn)投資和物價(jià)水平具有解釋能力。

2)方差分解

表5給出了2001年7月—2009年12月宏觀經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)測(cè)誤差方差分解結(jié)果。

表5 預(yù)測(cè)誤差方差分解:2001年7月—2009年12月

由表5可見，在2001年7月—2009年12月，除信貸規(guī)模在第36期時(shí)對(duì)固定資產(chǎn)投資的預(yù)測(cè)誤差方法貢獻(xiàn)最大外，M2對(duì)于所有實(shí)際宏觀經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)測(cè)誤差方差貢獻(xiàn)最大。與此同時(shí)，M1毫無(wú)疑問對(duì)物價(jià)水平的預(yù)測(cè)誤差方差貢獻(xiàn)最大。

(三)實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果檢驗(yàn)及最優(yōu)指標(biāo)選擇

格蘭杰因果檢驗(yàn)和方差分解分析證明了在2001年7月—2009年12月間，M1和M2能較好的預(yù)測(cè)宏觀經(jīng)濟(jì)，下面考察它們的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果，即它們對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響方向是否符合預(yù)期。然后，我們把上一節(jié)和本節(jié)的分析匯總起來(lái)，綜合比較以甄別我國(guó)貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)。

1.實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果檢驗(yàn)

通過對(duì)模型(1)、(2)、(3)的脈沖響應(yīng)分析，我們可以考察宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)貨幣政策的反應(yīng)。由于在1996年1月—2001年6月階段，我們難以找到一個(gè)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)有良好預(yù)測(cè)能力的合意貨幣政策度量指標(biāo)，而在2001年7月—2009年12月階段，M1和M2對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)具有良好的預(yù)測(cè)能力。因此，下面我們僅分析2001年7月之后貨幣政策備選指標(biāo)M1和M2的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果。圖1分別描繪了在2001年7月—2009年12月階段，M1和M2一個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖沖擊，宏觀經(jīng)濟(jì)變量工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資和社會(huì)消費(fèi)總額的響應(yīng)情況。

圖1 2001年7月—2009年12月宏觀經(jīng)濟(jì)的脈沖響應(yīng)函數(shù)

我們知道，如果M1和M2是合意的貨幣政策度量指標(biāo)，則其正向的脈沖沖擊也意味著央行擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)影響。依理，擴(kuò)張性的貨幣政策的整體影響應(yīng)該會(huì)使得通貨膨脹在短期內(nèi)有上升趨勢(shì);同時(shí)，如果貨幣不是中性的，在短期內(nèi)也會(huì)刺激消費(fèi)、投資和產(chǎn)出的增長(zhǎng)。但在圖1中結(jié)果卻并非都是如此。

2.貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)

結(jié)合模型的預(yù)測(cè)能力分析和實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果檢驗(yàn)，表6匯總給出了2001年7月之后M1和M2對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)力和實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果情況，綜合比較即可得出我國(guó)貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)。

表6 匯總——我國(guó)貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)(2001年7月—2009年12月)

表6的說(shuō)明如下:

其一，“預(yù)測(cè)力”根據(jù)上一節(jié)表4和5的分析結(jié)論給出?！皬?qiáng)”和“弱”分別代表某個(gè)指標(biāo)相對(duì)于另外一個(gè)指標(biāo)的預(yù)測(cè)力的強(qiáng)弱程度。

其二，“方向”指擴(kuò)張性的貨幣政策對(duì)宏觀變量的影響方向。根據(jù)圖1得出，“正”和“負(fù)”分別代表影響方向?yàn)檎拓?fù)，“正/負(fù)”和“負(fù)/正”分別代表方向“先正后負(fù)”以及“先負(fù)后正”。

其三，“最終選擇”代表預(yù)測(cè)力更強(qiáng)，且滿足預(yù)測(cè)方向的指標(biāo)，亦即我國(guó)貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)。

由表6可以看出:在2001年7月—2009年12月，M2在分析實(shí)體經(jīng)濟(jì)(包括消費(fèi)、投資和產(chǎn)出)時(shí)是貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)，M1在分析通貨膨脹時(shí)是貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)。

(四)小結(jié)

通過Granger因果檢驗(yàn)，預(yù)測(cè)誤差方差分解以及脈沖響應(yīng)分析，我們發(fā)現(xiàn):

第一，1996年1月—2001年7月，我們難以找到對(duì)所有宏觀經(jīng)濟(jì)變量的預(yù)測(cè)誤差方差均有較大貢獻(xiàn)的統(tǒng)一的最優(yōu)指標(biāo)。

第二，2001年7月—2009年12月，M2對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量具有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)能力，與此同時(shí)，M1對(duì)物價(jià)水平具有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)能力。

第三，就貨幣政策的度量指標(biāo)而言，2001年7月之后，M2在分析實(shí)體經(jīng)濟(jì)(包括消費(fèi)、投資和產(chǎn)出)時(shí)是貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)，M1在分析通貨膨脹時(shí)是貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)。而1996年1月—2001年6月，難以存在一個(gè)統(tǒng)一的最優(yōu)貨幣政策度量指標(biāo)。我們認(rèn)為，出現(xiàn)這個(gè)問題的原因應(yīng)該還是與亞洲金融危機(jī)有關(guān)。在危機(jī)的極端時(shí)期，新政策的出臺(tái)和政策變動(dòng)異常頻繁，因此人們的預(yù)期也會(huì)比較混亂;相應(yīng)地，基于微觀行為基礎(chǔ)的整體宏觀經(jīng)濟(jì)也會(huì)表現(xiàn)得比較異常，經(jīng)濟(jì)規(guī)律作用的發(fā)揮因而可能會(huì)受到比較大的影響。這些變化體現(xiàn)在貨幣政策指標(biāo)的預(yù)測(cè)力和影響力檢驗(yàn)上，因而造成了在此期間，貨幣政策的度量比較混亂，難以存在一個(gè)統(tǒng)一的最優(yōu)貨幣政策度量指標(biāo)。

四、總 結(jié)

我國(guó)尚缺乏有關(guān)貨幣政策度量指標(biāo)的專門研究，而這又是貨幣政策分析的基礎(chǔ)。本文借鑒了國(guó)外主流分析方法，從定量的角度，通過基于VAR的Granger因果檢驗(yàn)與預(yù)測(cè)誤差方差分解，比較了銀行間7天拆借利率、基礎(chǔ)貨幣、金融機(jī)構(gòu)信貸總額、貨幣供應(yīng)量M1和M2對(duì)實(shí)際工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資總額、社會(huì)消費(fèi)總額以及物價(jià)水平的預(yù)測(cè)能力;又利用脈沖響應(yīng)分析，討論M1和M2對(duì)實(shí)際工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資總額、社會(huì)消費(fèi)總額和物價(jià)水平的作用方向是否符合理論預(yù)期;再匯總比較備選貨幣政策度量指標(biāo)的預(yù)測(cè)能力以及實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果，以甄別確定我國(guó)貨幣政策的最優(yōu)度量指標(biāo)。

本文的研究結(jié)論是:

首先，在度量貨幣政策上，數(shù)量指標(biāo)貨幣供應(yīng)量要優(yōu)于利率指標(biāo)。

其次，在研究貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)(消費(fèi)、投資和產(chǎn)出)的作用時(shí)，M2是最優(yōu)的貨幣政策度量指標(biāo);在研究貨幣政策對(duì)通貨膨脹的作用時(shí)，M1是最優(yōu)的貨幣政策度量指標(biāo)。

最后，在2001年以前，很可能是受到亞洲金融危機(jī)的影響，難以存在統(tǒng)一的最優(yōu)貨幣政策度量指標(biāo)。

本文還有一個(gè)引申含義:如果貨幣當(dāng)局想要調(diào)控實(shí)體經(jīng)濟(jì)，最好是以M2為中間目標(biāo);如果貨幣當(dāng)局想要調(diào)控物價(jià)，最好是盯住M1，而不是利率等價(jià)格指標(biāo)。

以數(shù)量分析為依據(jù)得出貨幣政策的度量指標(biāo)，將有助于減少度量貨幣政策時(shí)的隨意性。當(dāng)然，本文在選擇備選貨幣政策指標(biāo)上可能仍然不夠全面，數(shù)據(jù)期間也有待于進(jìn)一步擴(kuò)展和細(xì)分，這是我們以后的研究方向。

Balke S.Nathan，Emery M.Kenneth，The federal funds rate as an indicator of monetary policy:evidence from the 1980s，Economic Review，F(xiàn)irst Quarter 1994.

Bernanke S.Ben and Blinder S.Alan，The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission，The American Economic Review，82(4)，1992，901—921.

Bernanke S.Ben and Mihov Ilian，Measuring Monetary Policy，The Quarterly Journal of Economics，113(3)Aug.1998，869—902.

Bernanke S.Ben，On the Predictive Power of Interest Rates and Interest Rate Spreads，New England Economic Review，November 1990，51—68.

Boshen John and Mills Leonard，The effects of countercyclical monetary policy on money and interest rates:an evaluation of evidence from FOMC documents，Working Paper No.91—20，F(xiàn)ederal Reserve Bank of Philadelphia，1991.

Christiano J.Lawrence and Eichenbaum Martin，Current Real-Business-Cycle Theories and Aggregate Labor-Market Fluctuations，The American Economic Review，82(3)，Jun.1992，430—450.

Christiano，Lawrence J.and Ljungqvist，Lars，Money Does Granger-Cause Output in the Bivariate Money-Output Relation，Journal of Monetary Economics，September 1988，22，217—36.

Enders，W.，Applied Econometric Time Series，New York:John willey ＆ Sons，Inc.，2004.

Friedman，Milton and Schwartz，Anna J.，A Monetary History of the United States，1867—1960，Princeton，NJ:Princeton University Press，1963.

Granger C.W.J.，Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-spectral Methods，Econometrica，37(3)，Aug.，1969，424—438.

Laurent，Robert D.，An Interest Rate －Based Indicator of Monetary Policy，Economic Perspectives(Federal Reserve Bank of Chicago)，January/February 1988，12，3—14.

Litterman，Robert B.and Weiss，Laurence，Money，Real Interest Rates，and Output:A Reinterpretation of Postwar U.S.Data，Econometrica，January 1985，53，129—156.

McCallum，Bennett T.，A Reconsideration of Sims'Evidence Concerning Monetarism，Economics Letters，1983，13(2—3)，167—171.

Romer D.Christina and Romer H.David，Does Monetary Policy Matter?A New Test in the Spirit of Friedman and Schwartz，NBER Macroeconomics Annual，4，1989，121—170.

Runkle，David E.Vector Autoregressions and Reality，Journal of Business＆ Economic Statistics，Oct.1987，437—42.Sims，Christopher A.，Comparison of Interwar and Postwar Business Cycles:Monetarism Reconsidered，American E-conomic Review，May 1980(Papers and Proceedings)，70，250—257.

Sims，Christopher A.，Money，Income，and Causality，A-merican Economic Review，September 1972，62，540—52.Thornton Daniel，The Borrowed-Reserves Operating Procedure:Theory and Evidence，F(xiàn)ederal Reserve Bank of St.Louis，Review，LXX，January/February 1988，30—54.

陳利平.貨幣存量中介目標(biāo)制下我國(guó)貨幣政策低效率的理論分析.金融研究，2006，(1).

陳雨露，周晴.浮動(dòng)匯率制度下貨幣政策操作模式及中國(guó)貨幣狀況指數(shù).世界經(jīng)濟(jì)，2004，(7).

戴根有.中國(guó)央行公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)操作實(shí)踐和經(jīng)驗(yàn).金融研究，2003，(1).

董承章.中國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)的選擇與調(diào)控區(qū)間的確定.統(tǒng)計(jì)研究，1999，(8).

耿中元，惠曉峰.M1和M2作為貨幣政策中介目標(biāo)的適用性研究.統(tǒng)計(jì)研究，2009，(9).

赫雁.對(duì)中國(guó)貨幣政策效應(yīng)時(shí)滯的實(shí)證分析.南開經(jīng)濟(jì)研究，2004，(3).

蔣瑛琨，劉艷武，趙振全.貨幣渠道與信貸渠道傳導(dǎo)機(jī)制有效性的實(shí)證分析——兼論貨幣政策中介目標(biāo)的選擇.金融研究，2005，(5).

劉斌.我國(guó)DSGE模型的開發(fā)及在貨幣政策分析中的應(yīng)用.金融研究，2008，(10).

劉金全，劉兆波.我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)聯(lián)性.金融研究，2008，(10).

劉明志.貨幣供應(yīng)量和利率作為貨幣政策中介目標(biāo)的適用性.金融研究，2006，(1).

柳欣，王晨.內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政、貨幣政策——基于VAR模型的實(shí)證分析.南開經(jīng)濟(jì)研究，2008，(6).

陸昂.關(guān)于貨幣政策中介目標(biāo)問題的幾點(diǎn)看法.金融研究，1998，(1).

陸軍，舒元.貨幣政策無(wú)效性命題在中國(guó)的實(shí)證研究.經(jīng)濟(jì)研究，2002，(3).

裴平，熊鵬，朱永利.經(jīng)濟(jì)開放度對(duì)中國(guó)貨幣政策有效性的影響:基于1985—2004年交叉數(shù)據(jù)的分析.世界經(jīng)濟(jì)，2006，(5).

彭方平，展凱，李琴.流動(dòng)性過剩與央行貨幣政策有效性.管理世界，2008，(5).

秦宛順，靳云匯，卜永祥.從貨幣政策規(guī)則看貨幣政策中介目標(biāo)選擇.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2002，(6).

盛松成，吳培新.中國(guó)貨幣政策的二元傳導(dǎo)機(jī)制——“兩中介目標(biāo)，兩調(diào)控對(duì)象”模式研究.經(jīng)濟(jì)研究，2008，(10).史永東.中國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)選擇問題的實(shí)證研究.統(tǒng)計(jì)研究，1999，(6).

孫穩(wěn)存.貨幣政策與中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化.金融研究，2007，(7).

王曦，馮文光.人民幣升值的宏觀經(jīng)濟(jì)影響.統(tǒng)計(jì)研究，2009，(6).

王曉芳，王維華.政策性沖擊、貨幣政策操作目標(biāo):基于準(zhǔn)備金市場(chǎng)模型的實(shí)證研究.金融研究，2008，(7).

夏斌，廖強(qiáng).貨幣供應(yīng)量已不宜作為當(dāng)前我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo).經(jīng)濟(jì)研究，2001，(8).

謝平，羅雄.泰勒規(guī)則及其在中國(guó)貨幣政策中的檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)研究，2002，(3).

謝平.中國(guó)貨幣政策分析:1998—2002.金融研究，2004，(8).

楊子暉.財(cái)政政策與貨幣政策對(duì)私人投資的影響研究——基于有向無(wú)環(huán)圖的應(yīng)用分析.經(jīng)濟(jì)研究.2008，(5).