陸 虹

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與管理學(xué)院，上海200433）

一、引 言

（一）研究背景和意義。隨著世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)的頻繁發(fā)生，人們觀察到相同幅度的貨幣收縮和貨幣擴(kuò)張對(duì)產(chǎn)出影響的幅度都有所不同。貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性的概念由此提出并被廣泛接受。我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中是否也存在貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性，是一個(gè)非常有現(xiàn)實(shí)意義的研究課題。在經(jīng)歷了2007年的國(guó)際經(jīng)濟(jì)危機(jī)沖擊后我國(guó)的貨幣政策迅速轉(zhuǎn)向，但這也為度過(guò)危機(jī)后經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高通脹通道埋下了伏筆。對(duì)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效果的非對(duì)稱性進(jìn)行理論分析、調(diào)查研究和實(shí)證檢驗(yàn)，在我國(guó)貨幣政策效應(yīng)被質(zhì)疑的現(xiàn)階段更具有現(xiàn)實(shí)意義。

（二）國(guó)內(nèi)外關(guān)于貨幣政策效應(yīng)非對(duì)稱性的研究現(xiàn)狀。20世紀(jì)30年代全球性的經(jīng)濟(jì)大蕭條爆發(fā)，各國(guó)央行都采用擴(kuò)張性的貨幣政策來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)，但歐美國(guó)家的經(jīng)濟(jì)仍復(fù)蘇乏力。于是主流經(jīng)濟(jì)學(xué)家們開(kāi)始反思貨幣政策的效應(yīng)問(wèn)題。Keynes（1936）是第一批反思經(jīng)濟(jì)大蕭條并以此為觸發(fā)點(diǎn)開(kāi)始研究貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的學(xué)者之一。Cover（1992）第一次正式提出貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的概念，貨幣政策的正向沖擊對(duì)產(chǎn)出沒(méi)有影響，只有負(fù)向沖擊才會(huì)影響產(chǎn)出。沖擊的大小的不同產(chǎn)生了非對(duì)稱性。

貨幣政策在經(jīng)濟(jì)周期維度上的非對(duì)稱效應(yīng)可以被Stiglitz和Weiss（1981）提出的信貸配給理論所解釋：商業(yè)銀行的信貸配給行為具有與生俱來(lái)的收縮性，為消除逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)等不利因素，采用商業(yè)銀行均衡型的信貸配給通常會(huì)使真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生收縮性的額外影響。信貸配給的收縮性效應(yīng)在理論上證明了貨幣政策的非對(duì)稱性特征。這一觀點(diǎn)由經(jīng)濟(jì)學(xué)家應(yīng)用STR模型進(jìn)行的實(shí)證分析給予了進(jìn)一步證實(shí)。

20世紀(jì)90年代以來(lái)，隨著非線性理論與模型的發(fā)展，特別是自Granger和 Ter?svirta（1993）提出了STR（Smooth Transition Regression）模型，許多學(xué)者紛紛使用STR模型來(lái)嘗試進(jìn)行貨幣政策操作效果非對(duì)稱性的實(shí)證研究。Weiss（1999）用STR模型證明了美國(guó)貨幣沖擊對(duì)實(shí)際產(chǎn)出有更強(qiáng)的影響。Bruinshoofd和Candelon（2004）使用STR模型和LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)了歐洲幾個(gè)國(guó)家的貨幣政策效力及丹麥和英國(guó)貨幣政策效果的非線性特征，而法、德、意、荷四個(gè)歐盟成員國(guó)執(zhí)行的是統(tǒng)一的貨幣政策，因而它們的貨幣政策效應(yīng)都具有線性特征。Sensier等（2002）構(gòu)建了用以模擬英國(guó)利率作用效果的STR模型，認(rèn)為英國(guó)的貨幣政策效應(yīng)具有非線性特征。Kasuya（2003）用STVEC模型研究發(fā)現(xiàn)日本貨幣政策效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)作用顯著，但貨幣政策難以在經(jīng)濟(jì)極度衰退時(shí)發(fā)揮作用。Omar（2001）對(duì)委內(nèi)瑞拉宏觀數(shù)據(jù)的研究顯示，貨幣政策在不同信貸狀態(tài)下對(duì)投資的影響具有非對(duì)稱特性。

國(guó)內(nèi)學(xué)者趙進(jìn)文和閔捷（2005）采用貨幣供應(yīng)量和利率作為轉(zhuǎn)換函數(shù)，用LSTR模型進(jìn)行分析，得出我國(guó)貨幣政策操作效果具有明顯的非對(duì)稱性的結(jié)論。劉明（2006）運(yùn)用LM檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)微觀信貸市場(chǎng)上的信貸配給導(dǎo)致了我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性和“閥值”的存在。彭方平（2007）采用STR模型研究了在不同信貸狀態(tài)下貨幣政策效應(yīng)的差異性。劉金全等（2009）利用LSTVAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果表明我國(guó)產(chǎn)出和通貨膨脹對(duì)貨幣沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)隨著沖擊方向、規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)周期階段的變化而變化，貨幣政策對(duì)實(shí)際產(chǎn)出和價(jià)格水平的作用具有非對(duì)稱性特征。

上述基于STR模型的實(shí)證分析都從貨幣政策和經(jīng)濟(jì)周期的角度，選擇相應(yīng)指標(biāo)如貨幣供應(yīng)量和利率或產(chǎn)出和通貨膨脹作為轉(zhuǎn)換變量，以分析貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用STR模型、LM統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法以及脈沖響應(yīng)分析方法嘗試對(duì)我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效應(yīng)的非對(duì)稱特征及其地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響展開(kāi)系統(tǒng)的實(shí)證研究。

（三）研究方法和分析思路。Granger和 Ter?svirta（1993）提出的STR（Smooth Transition Regression）模型是當(dāng)今國(guó)際上研究政策拐點(diǎn)經(jīng)常使用的非線性方法，其特點(diǎn)是：（1）模型具有在樣本期內(nèi)逐步平滑的效果；（2）模型的轉(zhuǎn)換變量是可觀測(cè)的，且其刻畫(huà)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程是從一種狀態(tài)緩慢平滑地轉(zhuǎn)換到另一種狀態(tài)。鑒于在商業(yè)銀行的信貸傳導(dǎo)過(guò)程中存在大量參與者的相互作用，我們可將其狀態(tài)轉(zhuǎn)換視為是平滑的。因此，本文運(yùn)用STR模型和LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量研究我國(guó)貨幣政策信貸渠道效果的線性或非線性特征，分別使用貨幣供應(yīng)量和利率、信貸余額指標(biāo)作為模型目標(biāo)變量，實(shí)證分析我國(guó)貨幣政策信貸渠道的不同效果。分析思路為：

1．運(yùn)用STR模型對(duì)我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效果的線性特征進(jìn)行檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上以我國(guó)有關(guān)的信貸變量為反應(yīng)變量對(duì)相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行脈沖分析，以驗(yàn)證我國(guó)信貸政策的非對(duì)稱性。

2．對(duì)我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對(duì)全國(guó)和東、中、西部地區(qū)的相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行濾波分析，以考察我國(guó)信貸政策傳導(dǎo)渠道的整體和地區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

二、基于STR模型的我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性實(shí)證分析

（一）非對(duì)稱性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀TR（Smooth Transition Regression）模型的最早研究起源于Tong（1978）提出的閾值（Threshold Regression，TR）模型。在TR模型中，研究變量總是產(chǎn)生于其中的一種機(jī)制，而不會(huì)來(lái)自于兩種或多種機(jī)制的混合。而簡(jiǎn)單的STR模型是以兩種不同的狀態(tài)研究變量的特征，研究變量可能產(chǎn)生于其中的一種機(jī)制，也可能是兩種機(jī)制的混合。研究變量在不同機(jī)制之間的轉(zhuǎn)換主要取決于不同的轉(zhuǎn)換函數(shù)，而轉(zhuǎn)換變量或開(kāi)關(guān)變量則是引起機(jī)制間轉(zhuǎn)換的主要誘因。STR模型能夠從數(shù)據(jù)中揭示出一些線性模型所無(wú)法發(fā)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。

1．STR模型的結(jié)構(gòu)框架。其形式如下：

G（γ，c；st-d）的常用形式有指數(shù)型（對(duì)應(yīng)的模型為ESTR模型）和邏輯型（對(duì)應(yīng)的模型為L(zhǎng)STR模型）。

邏輯函數(shù)形式如下：

指數(shù)函數(shù)形式如下：

2．模型結(jié)構(gòu)的線性檢驗(yàn)。STR模型實(shí)證研究所需解決的問(wèn)題可歸結(jié)為：轉(zhuǎn)換變量st-d的選取及滯后階d的確定、模型設(shè)定形式的選取、模型參數(shù)的估計(jì)等。為實(shí)現(xiàn)上述目標(biāo)，Luukkonen等（1998）對(duì)式（1）在γ＝0處進(jìn)行一階泰勒展開(kāi)：

為實(shí)現(xiàn)上述檢驗(yàn)，Luukkonen等（1988）提出了構(gòu)建服從χ2分布的LM統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，大量隨機(jī)模擬結(jié)果顯示，在小樣本情況下該統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)具有較低的檢驗(yàn)勢(shì)?；诖?，Ter?svirta（1994）構(gòu)造漸近服從F分布的LM統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，在小樣本情況下該統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的檢驗(yàn)勢(shì)有明顯的提高，若檢驗(yàn)H10，其具體步驟如下：（1）在原假設(shè)成立的條件下，做yt對(duì)x′t的回歸，并計(jì)算殘差平方和SSR0；（2）不存在原假設(shè)約束下，直接對(duì)式（4）進(jìn)行回歸，并計(jì)算殘差平方和SSR1；

（3）服從χ2分布的LM統(tǒng)計(jì)量計(jì)算如下：

LM＝T（SSR0-SSR1）／SSR0～χ2（3p）

服從F分布的LM統(tǒng)計(jì)量計(jì)算如下：

LM＝[（SSR0-SSR1）／3p]／[SSR1／（T-4p-1）]～F（3p，T-4p-1）其中，T為時(shí)間序列的時(shí)間長(zhǎng)度，3p為受約束參數(shù)的個(gè)數(shù)，T-4p-1為分母所對(duì)應(yīng)的自由度。在原假設(shè)H10成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量LM漸進(jìn)服從F（3p，T-4p-1）分布。

通過(guò)比較F統(tǒng)計(jì)值和臨界值，判斷是否接受或拒絕原假設(shè)，從而考察我國(guó)貨幣政策信貸渠道效果的線性或非線性特征，為進(jìn)一步改善貨幣政策的操作方式提供參考依據(jù)。

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)處理。

1．選擇變量。在我國(guó)，貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的主要中介目標(biāo)和操作目標(biāo)一般選擇貨幣供應(yīng)量、利率和信貸規(guī)模。本文的主要目的在于研究我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中信貸渠道是否具有對(duì)稱性，因此采用貨幣供應(yīng)量M2、基準(zhǔn)利率I和季度信貸余額CB作為衡量貨幣政策意圖的分析指標(biāo)。央行規(guī)定的1年期貸款利率作為利率指標(biāo)，但由于存貸款利率指標(biāo)是貨幣政策的工具，它是由中央銀行行政性規(guī)定的，因而這一利率指標(biāo)除偶爾調(diào)整外，大部分時(shí)間缺少變化，因此采用銀行間7日同業(yè)拆借利率作為基準(zhǔn)利率。①貨幣政策的最終目標(biāo)為穩(wěn)定物價(jià)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因而選擇GDP和通貨膨脹率PI作為體現(xiàn)貨幣政策最終效果的指標(biāo)。

2．?dāng)?shù)據(jù)獲取及預(yù)處理。1998年以前，我國(guó)的貨幣政策以直接調(diào)控為主、間接調(diào)控為輔，信貸計(jì)劃仍是最主要的調(diào)控工具，作為間接調(diào)控工具，只有利率被偶爾運(yùn)用，導(dǎo)致貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道效應(yīng)比較微弱；1998年以后，中央銀行取消了對(duì)國(guó)有銀行的信貸規(guī)?？刂?，將準(zhǔn)備金和備付金合二為一，全面轉(zhuǎn)向以公開(kāi)市場(chǎng)操作和存款準(zhǔn)備金率為主要貨幣政策工具的間接調(diào)控方式，導(dǎo)致信貸傳導(dǎo)渠道能較好地反映貨幣政策效應(yīng)。因此，本文采集我國(guó)1996年②第一季度至2012年第一季度的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，其中名義M2、I、CB和GDP的季度數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

首先，利用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的零售物價(jià)月同期比指數(shù)（即與上一年度同期物價(jià)的百分比）和月環(huán)比指數(shù)來(lái)構(gòu)造中國(guó)零售物價(jià)的月定基比指數(shù)（基年為1995年），再根據(jù)零售物價(jià)的月定基比指數(shù)得到基年為1995年的季度定基比指數(shù)CPI，對(duì)季度定基比指數(shù)取對(duì)數(shù)再差分就得到通貨膨脹率PI；其次，名義GDP、CB和M2經(jīng)過(guò)居民消費(fèi)價(jià)格的季度定基比指數(shù)CPI調(diào)整，得到實(shí)際GDP、CB和M2；再次，對(duì)實(shí)際GDP、CB、M2和利率I采用X-12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整；最后，對(duì)經(jīng)季節(jié)調(diào)整的實(shí)際GDP、信貸余額CB、貨幣供給量M2和利率I取對(duì)數(shù)，得到LGDP、LCB、LM2和LI。

（三）模型的線性檢驗(yàn)。

1．?dāng)?shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了使變量的數(shù)據(jù)符合建模要求，需要對(duì)所用數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這里采用ADF檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)LGDP、PI、LCB、LM2和LI的平穩(wěn)性，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 LGDP、PI、LCB、LM2和LI的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表1中檢驗(yàn)值和相應(yīng)臨界值可知，LGDP、LCB、LM2和LI序列為非平穩(wěn)序列，PI序列為平穩(wěn)序列。對(duì)序列LGDP、LCB、LM2和LI進(jìn)行差分，檢驗(yàn)差分后相應(yīng)序列DLGDP、DLCB、DLM2和DLI的平穩(wěn)性，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 DLGDP、DLCB、DLM2和DLI的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表2中檢驗(yàn)值和相應(yīng)臨界值可知，DLGDP、DLCB、DLM2和DLI是平穩(wěn)序列。由此，DLGDP、PI、DLCB、DLM2和DLI都是平穩(wěn)序列，如圖1所示。

2．建立VAR回歸模型。首先建立DLGDP和PI關(guān)于DLGDP和PI的滯后項(xiàng)及反映貨幣政策的變量，包括信貸變量DLCB、貨幣供應(yīng)量變量DLM2和利率變量DLI的VAR回歸模型。其中，DLGDP和PI的滯后階數(shù)根據(jù)AIC、SC、模型系數(shù)的t檢驗(yàn)值和DW 檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。Sensier和Osborn（2002）將所有的線性和非線性模型的最高滯后階數(shù)均設(shè)定為8，從t值最不顯著的滯后階數(shù)開(kāi)始刪除，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最后保留的滯后變量個(gè)數(shù)。

各變量處理從滯后8階開(kāi)始，從較大滯后階數(shù)開(kāi)始剔除，并根據(jù)AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則、模型系數(shù)的t檢驗(yàn)值和DW檢驗(yàn)，確定適合的滯后階數(shù)k。

圖1 DLGDP、PI、DLCB、DLM2和DLI序列圖

通過(guò)回歸，當(dāng)k＝4時(shí)，F(xiàn)PE值和SC值的擬合效果與其他的滯后階數(shù)相比總體上更為顯著，因而構(gòu)造以滯后4階構(gòu)成的內(nèi)生變量DLGDP和PI的VAR模型，DLGDP方程的殘差平方和為SSR0＝0．006323，DPI方程的殘差平方和為SSR0＝0．002137。

表3 DLGDP和PI關(guān)于貨幣政策變量VAR方程滯后階數(shù)的選擇

3．模型結(jié)構(gòu)的線性檢驗(yàn)。以式（4）為基礎(chǔ)構(gòu)建DLGDP和PI關(guān)于自變量xt（包括DLGDP和PI的滯后項(xiàng)及貨幣政策變量DLCB、DLM2和DLI），以及自變量與轉(zhuǎn)換變量st的乘積xtst、和的線性回歸方程。轉(zhuǎn)換變量st分別選取貨幣政策變量DLCB、DLM2和DLI及其滯后項(xiàng)，可以得到各模型的AIC、SC、DW值和殘差平方和SSR1。根據(jù)AIC和SC最小信息準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)，并計(jì)算服從F分布的LM統(tǒng)計(jì)值來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷木€性結(jié)構(gòu)。結(jié)果見(jiàn)表4和表5。

表4 DLGDP關(guān)于xt、xtst、xts2t和xts3t的殘差平方和檢驗(yàn)系數(shù)

由表4可見(jiàn)，當(dāng)以DLCB及其各期滯后項(xiàng)為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，滯后4期時(shí)SSR1為0．000712，模型整體擬合效果較優(yōu)。結(jié)合服從F分布的LM統(tǒng)計(jì)量計(jì)算公式F（DLCB（-4））＝13．13436＞F（21，35），表明產(chǎn)出方程在5%的顯著性水平上拒絕模型線性假設(shè)，即β1、β2和β3中至少有一個(gè)系數(shù)不為0，模型具有非線性特征。

表5 PI關(guān)于xt、xtst、和的殘差平方和檢驗(yàn)系數(shù)

表5 PI關(guān)于xt、xtst、和的殘差平方和檢驗(yàn)系數(shù)

由表5可見(jiàn)，當(dāng)以DLCB及其各期滯后項(xiàng)為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，滯后3期時(shí)SSR1為0．000359，模型整體擬合效果較優(yōu)。結(jié)合服從F分布的LM統(tǒng)計(jì)量計(jì)算公式F（DLCB（-3））＝8．25441＞F（21，35），表明通貨膨脹方程在5%的顯著性水平上拒絕模型線性假設(shè)，即和β1、β2和β3中至少有一個(gè)系數(shù)不為0，模型具有非線性特征。

同理，我們可以得到DLGDP和PI關(guān)于其他貨幣政策變量（DLM2、DLI及其各滯后項(xiàng)）模型的非線性特征結(jié)論。

因此，以貨幣政策變量及其各期滯后項(xiàng)為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，產(chǎn)出方程和通貨膨脹方程均拒絕了模型的線性假設(shè)。

4．脈沖分析。在上述非線性檢驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文以我國(guó)信貸變量DLCB為反應(yīng)變量，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)變量DLGDP進(jìn)行脈沖分析，結(jié)果見(jiàn)圖2。

圖2 我國(guó)DLGDP對(duì)DLCB的脈沖效應(yīng)

由圖2可見(jiàn)，DLGDP面對(duì)DLCB正負(fù)方向一個(gè)單位的沖擊，其前期反應(yīng)都很劇烈，4期后反應(yīng)平緩，但正負(fù)方向的沖擊效果不具有對(duì)稱性。因此，在1996年第一季度至2012年第一季度，我國(guó)貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道效果存在不對(duì)稱性，具有很強(qiáng)的非線性特征，各類貨幣沖擊（如方向、規(guī)模等）的非對(duì)稱性效應(yīng)依賴于信貸增長(zhǎng)率。

三、我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對(duì)全國(guó)和東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響分析

（一）我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響分析。宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)一般都包含趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分，我們分別對(duì)DLCB和DGDP進(jìn)行H-P濾波處理，得到圖3和圖4。

由圖3可見(jiàn)，在1996年一季度至2012年一季度，我國(guó)信貸增長(zhǎng)率表現(xiàn)出明顯的周期變化，擴(kuò)張期和收縮期交替頻繁，周期不超過(guò)1年，偶爾會(huì)出現(xiàn)較大的波動(dòng)。信貸規(guī)模的增長(zhǎng)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而信貸的周期性變化不僅受經(jīng)濟(jì)周期的影響，也受貨幣政策的影響，信貸的周期波動(dòng)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)，影響貨幣政策的效果。

我們進(jìn)一步繪制信貸變量DLCB趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖5），可以看到我國(guó)貨幣增長(zhǎng)率自1996年一季度至2006年三季度在不斷減小，從2006年三季度至2012年一季度又開(kāi)始增大，增長(zhǎng)率的時(shí)間拐點(diǎn)為2006年三季度。需要注意的是，到2005年一季度DLCB已臨近谷底，至2006年三季度達(dá)到最小值。

由圖4可見(jiàn)，我國(guó)GDP增長(zhǎng)率也表現(xiàn)出周期性變化，擴(kuò)張期和收縮期交替頻繁。進(jìn)一步由DLGDP趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖5）可以看到，我國(guó)GDP增長(zhǎng)率有兩個(gè)周期拐點(diǎn)，分別是2000年二季度和2007年一季度。

圖5 DLGDP和DLCB的趨勢(shì)圖

從DLCB和DLGDP的趨勢(shì)圖可以看到，GDP增長(zhǎng)率和信貸增長(zhǎng)率在1996年一季度至2000年二季度表現(xiàn)出相同的變化趨勢(shì)，在2000年二季度到2012年一季度表現(xiàn)出相反的變化趨勢(shì)。

（二）我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對(duì)東中西部經(jīng)濟(jì)的影響分析。為了進(jìn)一步研究我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，我們考察在同一貨幣政策下對(duì)我國(guó)東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響。③分析步驟如下：

（1）采集我國(guó)東、中、西部GDP增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)，分別以DGDP（東）、ZGDP（中）和XGDP（西）表示我國(guó)東、中、西部GDP增長(zhǎng)率。④（2）由信貸變量DLCB分別對(duì)DGDP（東）、ZGDP（中）和XGDP（西）進(jìn)行 H-P濾波處理，繪制相同時(shí)期東、中、西部GDP增長(zhǎng)率的趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖6）。

圖6 DLCB及東、中、西部DLGDP趨勢(shì)圖

由圖6可以看出：（1）我國(guó)貨幣增長(zhǎng)率自1996年一季度至2006年三季度在不斷減小，從2006年三季度至2012年一季度又開(kāi)始增大，增長(zhǎng)率的時(shí)間拐點(diǎn)為2006年三季度。需要注意的是，到2005年一季度DLCB已臨近谷底，至2006年三季度達(dá)到最小值，之后緩慢上升。（2）東、西部區(qū)域的GDP增長(zhǎng)率自2005年以來(lái)在不斷下降，其中西部的GDP增長(zhǎng)率變化較緩慢，東部變化較快；中部區(qū)域的GDP增長(zhǎng)率從2005年一季度至2010年一季度在不斷上升，自2010年一季度末開(kāi)始緩慢下降但幅度較小，時(shí)間拐點(diǎn)是2010年一季度。西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率明顯高于同期東中部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。

四、研究結(jié)論與值得思考的問(wèn)題

（一）研究結(jié)論。

1．以信貸余額CB的對(duì)數(shù)差分DLCB作為我國(guó)貨幣政策的操作目標(biāo)，其效果呈現(xiàn)出明顯的非對(duì)稱性，具有很強(qiáng)的非線性特征。此外，反映貨幣政策的信貸變量DLCB的拐點(diǎn)在2006年第三季度，反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量DLGDP的拐點(diǎn)在2007年第一季度，可見(jiàn)DLCB領(lǐng)先于DLGDP 2個(gè)季度。

2．從我國(guó)信貸政策操作看，國(guó)家一直以來(lái)都在通過(guò)擴(kuò)大信貸規(guī)模保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，但是在不同的時(shí)期采取了不同的策略。從1996年至2004年底，我國(guó)一直在實(shí)行信貸緊縮政策，從2005年開(kāi)始實(shí)行雙穩(wěn)、效益優(yōu)化的信貸策略。在實(shí)際信貸狀況上，在信貸緊縮階段（1996-2004年），信貸增長(zhǎng)率DLCB持續(xù)下降，到2005年一季度下降至谷底；在信貸政策實(shí)施雙穩(wěn)階段的前期，信貸增長(zhǎng)率DLCB并沒(méi)有立即回升，而是微微地持續(xù)下降，至2006年三季度才達(dá)到最小值，表現(xiàn)出信貸政策效應(yīng)的滯后性，從2006年三季度末開(kāi)始，信貸增長(zhǎng)率不斷回升，反映出雙穩(wěn)信貸政策效應(yīng)。這一結(jié)果和圖5顯示的DLCB趨勢(shì)的時(shí)間拐點(diǎn)為2006年第三季度相吻合，也印證了以DLCB作為反映貨幣政策變量的合理性。

3．2005年一季度至2011年四季度，國(guó)家信貸規(guī)模和東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模都在增大，國(guó)家信貸增長(zhǎng)率DLCB卻逐漸減緩，至2006年第三季度轉(zhuǎn)為上升的趨勢(shì)。我國(guó)東、西、中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則呈現(xiàn)出以下趨勢(shì)：（1）我國(guó)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速趨緩，其原因是面對(duì)激烈的國(guó)際技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)和不利的國(guó)際貿(mào)易條件，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度低于傳統(tǒng)工業(yè)，制約了東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，凸現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級(jí)的需要；（2）自2004年中部崛起戰(zhàn)略提出后，中部地區(qū)各省加強(qiáng)了招商引資，強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)明顯加快，表現(xiàn)出良好的持續(xù)性；（3）西部地區(qū)在西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略推動(dòng)下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率明顯高于同期東、中部地區(qū)。

（二）值得思考的問(wèn)題。

1．我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道有不同于其他經(jīng)濟(jì)體的特點(diǎn)。了解我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的方式和特點(diǎn)，以期進(jìn)一步完善我國(guó)貨幣政策的操作方式，提升我國(guó)貨幣政策的穩(wěn)健性，避免貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道本身對(duì)經(jīng)濟(jì)的沖擊過(guò)大，減少政策拐點(diǎn)的出現(xiàn)，從而平滑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。（1）從貨幣政策的轉(zhuǎn)變頻度看，轉(zhuǎn)變頻度過(guò)快，市場(chǎng)難以對(duì)經(jīng)濟(jì)形成合理預(yù)期，加大了對(duì)經(jīng)濟(jì)的擾動(dòng)。（2）從操作手段的調(diào)整幅度看，調(diào)整幅度過(guò)大，貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的效果難以令人樂(lè)觀，增大了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)。（3）從貨幣政策的前瞻性看，貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的時(shí)滯性使央行難以預(yù)備相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)的防范。制定政策之前就必須考慮貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的時(shí)滯性，以減少對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。

2．貨幣學(xué)派的一句名言是：最好的貨幣政策就是沒(méi)有貨幣政策。貨幣學(xué)派的無(wú)為而治雖然未必適應(yīng)我國(guó)轉(zhuǎn)軌時(shí)期的社會(huì)現(xiàn)實(shí)，不過(guò)綜合本文的實(shí)證分析并結(jié)合我國(guó)貨幣政策操作的特點(diǎn)，我國(guó)貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道還有待進(jìn)一步完善，以減少政策轉(zhuǎn)換對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊，并對(duì)政策拐點(diǎn)及其對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響多做研究，促進(jìn)貨幣政策的穩(wěn)健性。

注釋：

①我國(guó)同業(yè)拆借市場(chǎng)已經(jīng)具有一定規(guī)模，能夠反映銀行流動(dòng)資金的價(jià)格，并且同業(yè)拆借市場(chǎng)能直接由中央銀行通過(guò)再貸款和再貼現(xiàn)窗口及公開(kāi)市場(chǎng)操作有效地調(diào)控和影響（趙海云，2010）。

②比1998年提前2年，是時(shí)間序列分析的需要。

③將我國(guó)劃分為東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)始于1986年，由全國(guó)人大六屆四次會(huì)議通過(guò)的“七五”計(jì)劃正式公布。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個(gè)?。ㄊ校?，中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南和廣西等10個(gè)?。▍^(qū)），西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等9個(gè)?。▍^(qū)）。1997年全國(guó)人大八屆五次會(huì)議決定設(shè)立重慶市為直轄市，并劃入西部地區(qū)，西部地區(qū)所包括的省級(jí)行政區(qū)由此增加為10個(gè)。由于內(nèi)蒙古和廣西兩個(gè)自治區(qū)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值正好相當(dāng)于上述西部10?。ㄊ?、區(qū)）的平均水平，2000年國(guó)家制定的西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略中享受優(yōu)惠政策的又增加了內(nèi)蒙古和廣西。目前，西部地區(qū)包括的省級(jí)行政區(qū)共12個(gè)，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內(nèi)蒙古；中部地區(qū)有8個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；東部地區(qū)包括的11個(gè)省級(jí)行政區(qū)不變。

④數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)。但由于缺失1996-2004年各省份的季度GDP值，2012年一季度部分省份GDP值未公布，我們只有2005年一季度至2011年四季度GDP值。

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