对我国货币政策内部时滞的实证研究

廖旗平

[摘要]基于前瞻性货币政策理论，运用VAR模型和方差分解技术对1998年1月～2009年9月间我国货币政策的内部时滞进行实证研究。在1998年1月～2009年9月间我国货币政策存在一定程度的内部时滞。消费者信心指数和企业家信心指数与前瞻性货币政策存在长期稳定的因果关系。因此，货币当局实行前瞻性货币政策时短期政策应盯住企业家信心指数，中长期政策应盯住消费者信心指数。

[关键词]货币政策；内部时滞；企业家信心指数；消费者信心指数

[中图分类号]F822.0[文献标识码]A[文章编号]1004-9339(2010)03-0028-05

一、引言

货币政策是货币当局或中央银行为实现宏观经济目标而在金融领域内采取的方针和各种调节措施。由于货币政策在宏观调控中发挥着重要作用，各国政府非常重视研究和运用这一手段，以实施对经济的调控。要达到调控的效果，实施货币政策的时机选择非常关键，以至于学界按照货币政策的时机选择分成两类：相机抉择货币政策和前瞻性货币政策。相机抉择货币政策是指货币当局或中央银行依据对现有经济情势的判断，为达成既定的货币政策目标而采取的权衡性措施，又称权衡性货币政策。上世纪初，相机抉择货币政策运行相当成功。然而，随着时间的推移，相机抉择货币政策的局限性就逐渐暴露出来。弗里德曼认为，相机抉择货币政策不仅不能起到稳定作用，甚至其本身就是导致经济不稳定的一个原因。其主要理由之一是货币政策的时间滞后性，即从货币政策制定、实施到最终发挥效果并非立竿见影，而是需要经过一系列的传导过程才能发挥作用。假定货币当局在经济繁荣时期制定并推行了一项政策，旨在抑制经济的过热势头，如果该政策在1年半后方能发挥其主要的效力，那么，这项政策便会使正常的经济周期的波动幅度增大，这显然有违货币当局的初衷。而前瞻性货币政策是指货币当局或中央银行依据预期的经济形势的判断，为达成预期的货币政策目标，在不同的时点及时采取的政策行动。由于前瞻性货币政策能够根据经济发展的趋势提前做出反应从而能达到预定的货币政策效应，因此上世纪70年代以来，西方发达国家货币当局非常注重货币政策的前瞻性。正是由于前瞻性货币政策与货币政策的时滞性直接相关，研究和判断货币政策的效应时滞对提高货币政策的有效性具有非常重要的意义。

货币政策时滞可以分为内部时滞和外部时滞两个阶段。内部时滞是指从需要采取政策行动的情况出现直至中央银行采取该行动之间的一段时间间隔或过程，外部时滞是指从中央银行采取行动到对政策目标产生影响所经过的时间间隔或过程。由于外部时滞被认为是一个相对客观的事物，易于估算，所以目前学界对外部时滞的研究较多；而内部时滞的长短取决于货币当局对经济形势的把握程度，主观性较强且难以预测，因而对其定量的研究成果较少。本文应用主观性定量指标，借鉴国内外研究成果，采用现代经济计量技术对1998年以来我国货币政策的内部时滞进行实证分析，从而为货币当局制定政策提供参考。

近期一些学者对我国货币政策的内部时滞进行实证测量。李怀定选取我国GDP增长率和CPI增长率作为解释变量，M₀增长率作为被解释变量，采用1998～2004年间月度数据为样本，并以货币政策目标变量对货币政策中介变量的反应时滞作为货币政策内部时滞，实证结果为：我国货币政策内部时滞为1年，并且认为我国货币政策执行的依据主要是CPI而不是GDP；李永友和丛树海采用1992年以来季度数据，通过相机性货币政策对GDP变化反应的时间路径测量出货币政策的内部时滞为4季度。他们实证研究的方法都是采用货币政策的目标变量作为解释变量考察对货币政策执行的影响，都采用了VAR技术进行分析，得出的内部时滞结果也一致；他们研究不同的是变量选取不一样，在认为GDP变化是不是我国货币政策执行依据的结论上也存在矛盾。这些学者在做实证分析时借鉴了测量货币政策外部时滞的方法，只不过对换了解释变量和被解释变量的位置，即解释变量改为货币政策目标变量，被解释变量改为货币政策中介变量，以相关度最为显著为准则确定滞后期数。这种盯住前期货币政策目标变量而做出的货币政策还属于相机抉择货币政策范畴，与现代货币当局提倡的关注货币政策的前瞻性理念不一致，而且这种测量货币政策内部时滞的方法与货币政策内部时滞本身的含义不符。我们要了解的是：货币政策内部时滞指的是需要采取政策行动时至中央银行采取该行动的时间间隔，评估什么时间需要采取政策行动带有一定的主观性，但是决不仅仅通过以前某一期货币政策目标变量与货币政策行动最为相关就断定该时期为最需要采取货币政策行动的时间。虽然最需要采取货币政策行动的时间因带有一定主观性而难以准确确定，但是从博弈的角度分析只有当货币当局和市场主体对市场预期一致时出台货币政策才是最优的，此时才是最需要采取货币政策行动的时间。周业安和袁东对此都有论述，都认为政策应当依市场预期而定。因此，本文采用反映市场主体预期的变量作为解释变量，用反映货币政策行动的变量作为被解释变量，以两者相关度最为显著为准则，通过VAR技术测定我国货币政策内部时滞。

二、我国货币政策内部时滞实证分析

1.样本采集和数据处理。本文选取的数据来自于《中国统计年鉴》(1999～2008年)、中国国家统计局网站和中国人民银行网站，样本区间为1998年1月～2009年9月的月度和年度数据。选用消费者信心指数和企业家信心指数分别代表消费者和投资者对经济形势的预期变量，选用货币供应量M₀、M₁、M₂分别作为中央银行货币政策行动变量。消费者信心指数和货币供应量M₀、M₁、M₂数据对分别采用月度数据进行分析，其中消费者信心指数采用百分制数据取自然对数以消除异方差，货币供应量M₀、M₁、M₂数据采用其同比增幅的百分制数据，然后取自然对数；由于国家只公布了企业家信心指数的季度数据，所以企业家信心指数和货币供应量M₀、M₁、M₂数据对分别采用季度数据进行分析，其中企业家信心指数采用百分制数据取自然对数，货币供应量M₀、M₁、M₂数据同样采用其同比增幅的百分制数据，然后取自然对数。LCC、LBC、LM₀、LM₁、LM₂分别表示取自然对数的消费者信心指数、企业家信心指数、货币供应量M。同比增幅、货币供应量M₁同比增幅、货币供应量M₂同比增幅；DLCC、DLBC、DLM₀、DLM₁、DLM₂分别表示以上

变量的一阶差分。本文首先对原始数据进行检查，发现有漏损数据进行查补，然后采用EXCEL2003软件对数据进行简单加工和整理，最后采用Eview5.0软件进行分析和检验数据。

2.ADF平稳性检验。由于现实的经济生活中绝大多数的经济时序变量都是非平稳的，直接对变量之间的关系进行分析容易产生伪回归问题。所以先对各变量进行单位根检验，看其是否平稳，然后再做Granger因果关系检验。本文采用ADF单位根检验方法，分别就每个变量的时间序列数据的水平和一阶差分形式进行检验。由表1可以看出，在1％、5％和10％的置信水平上，除LM₀、是平稳过程外，LCC、LBC、LM₁、LM₂都不能拒绝单位根，是非平稳过程。差分一次后，LCC、LBC、LM₁、LM₂变量在1％、5％和10％置信水平上都通过检验，说明这些变量在差分一次后都变得平稳，均为I(1)过程。由ADF检验可知，虽然LCC、LBC、LM₁、LM₂都是非平稳的，但其在差分一次后变得平稳，则DLCC与DLM₀、DLM₁、DLM₂之间以及DLBC与DLM₀、DLM₁、DLM₂之间可能存在着长期均衡的关系。

3.Johansen协整检验。在估计其关系式之前，我们先用Johansen最大似然比法分别检验消费者信心指数变化、企业家信心指数变化与M₀、M₁、M₂增幅变化之间是否存在协整关系。由表2可看出，在5％的显著性水平下，消费者信心指数变化分别与M₀、M₁、M₂增幅变化之间存在协整关系，企业家信心指数变化与M₀增幅变化之间存在协整关系，但与M₁、M₂增幅变化之间不存在协整关系。这说明消费者信心指数变化与各层次货币供应量增幅变化之间都存在长期稳定的关系，而企业家信心指数变化只与M₀增幅变化存在长期稳定的关系，与M₁、M₂增幅变化不存在长期稳定的关系。

4.Granger因果关系检验。为了进一步验证上述结论，再采用基于VAR模型的Granger因果关系检验法对其进行考察。由表3可以看出，在5％和1％显著水平下，消费者信心指数变化是货币供应量M₁、M₂增幅变化的原因，而消费者信心指数变化不是货币供应量M₀增幅变化的原因，也就是说消费者对经济形势的预期对狭义和广义货币供应量的确产生了影响，也是影响货币当局出台货币政策的主要因素；而在5％和10％显著水平下，企业家信心指数变化是货币供应量M₀、M₂增幅变化的原因，企业家信心指数变化不是货币供应量M₀增幅变化的原因，企业家对经济形势的预期对狭义和广义货币供应量的确产生了影响，也是影响货币当局出台货币政策的主要因素。通过检验还发现，货币供应量M₀、M₁、M₂增幅变化不是影响消费者信心指数变化和企业家信心指数变化的原因。

5.脉冲响应函数分析。在验证了消费者信心指数和企业家信心指数是影响货币当局出台货币政策的主要因素基础上，再进一步研究货币当局出台货币政策对消费者预期和企业家预期的反应能力，也就是货币政策内部时滞的长度。本文借助脉冲响应函数，通过分别给消费者信心指数变化和企业家信心指数变化增加一个标准差的冲击，观察货币政策变量的反应，从而确定货币政策内部时滞的长度。从图1可以看出，DLCC增加一个标准差，DLM₀、对它的响应不敏感；而DLCC增加一个标准差，DLM₁对它的响应较敏感，先向上波动，到第5期时达到最大，然后波幅逐渐下降；DLCC增加一个标准差，DLM₂对它的响应较敏感，先向上波动，到第3期时达到最大，然后波幅逐渐减小。这说明狭义货币供应量M₁和广义货币供应量M₂增幅变化对消费者信心指数变化滞后5个月和3个月。从图2可以看出，DLBC增加一个标准差，DLM₀对它很快响应，在第2期达到最小，然后回升，波幅逐渐减小；而DLBC增加一个标准差，DLM₁对它的响应较敏感，先向下波动，到第2期时达到最小，然后回升波幅逐渐减小；DLBC增加一个标准差，DLM₂对它的响应较敏感，先向下波动，到第2期时达到最小，然后向上回升波幅逐渐减小。这说明现金货币M₀、狭义货币供应量M₁和广义货币供应量M₂的增幅变化对企业家信心指数变化滞后2个季度。

6.方差分解。方差分解是将任意一个内生变量的预测均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献，然后计算出每一个变量冲击的相对重要性，即变量的贡献占总贡献的比例。根据相对重要性信息随时间的变化，估计该变量的作用时滞。本文将DLCC分别与DLM₀、DLM₀、DLM₂组成动态系统，以及将DLBC分别与DLM₀、DLM₁、DLM₂组成动态系统，然后观察DLCC和DLBC分别在DLM₀、DLM₁、DLM₂方差分解中所占贡献比例随着不同时间的变化，从而估计DLM₀、DLM₁、DLM₂反应落后于DLCC和DLBC时滞长度。方差分解结果见表4。从结果看，在DLM₀、DLM₁、DLM₂三个变量中，DLCC在DLM₂方差分解贡献比最大，其次是DLM₁。这说明消费者信心指数对广义货币供应量影响最大，其次是狭义货币供应量。同样在DLM₀、DLM₁、DLM₂三个变量中，DLBC在DLM₀方差分解贡献比最大，其次是DLM₂。这说明企业家信心指数对现金货币影响最大，其次是狭义货币供应量。通过观察方差分解贡献占比的变化趋势来判断时滞的长度，也就是当方差分解贡献占比由波动较大走向趋于稳定时，即可确定货币政策的时滞。

由方差分解结果可以看出，DLCC分别领先于DLM₀、DLM₁、DLM₂4个月、3个月和3个月；DLBC分别领先于DLM₀、DLM₁、DLM₂3个季度、2个季度和4个季度。

三、结论和政策建议

本文基于前瞻性货币政策理论，借助于两个预期变量，运用VAR模型和方差分解技术对我国货币政策的内部时滞进行了实证研究，归纳出以下几点主要结论并提出相应政策建议：

1.我国货币政策存在一定程度的内部时滞。本文严格按照货币政策内部时滞的定义，选取反应预期的统计变量：消费者信心指数和企业家信心指数，还选取了三个货币政策执行变量：M₀、M₁、M₂，共同来测量我国货币政策的内部时滞，通过单位根检验、协整关系检验、因果关系检验、脉冲响应函数分析和方差分解方法，证实了市场主体预期变量与货币政策变量之间存在长期稳定的因果关系而且领先于货币政策变动，由此说明在1998年1月～2009年9月间我国货币政策存在一定程度的内部时滞。

2.消费者信心指数和企业家信心指数可以作为我国实行前瞻性货币政策的主要观测指标。通过协整检验和因果关系检验以及方差分解技术，发现消费者信心指数与M₁、M₂之间存在长期稳定的因果关系，是影响M₁、M₂变动的主要因素；企业家信心指数与M₀之间存在长期稳定的因果关系，是影响M。变动的主要因素。因此，关注货币政策的前瞻性必须关注消费者信心指数和企业家信心指数的变动。

3.采用不同预期指标得出的货币政策内部时滞不同。通过消费者信心指数作预期指标，测出的货币政策内部时滞对于M₁而言为3～5个月，对于M₂而言为3个月；而通过企业家信心指数作预期指标，测出的货币政策内部时滞对于M₀而言为2～3个季度。由于实行前瞻性货币政策前应对经济变量在未来的变动方向和变动幅度做出事前估计，因此，货币当局实行前瞻性货币政策时短期政策应盯住企业家信心指数，中长期政策应盯住消费者信心指数。

责任编辑：纪国义