浅析货币政策效果非对称性

一、文献综述

有关货币政策效果的研究由来已久，已积累了相当多的文献成果。20世纪20年代以前，大多数经济学家认为紧缩性货币政策与扩张性政策在实施产生的效果上是对称的，即认为货币供应量与产出是线性关系。但20世纪20年代之后数十年间，经济学界逐渐认识到：紧缩性货币政策能够有效抑制经济过热，而扩张性货币政策在抑制经济衰退的效果方面则不尽如人意，即货币政策执行效果是非对称的。

近年来，国外已有一些应用模型进行货币政策执行效果研究的论文。KimD.H(2002)用美联储的数据，分析了美国货币政策执行效果，得出结论认为1979年前美国货币政策具有显著的非线性特征，而1979年后线性特征则不显著。BruinshfdandCandelon(2004)运用统计方法检验了欧洲几个国家的货币政策执行效果，得出结论认为，在欧洲几个国家丹麦、法国、意大利、荷兰和英国中，丹麦和英国货币政策执行效果呈非线性特征，而其它国家货币政策执行效果的非对称性则不明显。

我国在货币政策执行效果方面已有一些研究成果。万解秋和徐涛（2001）研究得出结论：货币供给在治理通货膨胀和通货紧缩的效果方面，表现出明显的非对称性。陆军和舒元（2002）使用两阶段最小二乘法研究了货币供应量对经济的冲击，得出结论认为：货币供给紧缩的效应大于货币供给扩张的效应。

赵进文，闵捷（2005）应用STR模型和LM模型检验了我国货币政策的执行效果，得出结论认为：1993年1季度至2004年第2季度期间我国货币政策操作效果上表现出明显的非线性特征。

目前国内外文献对货币政策效果非对称性的研究已取得了相当多的成果，货币政策效果的非对称性也已成为经济学界的共识。但对于货币政策转折点，即“阀值效应”国内文献中却尚没有研究。由于“阀值”和“阀值效应”不仅更进一步证实了货币政策效果的非对称性，而且更重要的是反映了信贷配给的程度，进而也间接地反映了信贷市场的成熟和完善程度，因此，对这个问题进行研究具有重要意义。在此部分，借鉴国外研究成果结合我国具体情况，得出我国货币政策效果的“阀值”，并使用Stiglitz和Weiss（1981）的均衡信贷配给理论对货币政策执行效果的非对称性和“阀值效应”给出理论上的解释。

我国货币政策对产出的影响主要是通过信贷渠道实现的，国内学者在这方面所作研究已相当丰富。王振山、王志强（2000）运用协整和格兰杰因果检验模型进行实证分析，表明信贷渠道是中国货币政策的主要传导途径，而货币渠道的传导作用则不明显。李斌（2001）运用交互影响的多元反馈时间序列模型进行实证检验，证实信贷总量和货币供给量与货币政策最终目标变量具有很高的相关系数，但信贷总量的相关性更大一些。周英章、蒋振声（2002）研究得到货币政策分别通过信贷渠道和货币政策影响宏观经济总量，与货币渠道相比，信贷渠道在中国货币政策传导过程中具有明显的相对重要性。丰富的研究文献表明，我国货币政策对产出的影响主要是通过信贷渠道实现的。

货币政策对产出的影响主要通过信贷渠道来实现，其影响程度取决于信贷条件是紧还是松，当信贷条件处于“紧”或“松”时，货币供应量变化对产出的影响是不同的，即货币政策与产出之间存在非线性关系和“阀值效应”。Blinder(1987)提出了一个信贷配给模型，认为当经济处于信贷配给状态时，货币政策的效果较强。McCllum(1991)用t统计量检验了Blinder(1987)的结论，得出结论：当信贷市场中信贷条件的紧密程度超过特定阀值时，货币供应增量对产出影响更强。Davies(1987)和Hansen(1996)研究了“阀值问题”，他们给出了“阀值”选择中的不同检验统计量。

Galbraith(1996)基于美国和加拿大的货币政策的数据，使用t检验和LM检验，探测了真实货币量变化对产出的阀值效应。当货币供应量变化低于阀值时，货币供应量变化对产出的影响更强，“阀值效应”的存在更进一步证明了货币政策执行效果的非对称性。

国内尽管对货币政策的非对称性进行了一些研究，但对于我国货币政策操作的转折点尚没有进行深入研究，同时对于货币政策的效果非对称性和政策转折点即“阀值”也解释得尚不充分。赵进文，闵捷（2005）研究了我国货币政策操作效果存在非对称性，他们认为我国货币政策操作效果存在非对称性是由于还存在“传统的行政干预手段和其他非市场手段，还存在看得见的手在调控经济，而在市场经济成熟的西方国家，调控经济的手段主要是靠市场经济的杠杆和健全的法规，进行较为适时的、局部的、持续的微调，因而政策拐点相对地要少得多”。但在他们的研究中文献中，并没有对货币政策的拐点进行研究。

在这篇文章中将基于我国货币政策指标以及产出指标，运用t检验和LM检验，研究我国真实货币量变化对产出的非对称性以及“阀值效应”，找出我国货币政策操作的转折点，即“阀值”。

二、货币供给量与产出的关系及数据选取

研究货币政策传导的信贷渠道中的“阀值效应”，需要抓住主要影响产出的变量来建立模型。货币供应量和利率是研究货币政策的主要经济指标，但这里主要研究货币的信贷渠道中的“阀值”问题，因此，仅将货币供应量作为模型的变量。在这里将使用与MacCllum(1991)中相似的产出方程，其产出模型与IS-LM模型相一致，包括自回归项和其它解释变量。货币变量在这里是表示信贷条件的指标，其真实货币供给量的低值表示货币紧缩。建立模型的一般形式如下：

这里表示真实GDP的对数，表示真实政府支出的对数，表示真实M1的对数。方程（1）是一个自回归分布滞后模型。

采集1992年第1季度至2005年第2季度期间的国内生产总值（GDP）、政府财政支出以及M2的季度数据，通过价格调整将其转换为实际季度值，并且进行了季度调整（原始数据采集自《中经专网季度、月度数据库》、《中国人民银行统计季报》和《中国季度国内生产总值核算历史资料》）。在这三个主要经济指标中，国内生产总值GDP的对数记为y,货币供应量的对数记为m2，政府支出G的对数记为g。

为使变量的数据属性符合建模要求，必须对y,m2和g这三个序列进行平稳性检验，即进行标准的单位根检验。表1给出了具体单位根结果，结果显示，在5%的显著性水平下，三个序列都是非平稳时间序列。因此，需要对三个序列进行平稳化处理。

注：“**”和“*”分别代表1%和5%显著性水平下的ADF值

对y,m2和g的一阶差分序列分别作带有时间趋势和截距项的单位根检验，结果显示在5%的显著水平下，三个一阶差分序列的ADF检验值是平稳的（表2）。

信贷配给,货币政策,非对称性阀值-[飞诺网]

由于方程（1）的一阶差分是平稳序列，因此将自回归分布滞后模型（1）变换为误差修正模型。在误差修正模型中检验阀值效应是否存在。用mt表示货币供应量的一阶差分:阀值变量的

参数用h*来表示。如果货币供应量变化对产出仅有线性影响，则h*=0。然而当mt≤t（信贷是紧的）时，货币供应量变化的效应可能更弱或更强，于是，h*不等于0反映了货币供应量变化对产出影响的额外成分。带有阀值变量的误差修正模型可表示如下：

三、模型参数估计和阀值检验

根据模型（3），在h*=0假设下，作ht对解释变量的回归，解释变量中既包括ht的前期值，还包含货币政策指标。Sensier和Osborn(2002)将所有线性和非线性模型的最高阶数均定为8，根据t检验值、AIC准则、SC准则和DW检验，来确定符合我国实际情况的滞后阶数，表3给出了滞后8阶的各个系数的t检验。

由表3，滞后3阶的拟合效果与其它阶数相比更显著。因此，模型在零假设h*=0下可写为：

在零假设下，即h*=0时，阀值效应的变量mt*有零系数，相反则阀值效应变量与被解释变量相关。如果对模型赋予一个固定的阀值，则对这个值的效应的检验较为简单。但一般是参数在零假设下不被识别，其值必须由研究者来选择。在h*不等于0时，模型写为：

关于阀值的选择问题，国内尚无文献来解决此问题。Hanson(1996)使用LM和Wald统计量的最大值来估计阀值t，其估计量具有较好的性质和大小。Galbraith(1996)使用最大t值检验和最大LM检验法估计阀值t。此部分参考Hansen(1996)的研究方法，运用最大LM检验和t检验找寻中国货币政策的阀值。

根据LM估计量和t统计量，来估计t。在估计t值时，不仅使用了真实的m2差分作为货币变量，同时也使用了mt另外的定义，即m2的四季度移动平均偏差。在找寻t使用的是模拟的方法，从货币变量的最小值开始一直到最大值，对每个选中的mt值，运用模型（5），得出LM统计量的值和mt*系数的t统计量的值，LM统计量中的最大值和t统计量中最大值作为的估计值。通过编程估计，得出以下结果，见表4。由模型（5）和mt的四种定义得出表4结果，可知我国货币政策阀值在-0.08～-0.05之间，阀值为负，按照mt*的定义，mt≤t，mt*=mt，其它情况为0，h*mt*可以被看成是当货币变量低于阀值时，对产出额外的影响。这也说明了当货币变量取较高值时，货币政策的效果较小或根本没有效果，也就是说扩张性货币政策与紧缩性货币政策相比，对产出的效力更有限。因此，阀值效应的存在进一步证实了我国货币政策效果的非对称性，货币与产出之间存在较为复杂的非线形关系，从货币变量的强力作用到较弱作用之间存在一个跳跃性的过渡。

四、“阀值效应”和“阀值”的信贷配给理论解释

对于货币政策效果的非对称性和阀值效应的存在，国内外文献有较为不同的解释。赵进文，闵捷（2005）将货币政策效果的非对称性归结为货币政策操作方式不完善，认为“我国货币政策操作方式还有待进一步完善，稳健性还需加强。”

尽管赵进文，闵捷（2005）对央行货币政策的效果非对称性进行了解释，但仅仅将其解释为货币政策操作方式上的不完善，则将这一问题简单化，没有考虑货币政策的传导渠道，尤其在我国货币政策的传导重要是信贷渠道。货币政策效果的非对称性不仅仅是由于货币政策操作方式的不完善，还应考虑货币政策传导的信贷渠道和信贷市场的成熟程度等方面的因素。

Galbraith（1996）认为：“阀值效应的存在并不能仅仅认为是由于Blinder(1987)中所阐述的信贷配给所导致的结果，并且可能应归因于除此之外的其它现象的作用。但这并不意味着信贷配给就是一个不重要的现象。无庸置疑，信贷配给模型在解释信贷市场上资金在借贷方的分配问题上有关键作用”。从Galbraith（1996）的文献中可看出，StiglitzandWeiss(1981)型信贷配给的存在的确对货币政策传导中的非对称性以及阀值效应的产生起作用。

Blinder(1987)中的信贷配给是指:银行对企业的最大信贷量小于企业对信贷的需求量。此文献中给出了两个宏观经济模型，用来描述经济处于信贷配给状态下，中央银行的政策对经济供给方的实际影响。这两个模型分别为信贷配给对供给的影响模型以及信贷配给对固定资本的影响模型。在第一个模型中，信贷配给降低企业的生产所需要的资本金，由于企业难以获得足够资金用于生产，就会降低产出。因此，在产品市场上就会导致超额需求，从而使价格上升，进一步会使信贷的真实供给降低，进而导致总供给降低以及停滞性通货膨胀。得出结论，货币政策紧缩时对经济的实际影响较强，而在信贷适度和信贷扩张情况下，货币政策的实际影响较小。第二个模型中则研究信贷配给与固定资本之间的关系。信贷配给降低投资，从而削减了总供给和总需求。在经济处于信贷配给情况下，政府支出的上升对投资具有“挤出效应”，但在非信贷配给情况下，政府支出上升则对投资没有这种影响。

在这里，我们使用StiglitzandWeiss(1981)的信贷配给理论对我国货币政策的非对称性和“阀值效应”进行解释。StiglitzandWeiss(1981)证明在没有政府干预的情况下，由于借款人方面存在的逆向选择和道德风险行为，信贷配给可以作为一种长期均衡现象存在。信贷配给指的是如下两种情况：①在所有贷款申请人中，一部分人得到贷款，另一部分人被拒绝，被拒绝的申请人即使愿意支付更高的利息也不能得到贷款；②一个给予申请人的借款要求只能部分地满足。

我国货币政策主要是通过信贷渠道进行传导的。信贷配给作为信贷市场上存在的一种行为方式，必然会对货币政策的传导效果产生影响。

当中央银行实行紧缩性货币政策时，货币政策可以通过银行贷款的渠道影响经济活动，也就是中央银行通过公开市场操作来降低商业银行准备金规模，从客观使商业银行信贷可得性降低，从而降低商业银行提供信贷的能力，使商业银行贷款供给下降，使得主要依靠商业银行贷款的企业和个人由于银行贷款资金减少，其为了寻找新的贷款者，建立新的信贷关系等而增加筹资成本，资金需求得不到满足，进而投资量下降，在乘数效应和加速数原理的相互作用下，会对真实经济产生收缩作用。由于货币政策传导的资产负债表渠道要经过利率的传导环节，而我国的存贷款利率由政府管制，尚未实现利率市场化，资产负债表渠道在我国货币政策传导中所起到的作用十分有限。当中央银行实行扩张性货币政策时，通过公开市场操作提高商业银行准备金规模，从而提高商业银行的信贷可得性，提高商业银行提供贷款的能力，使商业银行贷款供给提高，从而使得主要依靠商业银行贷款的企业和个人可获得更多的信贷资金，进而投资量上升，在乘数效应和加速数原理的相互作用下，对真实经济产生扩张作用。

商业银行在中央银行的货币政策紧缩或扩张的操作过程中，信贷供给量发生变化，实际上是执行了相当一部分政府职能。但除了政府干预商业银行的行为之外，商业银行还是实现利润最大化经营的企业。在不考虑政府干预的情况下，信贷市场上由于商业银行与借款人之间存在信息不对称，借款人方面存在逆向选择和道德风险行为，信贷配给可以作为一种长期均衡现象存在。商业银行的信贷配给行为对真实经济有一个额外的影响，总的来说是收缩性的。当实行紧缩性货币政策时，信贷配给进一步加剧紧缩性货币政策的效果。当实行扩张性货币政策时，信贷配给会减弱扩张性货币政策作用的效果。因此，从理论上讲，由于信贷配给的存在会使得中央银行的货币政策的经济效果呈现非对称性，货币政策从扩张到收缩过程中必然存在一个转折点，即阀值。当货币供应量变化超过这个阀值时，货币政策对真实经济有一个额外的效应，即信贷配给效应，可以这样说，阀值效应的存在是由于微观信贷市场上存在信贷配给作用的结果，因此“阀值”和“阀值效应”的存在，反应了信贷配给的程度，“阀值”大小可以作为信贷配给程度的量化指标，而信贷配给强度如何度量一直是这一领域的难点。另一方面，信贷配给是信贷市场上的一种摩擦，它是由于信贷市场的不完善、不成熟造成的，因此“阀值”和“阀值效应”的存在也间接地反映了信贷市场的完善程度。

五、结论

本文使用1992年第1季度至2005年第2季度期间的数据研究了我国货币政策非对称性、“阀值效应”。得出我国货币政策的拐点，即阀值在-0.08～-0.05之间。

我国货币政策主要是通过信贷渠道进行传导的。由于信息不对称所导致的信贷配给作为信贷市场上银行与企业间存在的一种行为方式，必然会对货币政策的传导效果产生影响。由于微观信贷市场上信贷配给的存在，紧缩性货币政策对产出的影响大于扩张性货币政策。“阀值”和“阀值效应”的存在反映了信贷配给的程度，“阀值”大小可以作为信贷配给程度的量化指标，而信贷配给强度的度量是这一领域的难点。此外，信贷配给是信贷市场上的一种摩擦，是由于信贷市场的不完善、不成熟造成的，“阀值”间接地反映了信贷市场完善程度。

参考文献:

1.Kim,D.H.,Osborn,D.R.,Sensier,M.,Sensier,M.,2002.NonlinearintheFed′smonetarypolicyrule.CGBCRDiscussionPaper018,1～36

2.Bruinshfd,A.,andCandelon,B.,2004.NonlinearmonetarypolicyinEurope:factormyth?

3.万解秋,徐涛,货币供给的内生性与货币政策的效率——兼论我国当前货币政策的有效性[J]，经济研究2001（3）

4.陆军，舒元，货币政策无效性命题在中国的实证研究[J]，经济研究2002（3）

5.赵进文，闵捷，央行货币政策操作效果非对称性实证研究[J]，经济研究2005（2）

6.Stiglitz,J.,andA.Weiss,1981.CreditRationinginMarketswithImperfectInformation,AmericanEconomicReview71:393～410.

7.王振山、王志强,我国货币政策传导途径的实证研究[J]，财经问题研究2000（12）