導(dǎo)語：簡(jiǎn)述貨幣政策效應(yīng)非對(duì)稱性一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

20世紀(jì)20年代以前，經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為，擴(kuò)張性貨幣政策與緊縮性貨幣政策在實(shí)施效果上是對(duì)稱的，在經(jīng)濟(jì)不景氣的時(shí)候，政府可以通過施行擴(kuò)張性貨幣政策，有效刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同樣，在經(jīng)濟(jì)過度繁榮的時(shí)候，政府可以實(shí)施緊縮性貨幣政策有效防止通貨膨脹，抑制經(jīng)濟(jì)過熱。然而，20世紀(jì)30年代末，人們開始懷疑擴(kuò)張性貨幣政策的有效性，1929~1933年經(jīng)濟(jì)大蕭條期間，為了刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，美聯(lián)儲(chǔ)實(shí)施一系列擴(kuò)張性貨幣政策，如美國(guó)3個(gè)月的國(guó)債率從1929年的5%下降到1932年的1%以下，但收效甚微。據(jù)此，凱恩斯提出了流動(dòng)性陷阱。他指出，美國(guó)實(shí)施的一系列擴(kuò)張性貨幣政策使得其經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)陷入了流動(dòng)性陷阱，導(dǎo)致貨幣政策失效。自此，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始思考貨幣政策效果的非對(duì)稱性。近幾十年來，隨著經(jīng)濟(jì)、金融危機(jī)的頻頻爆發(fā)，貨幣政策已經(jīng)成為中央銀行實(shí)施宏觀調(diào)控、應(yīng)對(duì)危機(jī)的重要工具。2007年金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)宏觀調(diào)控傾向于采取適度寬松的貨幣政策和積極的財(cái)政政策，央行連續(xù)降低人民幣和外幣存款利率以后，貨幣供給和流動(dòng)性已經(jīng)出現(xiàn)了明顯的松動(dòng)，4萬億元財(cái)政資金強(qiáng)力啟動(dòng)內(nèi)需，確實(shí)十分明顯地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，然而卻也伴隨著30年來史上最高的通貨膨脹，面對(duì)持續(xù)走高的通脹問題，央行在2011年6月20日再次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率0.5個(gè)百分點(diǎn)，這已經(jīng)是央行當(dāng)年第6次，同時(shí)也是2010年以來的第12次上調(diào)準(zhǔn)備金率。此后，央行在2011年基本上保持著準(zhǔn)備金率“一月一調(diào)”的節(jié)奏。此外，2010年以來，央行已經(jīng)5次加息，這樣大力度的緊縮性貨幣政策是否能夠有效地遏制通貨膨脹的持續(xù)上漲，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行當(dāng)中貨幣政策是否也具有一定程度的非對(duì)稱性，這是同宏觀經(jīng)濟(jì)決策密切相關(guān)的重要問題，也是一個(gè)需要加以檢驗(yàn)的實(shí)證問題。在此背景下，本文結(jié)合我國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)條件，采用較新的“有向無環(huán)圖”技術(shù)識(shí)別SVAR，從“貨幣渠道”和“信貸渠道”兩方面實(shí)證研究我國(guó)貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)在方向上的非對(duì)稱性問題，從而為我國(guó)宏觀政策當(dāng)局提供理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的參考依據(jù)。最早對(duì)貨幣政策在效果方向上的非對(duì)稱性進(jìn)行研究的是Cover（1992），隨后國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者進(jìn)行效仿。該文通過1951:1～1987:4的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用兩步OLS方法檢驗(yàn)正負(fù)貨幣供給沖擊對(duì)產(chǎn)出影響的非對(duì)稱性。結(jié)果表明，無論在影響程度上還是在統(tǒng)計(jì)顯著性上，負(fù)向貨幣供給沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響都要大于正向貨幣供給沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響，從而證實(shí)了貨幣政策效應(yīng)非對(duì)稱性的存在。隨后，國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者對(duì)貨幣政策在效果方向上的非對(duì)稱性問題進(jìn)行了廣泛的研究，但綜合這些文獻(xiàn)來看，對(duì)不同方向貨幣政策的識(shí)別方法主要有兩種：一種是構(gòu)建貨幣供給方程，由殘差項(xiàng)識(shí)別，如Cover（1992）、ShahidMalik（2013）、黃先開和鄧述慧（2000）、陸軍、舒元（2002）、馮春平（2002）、張暾等（2013）等人的研究；第二種是通過HP濾波等時(shí)間趨勢(shì)分析法對(duì)貨幣政策工具變量直接進(jìn)行分析，如劉金全（2002）、邱宜欣、劉召虹（2012）、胡臻（2013）等人的研究。本文考慮到貨幣供給方程的構(gòu)建并沒有統(tǒng)一的理論依據(jù)，現(xiàn)有文獻(xiàn)構(gòu)建的貨幣供給方程也各有不同，因此本文采用第二種方法，即通過時(shí)間趨勢(shì)分析分解出不同方向的貨幣政策進(jìn)行分析。同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多只是對(duì)產(chǎn)出或價(jià)格方程進(jìn)行OLS回歸，考察不同方向貨幣政策的系數(shù)，或者采用VAR從單一貨幣政策傳導(dǎo)渠道考察貨幣政策在方向上的非對(duì)稱性，研究方法上具有一定的局限性。本文采用較新發(fā)展的“有向無環(huán)圖技術(shù)（DAG）”識(shí)別SVAR模型的擾動(dòng)項(xiàng)結(jié)構(gòu)，采用脈沖響應(yīng)分析和預(yù)測(cè)誤差分解的方法，從“貨幣渠道”和“信貸渠道”兩個(gè)層面實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)在方向上的非對(duì)稱性，在一定程度上克服了傳統(tǒng)VAR及SVAR模型中格蘭杰因果檢驗(yàn)不能刻畫變量間同期因果關(guān)系以及傳統(tǒng)choleskey分解方法受變量主觀排序影響的局限，提高了本文研究結(jié)論的可信性。本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分是實(shí)證模型及方法；第三部分是變量選擇以及數(shù)據(jù)說明；第四部分是實(shí)證結(jié)果及分析；第五部分是本文的結(jié)論。

二、實(shí)證模型及方法

1.有向無環(huán)圖（DAG）有向無環(huán)圖主要通過計(jì)算一系列變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣來分析判斷這些變量之間是否存在因果關(guān)系，尤其是同期因果關(guān)系，圖中的方向代表因果，但不存在閉合回路，因此名叫有向無環(huán)圖（DirectedAcyclicGraphs）。與傳統(tǒng)的granger因果檢驗(yàn)不同，有向無環(huán)圖可以檢驗(yàn)變量之間的同期相關(guān)性，從而避免傳統(tǒng)方法在SVAR的識(shí)別問題中受到變量次序影響較大的問題。下面具體介紹有向無環(huán)圖是如何體現(xiàn)變量之間的因果關(guān)系的。對(duì)于變量X，Y和Z，如果Y和Z的無條件相關(guān)系數(shù)不為零，但在給定X的條件相關(guān)系數(shù)為零，我們則可以說X既是Y也是Z的原因，記作Y←X→Z；反之，如果X和Z的無條件相關(guān)系數(shù)為零，但在給定Y下的條件相關(guān)系數(shù)不為零，則稱X和Z都是Y的原因，記作：X→Y←Z。有向無環(huán)圖由點(diǎn)和連結(jié)它們的有向邊組成，反映變量之間的同期因果關(guān)系。具體來說，若變量X和Y的連結(jié)方式是X→Y，表明X和Y存在同期因果關(guān)系，且X是引起Y變化的原因；若X和Y的連結(jié)方式是X-Y，表明X和Y存在同期因果關(guān)系，但它們誰是因誰是果還不明確；若X和Y的連結(jié)方式是XY，表明X和Y是相互獨(dú)立的，不存在同期因果關(guān)系。Spirtesetal（1993）、PeterSpirtes（2005）對(duì)DAG的畫法提出和完善了PC算法。該算法的具體做法是，首先從“完全無向圖”出發(fā)，各個(gè)變量（頂點(diǎn)）之間均存在連線（邊），當(dāng)某兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)或條件相關(guān)系數(shù)在某一給定顯著性水平下為0時(shí)，則移去這兩個(gè)變量之間的連線。該算法首先計(jì)算變量的相關(guān)系數(shù)（可理解成0階條件相關(guān)系數(shù)），移去相關(guān)系數(shù)為0的變量之間的連線，緊接著計(jì)算變量的1階條件相關(guān)系數(shù)，移去1階條件相關(guān)系數(shù)為0的變量之間的連線，這樣推進(jìn)下去，直到分析完變量的N-2階條件相關(guān)系數(shù)（N為變量的個(gè)數(shù)）。本文采用Fisher'sZ統(tǒng)計(jì)量來推斷某兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)是否顯著異于0。z(籽(i，j|k)n)=12(n-k-3)1/2×ln(1+(籽i，j|k))×1-(籽，i，j|k)-1→→其中n為用來估計(jì)相關(guān)系數(shù)的觀測(cè)值個(gè)數(shù)，籽(i，j|k)是序列i和序列j在給定序列k的總體條件相關(guān)系數(shù)，k是k中變量個(gè)數(shù)，即計(jì)算條件相關(guān)系數(shù)的階數(shù)。若i、j、k均服從正態(tài)分布，則z(籽(i，j|k)n)-z(r(i，j|k)n)也服從正態(tài)分布，其中r(i，j|k)為樣本條件相關(guān)系數(shù)。在完成上述步驟后，我們需要為保留下來的連線畫出方向，即確定保留連線的變量之間的因果關(guān)系方向。主要借助“相鄰（adjacent）”和“隔離集(sepset)”兩個(gè)概念。兩個(gè)變量之間存在連線，我們稱該兩個(gè)變量是相鄰的，否則則稱該兩個(gè)變量是不相鄰的；隔離集是指使得某兩個(gè)變量之間的連線被移去的條件變量，即使得某兩個(gè)變量的條件相關(guān)系數(shù)為0的條件變量，例如，若籽(i，j|k)為0，則稱k為i，j的隔離集。這樣一來，我們可以很方便的給出有向無環(huán)圖的方向。例如，若X和Y相鄰，Y和Z相鄰，但X和Z不相鄰，即X-Y-Z，如果Y不在X和Z的隔離集里，則我們可以確定這3個(gè)變量的有向無環(huán)圖為X→Y←Z。2.SVAR模型縮減型VAR只能描述各個(gè)內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)形成過程，注重內(nèi)生變量的“跨期”相關(guān)性，而沒有考慮內(nèi)生變量的同期相關(guān)性，而SVAR則可以根據(jù)相關(guān)理論設(shè)定變量之間的因果關(guān)系。SVAR（P）模型定義如下：Ayt=pi=1移A*iyt-i+Bεt其中，yt為一個(gè)K維向量，結(jié)構(gòu)性擾動(dòng)項(xiàng)被假定為白噪聲過程，P為滯后階數(shù)，上式左乘A-1后可以得到縮減型VAR模型，如下所示：yt=籽i=1移A-1A*iyt-i+A-1Bεtyt=籽i=1移Aiyt-i+滋t可見，通過對(duì)A、B矩陣施加約束，可以識(shí)別出SVAR模型的擾動(dòng)項(xiàng)沖擊，而由對(duì)A、B矩陣施加約束類型的不同，SVAR模型可以分為如下三種情況（詳細(xì)請(qǐng)參閱Pfaff(2006)）：（1）B被設(shè)定為單位陣,這種情況下，最少需要施加約束條件個(gè)數(shù)為K(K-1)/2。（2）A被設(shè)定為單位陣，這種情況下，最少需要施加約束條件個(gè)數(shù)也為K(K-1)/2。（3）AB矩陣均被施加約束，這種情況下，最少需要施加的約束條件個(gè)數(shù)為K2+K(K-1)/2本文采用第（1）種方式，結(jié)合DAG分析對(duì)SVAR模型施加約束。A矩陣的非對(duì)角元素反映了變量之間的同期相關(guān)關(guān)系即因果關(guān)系。克服了傳統(tǒng)的Cholesky分解識(shí)別SVAR中主觀設(shè)定變量次序所帶來的偏誤，更準(zhǔn)確地反映了數(shù)據(jù)的真實(shí)生成過程。

三、變量與數(shù)據(jù)

1.變量選擇《中國(guó)人民銀行法》規(guī)定了我國(guó)貨幣政策的最終目標(biāo)是“促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)、保持物價(jià)穩(wěn)定和國(guó)際收支平衡”。結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)國(guó)情，在金融危機(jī)的沖擊下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，通貨膨脹高漲，因此，在這種情況下，筆者認(rèn)為應(yīng)當(dāng)將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)穩(wěn)定作為我國(guó)貨幣政策的兩個(gè)最主要的最終目標(biāo)。因此，本文選取產(chǎn)出GDP和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI作為衡量和評(píng)價(jià)我國(guó)貨幣政策效果的指標(biāo)?？紤]到貨幣政策的傳導(dǎo)渠道主要是“貨幣渠道”和“信貸渠道”，本文選取廣義貨幣供給量M2和金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額L作為貨幣政策工具變量，由于GDP數(shù)據(jù)只有季度數(shù)據(jù)，本文選取工業(yè)企業(yè)增加值Y作為產(chǎn)出水平的替代變量。2.數(shù)據(jù)來源及處理本文所采用的數(shù)據(jù)除工業(yè)增加值Y①來自wind數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)全部來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，其中CPI經(jīng)筆者自己換算成定基比數(shù)據(jù)，選取1998年12月作為基期，全部數(shù)據(jù)的時(shí)間范圍是1999年1月至2013年5月。為了消除季節(jié)性因素，本文對(duì)所有的變量采用X-12的方法進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整，為了降低數(shù)據(jù)的異方差性，本文對(duì)各變量進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)化處理，處理后的變量名都在原來的基礎(chǔ)上加上前綴“L”。需要特別指出的是，本文采用Hodrick-Precott濾波法對(duì)不同方向上的貨幣政策進(jìn)行識(shí)別，對(duì)于某一特定的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列{St}，包含趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分?？梢圆捎肏P濾波將其波動(dòng)成分和趨勢(shì)分離出來，具體做法如下：minTt=1移(St-STt)2+姿Tt=1移[(STt+1-STt)-(STt-STt-1)]2移移其中STt為趨勢(shì)項(xiàng)，姿取值一般由序列的時(shí)間頻率決定，本文采用月度數(shù)據(jù)，姿取14400。本文采用HP濾波對(duì)LM2和LL進(jìn)行分析，識(shí)別出貨幣政策的方向。具體波動(dòng)成分結(jié)果如圖1所示。由此可以定義出貨幣政策的不同方向如下：μm+＝max（CLM，0）μ-m=min（CLM，0），μL+＝max（CLM，0）μ-L=min（CLM，0）其中，μ+m代表擴(kuò)張性貨幣供給政策，μ-m代表緊縮性貨幣供給政策；μ+L代表擴(kuò)張性信貸政策，μ-L代表緊縮性信貸政策。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

1.單位根檢驗(yàn)為了增加實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別采用ADF和PP法檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。兩種檢驗(yàn)方法一致表明，產(chǎn)出水平LY、物價(jià)水平LCPI、LM2、LL均為非平穩(wěn)的I（1）過程，μm+、μ-m、μ+L、μ-L都是平穩(wěn)的。2.協(xié)整檢驗(yàn)在構(gòu)建SVAR模型前，先對(duì)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，以選擇合適的SVAR模型?？紤]如下的誤差修正模型：駐Xt=μ+HXt-1+ki=1移追i駐Xt-1+et其中，Xt是（n×1）維向量，駐為一階差分算子，μ為截距向量，追（i=1，2...k）為（n×n）階系數(shù)矩陣，et為殘差序列，矩陣H反應(yīng)了n個(gè)變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，決定了VAR的正確形式：譹訛當(dāng)H矩陣的秩為0時(shí)，n個(gè)變量不存在協(xié)整關(guān)系，應(yīng)選擇一階差分VAR形式；譺訛當(dāng)秩大于0小于k時(shí)，變量間存在協(xié)整關(guān)系，可選擇水平VAR形式或采用VECM模型。在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)各非平穩(wěn)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從表2可看出，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果一致，都表明在5%的顯著性水平下無法拒絕“協(xié)整向量個(gè)數(shù)為0”的原假設(shè)。因此，各變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，本文將LY及LCPI進(jìn)行一階差分，與四個(gè)政策變量平穩(wěn)序列的水平值構(gòu)建VAR。3.各變量的因果關(guān)系的DAG分析對(duì)各變量的水平VAR模型進(jìn)行估計(jì)后，可得到各變量的殘差相關(guān)系數(shù)矩陣，如下所示：利用上述相關(guān)系數(shù)矩陣，我們采用PeterSpirtes（2005）的PC算法，對(duì)變量之間的同期因果關(guān)系進(jìn)行DAG分析，為后面SVAR的識(shí)別提供依據(jù)。首先，我們從“完全無向圖”出發(fā)，然后利用上述相關(guān)系數(shù)矩陣，采用TETRAD軟件對(duì)各變量之間的無條件相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行計(jì)算，去掉無條件相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)不顯著的變量之間的連線，最后確定連線的方向。參照楊子暉（2007）的研究，對(duì)于樣本容量不大的情況，選取較高的顯著性水平，如20%。結(jié)果顯示，dly與的相關(guān)系數(shù)為0.013，其P值則高達(dá)0.8651，遠(yuǎn)大于20%，因此我們認(rèn)為它們之間不存在同期因果關(guān)系并移除之間的連線，同理，dly與μ+L、dly與μ-L、dlcpi與μ-m、dlcpi與μ+L、μ-m與μ+L、μ+L與μ-L、μ+m與μ-L之間的無條件相關(guān)系數(shù)或偏相關(guān)系數(shù)的P值分別為0.25、0.82、0.87、0.34、0.27、0.64、0.27，因而認(rèn)為均不存在同期因果關(guān)系，移除它們之間的連線。最后，進(jìn)一步依據(jù)前面所述的隔離集，明確各變量間的因果方向，結(jié)果如圖2所示。4.基于DAG的SVAR估計(jì)在上一節(jié)DAG分析的基礎(chǔ)上，我們得出了各變量之間的同期因果關(guān)系，據(jù)此，我們?cè)O(shè)定SVAR的約束矩陣形式為：由此，可以估計(jì)出SVAR模型，進(jìn)一步分析貨幣政策在方向上的非對(duì)稱性。（1）貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)在方向上的非對(duì)稱性。對(duì)產(chǎn)出進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，如圖3所示，貨幣供給政策對(duì)產(chǎn)出的影響具有非對(duì)稱性。具體表現(xiàn)在：擴(kuò)張性貨幣供給沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響比較慢，在第3期達(dá)到最大，貨幣供給量增加1%，產(chǎn)出增加0.02個(gè)百分點(diǎn)，隨后逐漸降低，并收斂于0；緊縮性貨幣供給沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響較快，貨幣供給減少1%，當(dāng)期產(chǎn)出水平減少0.04個(gè)百分點(diǎn)，隨后逐漸減少，并收斂到0。同時(shí)，相較于貨幣供給政策，信貸政策對(duì)產(chǎn)出的影響較小，但也存在非對(duì)稱性。表現(xiàn)在：擴(kuò)張性信貸政策對(duì)產(chǎn)出的影響比較慢，政策存在滯后性，在第2期影響達(dá)到最大，隨后逐漸降低并收斂于0；緊縮性信貸政策對(duì)產(chǎn)出的影響比較快，不存在時(shí)滯性。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對(duì)SVAR展開預(yù)測(cè)方差分解，結(jié)果列于表3。方差分解分析的結(jié)果顯示，從第3個(gè)月開始，產(chǎn)出水平的波動(dòng)有近10%來自貨幣供給的沖擊，而信貸沖擊的解釋程度不足2%，說明相較于“信貸渠道”，“貨幣渠道”是我國(guó)現(xiàn)階段貨幣政策傳導(dǎo)的主要途徑；在中長(zhǎng)期，擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對(duì)產(chǎn)出水平波動(dòng)的解釋程度僅為2%，而緊縮性貨幣供給政策沖擊對(duì)產(chǎn)出的波動(dòng)解釋程度為8%，擴(kuò)張性信貸政策沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的解釋程度非常小，僅為0.6%，緊縮性信貸政策沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的解釋程度則為1.2%，說明我國(guó)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)在方向上存在非對(duì)稱性。表現(xiàn)為：相較于擴(kuò)張性貨幣政策，緊縮性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響更大，這與前面脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果是一致的。（2）貨幣政策價(jià)格效應(yīng)在方向上的非對(duì)稱性。同理，對(duì)價(jià)格水平進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖4所示，貨幣政策價(jià)格效應(yīng)在方向上也存在明顯的非對(duì)稱性。擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對(duì)價(jià)格的影響幾乎不存在時(shí)滯，當(dāng)期就有一個(gè)微小的正向效應(yīng)，隨后逐漸降低，最后收斂于0；緊縮性貨幣供給政策沖擊對(duì)價(jià)格的影響則相對(duì)較慢，存在時(shí)滯，大約在3個(gè)月后對(duì)價(jià)格波動(dòng)的抑制作用達(dá)到最大，隨后逐漸降低，并收斂于0；擴(kuò)張性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格的影響比較慢，存在時(shí)滯，在第20個(gè)月達(dá)到最大，隨后逐漸降低，并收斂于0；緊縮性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格的影響則比較快，當(dāng)期就對(duì)價(jià)格產(chǎn)生抑制效果，當(dāng)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額減少1%時(shí)，價(jià)格水平增長(zhǎng)率當(dāng)即下降0.002個(gè)百分點(diǎn)，隨即抑制效果慢慢降低，最后收斂于0。另外，從圖4還可以看出，相比貨幣供給政策沖擊而言，信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格的影響更大，表明我國(guó)貨幣政策對(duì)價(jià)格水平的傳導(dǎo)途徑以“信貸渠道”為主。為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對(duì)上述“有向無環(huán)圖”下的SVAR中價(jià)格水平展開預(yù)測(cè)方差分解，結(jié)果列于表4。預(yù)測(cè)方差分解分析結(jié)果顯示，貨幣政策的價(jià)格效應(yīng)存在非對(duì)稱性。具體來看，從第一期開始，擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)的影響程度便達(dá)1.4%，明顯大于緊縮性貨幣供給政策沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)的影響程度；信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)的貢獻(xiàn)率大于貨幣供給政策，進(jìn)一步證實(shí)我國(guó)貨幣政策對(duì)價(jià)格的傳導(dǎo)途徑以“信貸渠道”為主。擴(kuò)張性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)的影響比較慢，在中長(zhǎng)期對(duì)價(jià)格波動(dòng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到15%；而緊縮性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)的影響則比較快，第一期對(duì)價(jià)格波動(dòng)的貢獻(xiàn)率便達(dá)到40%，中長(zhǎng)期對(duì)價(jià)格波動(dòng)的貢獻(xiàn)率約9%，可見，短期來看，緊縮性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生比較大的影響，但中長(zhǎng)期來看，擴(kuò)張性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生比較大的影響。

五、研究結(jié)論與啟示

本文采用新發(fā)展的DAG技術(shù)識(shí)別SVAR模型，從“貨幣渠道”和“信貸渠道”兩個(gè)方面實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)在方向上的非對(duì)稱性，并比較了“貨幣渠道”和“信貸渠道”對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的有效性，從而為我國(guó)宏觀政策當(dāng)局提供理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的參考依據(jù)。與以往SVAR模型采用傳統(tǒng)識(shí)別方法不同，本文采用的DAG技術(shù)是一個(gè)客觀數(shù)據(jù)決定（data-determined）分析方法，不僅能夠客服傳統(tǒng)choleski分解方法依賴變量順序的局限，而且還能反映變量之間的同期因果關(guān)系，在一定程度上大大提高了本文研究的合理性和科學(xué)性。采用DAG技術(shù)研究發(fā)現(xiàn)，緊縮性貨幣供給政策到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在同期因果關(guān)系，擴(kuò)張性貨幣供給政策和緊縮性信貸政策到價(jià)格存在同期因果關(guān)系。我們由此對(duì)VAR的殘差項(xiàng)進(jìn)行結(jié)構(gòu)性分解識(shí)別SVAR，并通過脈沖響應(yīng)分析和預(yù)測(cè)方差分解分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)具有不同的傳導(dǎo)途徑，貨幣政策對(duì)產(chǎn)出的影響以“貨幣渠道”傳導(dǎo)為主，而對(duì)價(jià)格的影響則以“信貸渠道”傳導(dǎo)為主。同時(shí)，本文的研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)在效果方向上均存在明顯的非對(duì)稱性?！髷U(kuò)張性貨幣供給政策沖擊及信貸政策沖擊對(duì)產(chǎn)出水平的影響時(shí)效慢，影響程度比較小，而緊縮性貨幣供給政策沖擊及信貸政策沖擊對(duì)產(chǎn)出水平的影響時(shí)效快，影響程度大；這與Cover（1992）、RenéGarcia&HuntleySchaller（1999）、ShahidMalik（2013）、陸軍、舒元（2002）、劉金全（2002）等人的研究結(jié)論完全一致。◇擴(kuò)張性貨幣供給政策沖擊對(duì)價(jià)格水平的影響時(shí)效快，而緊縮性貨幣供給政策沖擊對(duì)價(jià)格水平的影響時(shí)效慢。擴(kuò)張性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格水平的影響時(shí)效慢，而緊縮性信貸政策沖擊對(duì)價(jià)格水平的影響時(shí)效快，在短期，緊縮性信貸政策對(duì)價(jià)格水平具有較大影響，而在中長(zhǎng)期，擴(kuò)張性信貸政策對(duì)價(jià)格水平具有較大影響。這與邱宜欣、劉召虹（2012）等人的研究結(jié)果相似。這些結(jié)論表明，在產(chǎn)出水平低，物價(jià)低的經(jīng)濟(jì)蕭條期，施行擴(kuò)張性的貨幣政策更傾向于提高物價(jià)水平，而對(duì)產(chǎn)出水平的促進(jìn)作用則相對(duì)不夠有效，而在產(chǎn)出水平高，通脹水平高的經(jīng)濟(jì)繁榮期，緊縮性的貨幣政策則更傾向于降低產(chǎn)出水平，而在治理通脹的能力方面則顯得不夠，說明單獨(dú)采用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)具有一定的局限性，政策當(dāng)局應(yīng)當(dāng)合理搭配其他政策工具才能有效調(diào)控宏觀總體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況。

作者:陳浪南 張華 單位:中山大學(xué)