本文關(guān)鍵詞：貨幣政策有效性的微觀基礎(chǔ)研究——基于我國企業(yè)的實證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

西南財經(jīng)大學(xué) 碩士學(xué)位論文 貨幣政策有效性的微觀基礎(chǔ)研究——基于我國企業(yè)的實證分析 姓名：康莊 申請學(xué)位級別：碩士 專業(yè)：金融學(xué) 指導(dǎo)教師：張橋云 20060401

內(nèi)容摘要
一、本文研究的主要問題及其意義 對貨幣政策有效性的研究～直是宏觀經(jīng)濟理論研究領(lǐng)域的核心 問題、熱點問題，也是一個重要的實踐問題。因為，對貨幣政策有效 性的研究是否深入、系統(tǒng)

；中央銀行能否準(zhǔn)確把握經(jīng)濟運行中制約貨 幣政策有效性的諸多因素及其作用機制、并采取有效的調(diào)控措施，是 贏接影響到宏觀調(diào)控目標(biāo)能否實現(xiàn)的問題。傳統(tǒng)的貨幣政策理論著重 從宏觀總量角度討論貨幣政策效應(yīng)問題。這種研究有利于突出重點， 簡化分析。但現(xiàn)實中，貨幣政策效應(yīng)是由眾多的相關(guān)微觀主體的行為 綜合決定的。因此，研究貨幣政策效應(yīng)必須研究各微觀主體的行為對 貨幣政策效應(yīng)的影響。研究宏觀問題的微觀基礎(chǔ)，是當(dāng)代宏觀經(jīng)濟理 論發(fā)展的一個重要趨勢。
’ ，

本文主要采用規(guī)范研究和實證研究相結(jié)合，西方理論和中國實踐 相結(jié)合的研究方法，從微觀主體對貨幣政策的反應(yīng)的角度入手，對微 觀主體影響貨幣政策效果的作用機理進行深入分析和研究，并著重量 化分析貨幣政策與我國企業(yè)預(yù)期的相關(guān)性，以及要素密集度不同的行 業(yè)對同一貨幣政策的響應(yīng)程度，以期能為我國中央銀行今后在貨幣政 策的制定和實施上提供一點理論方面的幫助。 二、文章的心路和架構(gòu) 本文圍繞微觀主體如何影響貨幣政策有效性這一命題，大體上按 照：先理論分析，后實證檢驗；先研究我國企業(yè)整體對貨幣政策效應(yīng) 的影響，再分析各個行業(yè)對同一貨幣政策的反應(yīng)差異，最后在理論與 實證分析的基礎(chǔ)上，提出增強我國貨幣政策有效性的若干政策建議， 這樣。個邏輯思路展開分析。全文共分為四章，依次為：貨幣政策有 效性理論研究與觀點述評，微觀基礎(chǔ)對貨幣政策有效性影響的機理分 析，我國倉業(yè)與貨幣政策有效性的實證研究，結(jié)論和政策建議等�，F(xiàn) 將每章的主要內(nèi)容概述如下： 第一章乇要從如何定義、度量貨幣政策有效性，貨幣政策足否有

效，以及貨幣政策效應(yīng)的微觀基礎(chǔ)研究現(xiàn)狀等四個角度對國內(nèi)外的貨 幣政策有效性理論研究文獻做了研究綜述。首先對本文中所使用的貨 幣政策有效性這一概念的內(nèi)涵和外延進行界定；其次闡明國內(nèi)外有關(guān) 貨幣政策有效性是否有效的幾個主要理論方面的爭論；接著總結(jié)了國 外學(xué)者在貨幣政策效果的定量評價方面的研究成果；然后概述了國內(nèi) 外學(xué)者在貨幣政策效應(yīng)的微觀基礎(chǔ)研究上的進展情況；最后在對現(xiàn)有 文獻評價的基礎(chǔ)上，提出了對貨幣政策有效性理論的研究途徑、計量 方法和樣本指標(biāo)選取等幾個方面的疑問。 第二章主要是運用貨幣政策理論、微觀經(jīng)濟學(xué)和博弈論等方法探 討了微觀基礎(chǔ)對貨幣政策有效性影響的作用機理。首先，設(shè)定本文研 究的前提假設(shè)；其次，在總結(jié)西方貨幣政策傳導(dǎo)機制理論的基礎(chǔ)上， 結(jié)合我國實際經(jīng)濟情況，分析了微觀基礎(chǔ)，特別是企業(yè)預(yù)期在貨幣政 策傳導(dǎo)機制中的重要作用，說明了微觀基礎(chǔ)是貨幣政策傳導(dǎo)機制中的 重要樞紐，微觀主體的行為對貨幣政策的效果有重大影響；接著，運 用博弈論進一步分析微觀主體與中央銀行之間如何博弈才能實現(xiàn)貨 幣政策效應(yīng)最大化，通過對巴羅一戈登模型及其演化形式的長期均衡 值的求解，得出只有當(dāng)中央銀行和公眾都能對對方的策略作出靈敏的 反應(yīng)時，貨幣政策效果才能達到最大；最后，分析貨幣政策對不同行 業(yè)的影響程度，根據(jù)生產(chǎn)和成本理論，建立存在資本約束和對資本具 有同等偏好的兩部門模型，證明了要素密集程度不同影響Ｊ，貨幣政策 對資本密集型行業(yè)和勞動密集型行業(yè)的作用效果。 第三章主要在第二章所建立的理論基礎(chǔ)上，運用Ｈ－Ｐ濾波、格蘭 杰因果檢驗、向量自同歸模型（ＶＡＲ）和基于ＶＡＲ的脈沖響應(yīng)函數(shù)（ＩＲＦ） 等計量方法進行實證分析，考證貨幣政策信號與氽業(yè)預(yù)期的相關(guān)性， 并度量要素密集度４ｉ同的行業(yè)對同一貨幣政策沖擊的響應(yīng)程度，為第 二章的理論分析提供實證支持。實證結(jié)果表明：１、企業(yè)固定投資預(yù) 期和貨幣政策信號互不存在個格蘭杰因果關(guān)系，也就是說我國微觀主 體對貨幣政策反應(yīng)不靈敏，貨幣政策信號未能有效的引導(dǎo)企業(yè)的預(yù) 期，企業(yè)的經(jīng)濟活動沒有按貨幣當(dāng)局的意圖行事。２、從第…季度的 沖擊響應(yīng)值來看，資本密集度型行業(yè)比勞動密集型行業(yè)對貨幣政策的 變化響應(yīng)更迅速，但從整體的沖擊響應(yīng)值和響應(yīng)時間來看，我國貨幣

政策信號對這兩種行業(yè)的影響程度都不大。 最后一。－彳Ｊ‘－７。．Ｅ本文的結(jié)論：貨幣政策對我國企業(yè)影響較弱導(dǎo)致了貨 幣政策最終目標(biāo)的實現(xiàn)程度不盡如人意。據(jù)此，筆者對如何提高我國 貨幣政策有效性從宏觀和微觀兩個層面給出相應(yīng)的政策建議，并對進 一步的研究提出作者的～些新的、不成熟的想法。 三、本文的主要貢獻 一是研究的角度和方法上的創(chuàng)新。國內(nèi)對貨幣政策有效性的研究 多是從貨幣政策數(shù)量效果和貨幣政策傳導(dǎo)機制兩個角度入手，但是研 究貨幣政策效應(yīng)不能忽略各微觀主體的行為對貨幣政策有效性的影 響，因此本文從微觀主體對貨幣政策的反應(yīng)角度入手研究貨幣政策有 效性有一定的新意，且更具現(xiàn)實意義。另外，本文運用格蘭杰因果檢 驗、向量自回歸模型（ＶＡＲ）和基于ＶＡＲ的脈沖響應(yīng)函數(shù)（ＩＲＦ）進行 實證分析，用數(shù)據(jù)說明問題，更有說服力。
’

二是研究內(nèi)容的局部突破。一個是在貨幣政策狀態(tài)的度量方面， 國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者是用貨幣供給量Ｍ１、Ｍ２或利率來描述貨幣政策狀態(tài)， 但這些金融指標(biāo)是否能真實、正確的代表貨訂ｊ當(dāng)局的政策意圖值得懷 疑。本文運用國外量化貨幣政策狀態(tài)的最新數(shù)理統(tǒng)計方法Ｈ－Ｐ濾波對 我國貨幣供給量進行處理，以最化我囤的貨幣政策信號。另一個足在 貨幣政策有效－陸標(biāo)志的選擇方面，目前國內(nèi)研究主要運用靜態(tài)分析， 并且多足選取實際產(chǎn)…等宏觀經(jīng)濟指標(biāo)作為研究對象來判斷貨幣供 給沖擊對經(jīng)濟的影響，以此給｝ｂ貨幣政策有效與否的結(jié)論。但這些指 標(biāo)的滯后－陸Ｌ�。斓A(chǔ)ｉＰ：，不利于公，Ｆ、合理ｕ０判斷貨幣政策的有效性，本文以 微觀主體能否對貨幣政策信號做�。保闭_響應(yīng)作為貨幣政策；阿效性的 標(biāo)志，更有不ｌ于貨幣政策制定的前瞻性。 三！≈然，由于數(shù)據(jù)的來源和研究水平所限，本文的研究還是初步 的、不成熟的。爭此，＝ｌｌ｝］望筆者的這些思想和結(jié)論能為貨幣政策有效 性的微觀基礎(chǔ)研究起到一個拋磚引玉的作用。

關(guān)鍵ｂ４：貨幣政策有效性企業(yè)博奔分析ＩＩ—Ｐ濾波 函數(shù)（ＩＲＩ？），晰蘭杰岡果檢驗
－
．

脈沖響應(yīng)

Ａｂｓｔｒａｃｔ

Ｐａｒｔ ｏｎｅ＂Ｔｈｅ

ｏｂｊｅｃｔｓ

ｏｆ ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ ａｎｄ ｉｔｓ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ
ａ ｃｏｒｅ

Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｉｓ ａｌｗａｙｓ ｍａｔｔｅｒ，ａｌｓｏ
ａｎ

ｉｓｓｕｅ，ａ ｈｏｔ

ｉｍｐｏｒｔａｎｔ ａｎｄ

ｐｒａｃｔｉｃａｌ

ｐｒｏｂｌｅｍ

ｉｎ

ｍａｃｒｏ—ｅｃｏｎｏｍｉｃ

ｒｅｓｅａｒｃｈ ｆｉｌｅｄ．Ｓｏ ｈｏｗ ｄｅｅｐｌｙ ａｎｄ ｓｙｓｔｅｍ ｔｈｅ ｓｔｕｄｙ ｏｆ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｉｓ，ａｎｄ ｗｈｅｔｈｅｒ ｃｅｎｔｒａｌ ｂａｎｋ
ｃａｎ

ｃｏｎｔｒｏｌ

ｅｃｏｎｏｍｙ
ｃａｎ

ｐｒｏｐｅｒｌｙ ｗｏｕｌｄ ｄｉｒｅｃｔｌｙ ｅｆｆｅｃｔ ｗｈｅｔｈｅｒ ｔｈｅ ｇｏａｌｓ ｏｆ ｍａｃｒｏ—ｅｃｏｎｏｍｙ ｂｅ ｒｅａｃｈｅｄ．Ｔｒａｄｉｔｉｏｎａｌ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｔｈｅｏｒｉｅｓ ｆｏｃｕｓ
ｏｎ

ｔｈｅ ａｎｇｌｅ ｏｆ

ｍａｃｒｏ—ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｓｓ ｔｏ ｄｉｓｃｕｓｓ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ． Ｂｕｔ ｉｎ ｆａｃｔ，ｍａｎｙ

ｍｉｃｒｏ?ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓ’ｉｎｔｅｇｒａｔｉｖｅ ａｃｔｉｏｎ ｄｅｔｅｒｍｉｎｅｓ

ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｅｆｆｅｃｔ．Ｓｏ ｔｏ ｓｔｕｄｙ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｅｆｆｅｃｔ ｍｕｓｔ ｓｔｕｄｙ

ｍｉｃｒｏ—ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓ’ｉｎｔｅｇｒａｔｉｖｅ ａｃｔｉｏｎ．Ｒｅｓｅａｒｃｈ
ｍａｃｒｏ—ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｉｓｓｕｅｓ ｉｓ ｍａｃｒｏ—ｅｃｏｎｏｍｙ ｔｈｅｏｒｉｅｓ． Ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ ｍａｉｎｌｙ ａｄｏｐｔｓ ｑｕａｌｉｔａｔｉｖｅ
ａｎ

ｏｎ

ｍｉｃｒｏ—ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓ ｏｆ
ｃｕｒｒｅｎｔ

ｉｍｐｏｒｔａｎｔ ｔｒｅｎｄ ｉｎ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆ

ａｎａｌｙｓｉｓ

ａｎｄ

ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅ

ａｎａｌｙｓｉｓ．Ｔｈｅ ａｎｇｌｅ ｏｆ ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ ｉｓ ｔｈｅ ｒｅｆｌｅｃｔｉｏｎ ｏｆ ｍｉｃｒｏ—ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓ ｔｏ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ．Ｔｈｅ ｔｈｅｓｉｓ ｅｍｐｈａｓｅｓ
ｏｎ

ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅ

ａｎａｌｙｓｉｓ

ｔｈｅ

ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ

ｂｅｔｗｅｅｎ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ａｎｄ ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅｒｓ’ａｎｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ，
ｏｎ

ａｎｄ ｍｅａｓｕｒｅ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｓｈｏｃｋｓ

ｔｈｅ ｏｕｔｐｕｔｓ ｏｆ

ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ．Ｉ ｈｏｐｅ ｍｙ ｔｈｅｓｉｓ ｉｓ ｐｒｏｐｉｔｉｏｕｓ ｔｏ ｍａｋｉｎｇ Ｃｈｉｎｅｓｅ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ． Ｐａｒｔ ｆＷＯ：Ｔｈｅ ｍａｉｎ ｃｏｎｔｅｎｔ Ｔｈｅ ｔｈｅｓｉｓ ｈａｓ ｆｏｕｒ ｃｈａｐｔｅｒｓ ｄｏｍｅｓｔｉｃ ａｎｄ
ｏｖｅｒｓｅａｓ ａｓ

ｆｏｌｌｏｗｓ：Ｔｈｅ ｓｕｍｍａｒｙ ａｎｄ ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ，
ｔｏ

ｔｈｅｏｒｉｅｓ

ｏｎ

ｔｈｅ ｔｈｅｏｒｙ ａｎａｌｙｓｉｓ

ｏｎ

ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｍｉｃｒｏ—ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓ

ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ，ｔｈｅ ｅｍｐｉｒｉｃａｌ ａｎａｌｙｓｉｓ，ｔｈｅ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ ａｎｄ ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓ． Ｔｈｅ ｆｉｒｓｔ ｃｈａｐｔｅｒ ｍａｉｎｌｙ ｒｅｖｉｅｗｓ ｔｈｅ ｄｏｍｅｓｔｉｃ ａｎｄ
ｏｖｅｒｓｅａｓ

ｔｈｅｏｒｉｅｓ

ａｂｏｕｔ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉ、Ｉ ｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ．Ｔｈｅ ａｕｔｈｏｒ ｃｌａｓｓｉｆｉｅｓ ｔｈｅｓｅ ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅｓ ｆｒｏｍ ｆｏｕｒ ａｎｇｌｅｓ，ｓｕｃｈ
ａｓ

ｈｏｗ

ｔｏ

ｄｅｆｉｎｅ ａｎｄ ｑｕａｎｔｉｔｙ

ｔｈｅ

ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ，ｗｈｅｔｈｅｒ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｈａｓ ｅｆｆｅｃｔ，ａｎｄ ｈｏｗ ｍｉｃｒｏ—ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓ ａｆｆｅｃｔ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ．

Ａｂｏｖｅ ｔｈｅｓｅ

ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅｓ，ａｕｔｈｏｒ ｈａｓ ｓｏｍｅ ｄｏｕｂｔｆｕｌ ｐｏｉｎｔｓ，ｆｏｒ ｅｘａｍｐｌｅ

ｈｏｗ ｔｏ ｍｅａｓｕｒｅ ｔｈｅ ｓｔａｔｅ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ Ｔｈｅ ｓｅｃｏｎｄ ｃｈａｐｔｅｒ ａｐｐｌｉｅｓ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｔｈｅｏｒｙ，ｍｉｃｒｏ—ｅｃｏｎｏｍｙ ｔｈｅｏｒｙ ａｎｄ ｇａｍｅ ｔｈｅｏｒｙ
ｔｏ

ｐａｒｔｉｃｕｌａｒｌｙ

ａｎａｌｙｚｅ

ｔｈｅ

ｍｅｃｈａｎｉｓｍ

ｏｆ

ｍｉｃｒｏ．．ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓ ｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ．Ａｔ ｔｈｅ ｆｉｒｓｔ ａｕｔｈｏｒ ｒｅｇｕｌａｔｅｓ ｐｒｅｓｕｐｐｏｓｉｔｉｏｎｓ ｏｆ ｔｈｅ ｔｈｅｓｉｓ．Ｓｅｃｏｎｄ ａｎａｌｙｓｅｓ ｔｈｅ ｒｏｌｅ ｏｆ ｍｉｃｒｏ—ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎ，ｅｓｐｅｃｉａｌｌｙ ｐｏｌｉｃｙ ｔｒａｎｓｍｉｓｓｉｏｎ．Ｔｈｉｒｄ ａｕｔｈｏｒ

ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅｒｓ’
ａｕｔｈｏｒ ｆａｒｔｈｅｒ

ａｎｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ，ｉｎ ａｎａｌｙｚｅｓ ｈｏｗ

ｍｏｎｅｔａｒｙ

ｃａｎ

ｍｉｃｒｏ—ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎ ａｎｄ ｃｅｎｔｒａｌ ｂａｎｋ ｇａｍｅ ｔｏ ｒｅａｃｈ ｔｈｅ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ．Ｆｉｎａｌｌｙ ａｕｔｈｏｒ

ｏｐｔｉｍｉｚａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｆｏｃｕｓｅｓ
Ｏｎ

ｔｈｅ ｉｎｔｅｎｓｉｔｙ ｆａｃｔｏｒｓ ｏｆ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ
ａｃｒｏｓｓ

ａｎｄ ｐｒｏｖｅｓ ｔｈａｔ Ｃｈｉｎｅｓｅ

ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｈａｓ ｄｉｆｉｅｒｅｎｔ ｅｆｆｅｃｔｓ Ｔｈｅ ｔｈｉｒｄ ｃｈａｐｔｅｒ ｉｓ ｔｈｅ
ｃｏｒｅ

ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ．

ｏｆ ｔｈｅ ｔｈｅｓｉｓ，ｗｈｉｃｈ ｅｍｐｉｒｉｃａｌｌｙ ａｎａｌｙｚｅｓ

ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ａｎｄ ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅｒｓ’ａｎｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ， ａｎｄ ｍｅａｓｕｒｅ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｓｈｏｃｋｓ
Ｏｉｌ

ｔｈｅ ｏｕｔｐｕｔｓ ｏｆ

ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ．Ａｕｔｈｏｒ ｍａｋｅｓ Ｈｏｄｒｉｃｋ ａｎｄ Ｐｒｅｓｃｏｔｔ ｆｉｌｔｅｒ， Ｇｒａｎｇｅｒ ｔｅｓｔ，ｖｅｃｔｏｒｉａｌ ｍｏｄｅｌｉｎｇ ｏｆ ａｕｔｏ
ｒｅｓｐｏｎｓｅ

ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ（ＶＡＲ），ａｎｄ

ｉｍｐｕｌｓｅ

ｆｕｎｃｔｉｏｎ（ＩＲＦ）ｔｏ
ｔｈａｔ ｔｈｅ

ｓｕｓｔａｉｎ ｔｈｅ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎｓ ｏｆ ｔｈｅ ｓｅｃｏｎｄ ｃｈａｐｔｅｒ． ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ
ｏｎ

Ｉｔ

ｃｏｎｃｌｕｄｅｓ

ｓｉｇｎａｌ ｏｆ

ｃａｎ’ｔ

ｃｈａｎｎｅｌ

ｏｆｆ

ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅｒｓ’ａｎｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ，ａｎｄ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔｓ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ
ａｒｅ

ｔｈｅ ｆｉｒｓｔ ａｎｄ ｔｈｅ ｓｅｃｏｎｄ

ｂｉｇｇｅｒ ｔｈａｎ

ｏｎ

ｔｈｅ ｏｔｈｅｒ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ． ａｕｔｈｏｒ ｓｕｍｍａｒｉｚｅｓ
ｏｎ

Ｉｎ ｔｈｅ ｌａｓｔ ｃｈａｐｔｅｒ，ｔｈｅ

ｔｈｅ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎｓ ｏｆ ｔｈｉｓ ｖｉｅｗｐｏｉｎｔ ｔｈａｔ ｈｏｗ ｔｏ

ｔｈｅｓｉｓ ａｎｄ ｍａｋｅｓ ｓｏｍｅ ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓ

ｔｈｅ

ｃｏｒｅ

ｅｎｈａｎｃｅ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｉｎ Ｃｈｉｎａ． Ｐａｒｔ ｔｈｒｅｅ：Ｔｈｅ ｍａｉｎ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｓ ｏｆ ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ Ｆｉｒｓｔ ｉｓ ｔｈｅ ａｎｇｌｅ ｏｆ ｔｈｅ ｔｈｅｓｉｓ．Ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ ｅｍｐｈａｓｅｓ ａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ａｎｄ
Ｏｎ

ｅｍｐｉｒｉｃａｌ

ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅｒｓ’
ｏｎ

ａｎｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ，ａｎｄ ｍｅａｓｕｒｅ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｓｈｏｃｋｓ

ｔｈｅ

ｏｕｔｐｕｔｓ ｏｆ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｌｎｄｕｓｔｒｉｅｓ

ｉｎ

Ｃｈｉｎａ．Ｔｈｉｓ

ＩＳ

ｖｅｒｙ ｎｏｖｅｌｔｙ．

Ｓｅｃｏｎｄ ｉｓ ｔｈｅ ａｐｐｒｏａｃｈ ｏｆ ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ．Ｔｈｅ ｅｓｔａｂｌｉｓｈｍｅｎｔ ａｎｄ ｕｓａｇｅ ｏｆ ＶＡＲ ｍｏｄｅｌ ｉｓ ｔｈｅ ｒｅａｌ ｈｉｇｈｌｉｇｈｔ ｉｎ、ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ．ＶＡＲ ｍｏｄｅｌ ｗａｓ ｐｕｔ

ｆｏｒｗａｒｄ ａｔ ｆｉｒｓｔ ｂｙ

Ｓｉｍｓ（１９７２），ａｎｄ

ｉｔ ｄｅｍｏｎｓｔｒａｔｅｓ ｔｈｅ ｄｙｎａｍｉｃ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ

ｏｆ ｔｈｅ ｍｏｄｅｌ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｄａｔａ，ｗｈｉｃｈ ｉｓ ｒｅｓｕｌｔｅｄ ｆｒｏｍ ａｌｌ ｃｕｒｒ．ｅｎｔ ｖａｒｉａｂｌｅ’Ｓ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ
ｔｏ

ｉｔｓ

ｓｅｖｅｒａｌ
ｏｎ

ｌａｇｇｉｎｇ

ｖａｒｉａｂｌｅ

ｗｉｔｈｉｎ

ｔｈｅ

ｍｏｄｅｌ．Ｗｈｉｌｅ

ａｎｎｏｕｎｃｉｎｇ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ＶＡＲ ｍｏｄｅｌ ｉｓ
ａｎ

ｒｅａｌ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ａｃｔｉｖｉｔｙ．ｏｆ ｔｈｅ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ，
ｏｎ

ｅｓｓｅｎｔｉａｌ ｔｏｏｌ ｆｏｒ ａｎａｌｙｓｉｓ

ｔｈｅ ｐｒａｃｔｉｃａｌ ｅｃｏｎｏｍｙ．Ｔｈｅ

ｍｏｄｅｌ ｉｓ ａｐｐｌｉｅｄ ｐｏｐｕｌａｒｌｙ
Ｃｅｒｔａｉｎｌｙ，ｔｈｅｒｅ
ａｒｅ

ａｔ ａｂｒｏａｄ ｗｈｉｌｅ ｒａｒｅｌｙ ａｔ ｈｏｍｅ．

ｐｅｒｈａｐｓ ｓｏｍｅ ｆｌａｗｓ ｉｎ ｔｈｉｓ

ｔｈｅｓｉｓ ｄｕｅ ｔｏ ｔｈｅ

ｌｉｍｉｔａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ａｕｔｈｏｒ’Ｓ ｏｗｎ ｃａｐａｂｉｌｉｔｙ ａｎｄ ｌ≤ｎｏｗｌｅｄｇｅ．Ｓｏ ｔｈｅ ａｕｔｈｏｒ ｈｏｐｅｓ ｔｈｉｓ ｔｈｅｓｉｓ ｗｉｌｌ ｂｅ
ａ

ｔｒｉｇｇｅｒ ｏｆ ｆｕｒｔｈｅｒ ｓｔｕｄｙ

ｏｎ

ｔｈｅ ｆｉｅｌｄ ｏｆ ｔｈｅ

ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ．

Ｋｅｙ ｗｏｒｄ：ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ，ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅｒｓ， Ｇａｍｅ ｔｈｅｏｒｙ，Ｈｏｄｒｉｃｋ ａｎｄ Ｐｒｅｓｃｏｔｔ ｆｉｌｔｅｒ，Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔ，ＩＲＦ

３

西南財經(jīng)大學(xué) 學(xué)位論文原創(chuàng)性及知識產(chǎn)權(quán)聲明
本人鄭重聲明：所呈交的學(xué)位論文，是本人在導(dǎo)師的指導(dǎo)下，獨 立進行研究工作所取得的成果。除文中已經(jīng)注明引用的內(nèi)容外，本論 文不含任何其他個人或集體已經(jīng)發(fā)表或撰寫過的作品成果。對本文的 研究做出重要貢獻的個人和集體，均已在文中以明確方式標(biāo)明。因本 學(xué)位論文引起的法律結(jié)果完全由本人承擔(dān)。 本學(xué)位論文成果歸西南財經(jīng)大學(xué)所有。 特此聲明

學(xué)位論文作者簽名：康莊 ２００６年４月２０日

刖

舌

一、研究的背景和意義
２００２年下半年以來，新～輪經(jīng)濟增長周期使中國經(jīng)濟不斷升溫， ２００４年頭兩個月，固定資產(chǎn)投資猛增５３％，鋼鐵業(yè)投資增幅達到２０２％。 針對這種經(jīng)濟過熱和結(jié)構(gòu)矛盾比較突出的局面，中央銀行采取一系列 宏觀調(diào)控措施，包括兩次提高法定存款準(zhǔn)備金率、實行再貸款浮息制 度和差別存款準(zhǔn)備金率制度、上調(diào)金融機構(gòu)存貸款基準(zhǔn)利率等。雖然 調(diào)控取得了一‘定的效果，但是物價上升壓力依然很大，仍需警惕固定 資產(chǎn)投資反彈（曹玉書，２００５）１。這不禁讓入聯(lián)想到１９９６年到２００１ 年，中央銀行為了使中國經(jīng)濟走出通貨緊縮的陰影，也是頻頻出招， 采取多次降低存貸款利率、取消貸款規(guī)�？刂频却胧�，但是經(jīng)濟增長 的下降趨勢并未得到有效的改變。這種狀況使得一些學(xué)者對我國貨幣 政策的有效性產(chǎn)生了質(zhì)疑，并對此做了大量研究，提出了許多不同的 政策建議。 其實，對貨幣政策有效性的研究一直是宏觀經(jīng)濟金融理論研究領(lǐng) 域的核心問題、熱點問題，也是一個重要的實踐問題。因為，對貨幣 政策有效性的研究是否深入、系統(tǒng)；中央銀行能否準(zhǔn)確把握經(jīng)濟金融 運行中制約貨幣政策有效性的眾多因素及其作用機制、并采取有效的 調(diào)控措施，是直接影響到宏觀調(diào)控目標(biāo)能否實現(xiàn)的問題。 從現(xiàn)實的調(diào)控實踐結(jié)果看，貨幣政策的預(yù)定政策目標(biāo)與實際運行 效果之間常常存在一定的偏差，這種偏差有時較小，有時又明顯較大， 提高貨幣政策有效性的過程就是不斷分析和研究制約貨幣政策有效 性的各因素、并采取相應(yīng)調(diào)控措施的過程。此外，我國貨幣政策的效 果如何，是我國特定時期各種經(jīng)濟環(huán)境變化的綜合反映。隨著我國市 場環(huán)境和傳導(dǎo)機制的變化，貨幣政策的執(zhí)行效果肯定會發(fā)生不同程度 上的變化；我國眾多的相關(guān)微觀主體的基本特征和行為的變動對貨幣
占玉書２００５年企業(yè)發(fā)展高層論壇發(fā)苦，２００５
３ ２７

政策有效性的影響也會越來越大。研究宏觀問題的微觀基礎(chǔ)已成為當(dāng) 代宏觀經(jīng)濟理論發(fā)展的一個重要趨勢。因此，研究我國貨幣政策有效 性問題有必要對微觀主體影響貨幣政策效果的作用機理進行深入分 析和研究，以期能為我國中央銀行今后在貨幣政策的制定和實施上提 供一點理論方面的幫助。

二、研究的思路和文章的結(jié)構(gòu)
本文主要采用定性分析和定量分析相結(jié)合的方法，從微觀主體對 貨幣政策的反應(yīng)角度入手，研究貨幣政策效應(yīng)與微觀基礎(chǔ)的相互關(guān) 系，特別是量化分析我國企業(yè)對貨幣政策有效性的影響。 按照先理論分析后實證研究，先研究我國企業(yè)整體對貨幣政策效 應(yīng)的影響，再分析各個行業(yè)對同一貨幣政策的反應(yīng)差異，這樣一條邏 輯思路，全文分為四章。第一章是貨幣政策有效性理論研究與觀點述 評。主要從貨幣政策有效性的如何定義，怎樣度量，貨幣政策是否有 效，以及貨幣政策效應(yīng)的微觀基礎(chǔ)研究現(xiàn)狀等四個角度對國內(nèi)外的貨 幣政策有效性理論研究文獻做了述評。第二章是微觀基礎(chǔ)對貨幣政策 有效性影響的機理分析。首先提出本文研究的前提假設(shè)；接著分析微 觀基礎(chǔ)，特別是企業(yè)預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)機制中的重要作用；然后進 一步分析微觀主體與中央銀行之間如何博弈才能實現(xiàn)貨幣政策效應(yīng) 最大化；最后研究了由于行業(yè)自身的異質(zhì)性所造成的各個行業(yè)對同一 貨幣政策沖擊反映不一的問題。第三章是我國企業(yè)與貨幣政策有效性 的實證研究。在第二章所建立的理論基礎(chǔ)上進行實證分析，考證貨幣 政策信號與企業(yè)預(yù)期的相關(guān)性，并度量各個行業(yè)對同一貨幣政策沖擊 的響應(yīng)程度，為第二章的理論分析提供實證支持。第四章是結(jié)論和政 策建議。結(jié)合第二、三章所得的理論結(jié)論和實證分析結(jié)果，對如何提 高我國貨幣政策有效性給出相應(yīng)的政策建議，并對進一步的研究提出 作者的一些新的、不成熟的想法。

三、論文使用的理論工具和研究方法
本文研究范式的特點是規(guī)范分析和實證研究相結(jié)合，除了用純理

論定性分析外，更加強調(diào)用經(jīng)濟數(shù)據(jù)本身說話，以求有理有據(jù)，結(jié)論 更加具有說服力。同時將兩方理論和中國實踐相結(jié)合，以西方經(jīng)濟學(xué) 界的先進理論為出發(fā)點，以我國的實際經(jīng)濟情況為落腳點，將兩者有 效結(jié)合起來，借鑒西方的研究方法重點研究我國的具體情況，更能從 一個側(cè)面解釋問題，從一個新穎的角度解決問題。 本論文在論證過程中綜合運用了貨幣政策傳導(dǎo)機制理論、微觀經(jīng) 濟學(xué)中的供需理論和生產(chǎn)、成本理論，以及博弈論等方法，并結(jié)合 Ｈ－Ｐ濾波、格蘭杰因果檢驗、向量自回歸模型（ＶＡＲ）和基于ＶＡＲ的 脈沖響應(yīng)函數(shù)（ＩＲＦ）等計量方法對我國企業(yè)與貨幣政策有效性之間 的關(guān)系進行了深入研究。

第一章貨幣政策有效性理論研究與觀點述評

貨幣政策有效性問題是一個古老而具有理論價值和現(xiàn)實背景的 議題，學(xué)術(shù)界對此議題從不同層面、不同角度進行了不斷探索、完善 和創(chuàng)新，形成了眾多學(xué)派，取得了不少成果。由于各個學(xué)派對經(jīng)濟活 動中各種因素的不同假定，而這些假定又都存在不同程度的簡單化和 理想化；再加之，在不同時期的經(jīng)濟活動過程中，現(xiàn)實經(jīng)濟與現(xiàn)有的 任何結(jié)論都不是完全吻合的。因此，對貨幣政策有效性的爭論至今仍 在進行。 在本章，筆者對貨幣政策有效性的主要文獻從貨幣政策有效性的 定義，貨幣政策是否有效的爭論，貨幣政策有效性的度量方法，以及 貨幣政策的微觀基礎(chǔ)研究等四個層面上分別進行述評，以便能夠全面 的了解有關(guān)貨幣政策有效性的理論成果和研究進展。

第一節(jié)貨幣政策有效性的定義
貨幣政策有效的一般意義是指貨幣供給量的變動是否有能力引 發(fā)總需求和總收入水平的變動。如果總需求不能按照貨幣供給量的升 降而升降，那么在這種意義上，貨幣政策就被認(rèn)為是無效的。從更加 廠‘泛的意義上來說，擴張性貨幣政策愈有效，則產(chǎn)量增長率的增長愈 大，而通貨膨脹的增長愈小；緊縮性貨幣政策愈有效，則通貨膨脹率 的降低愈大，而產(chǎn)量增長率的減少愈�。病＿@表明：其一，貨幣政策 有效在于貨幣供給對總需求和總收入水平的影響是同方向的；其二， 在更加廣泛意義上，貨幣政策有效性存在程度上的區(qū)別，它取決于貨 幣政策對宏觀經(jīng)濟指標(biāo)，如產(chǎn)出和通貨膨脹等所造成影響的大小。

２從這里ｕＴ以看出，社．更廣泛的匹義Ｉ．，對貨幣政策自技性的理蝌ｔ】兩層卷思．一是貨幣供給足古影啊真 實的實體經(jīng)濟；二足貨幣供給對實體經(jīng)濟的影響程度。本文對貨幣政策胄教『上的分析’宿常是從這阿方：酊Ｍ 時進行的，但“對貨幣政篪有效勝計：定眭分沂時．我們會強訓(xùn)第一葉、方面，在對貨幣政策有斂ＰＥ做出定ｔＥ 分析之后．我仃】會把注意力放盎肘有放程度的定量分忻Ｉ．。
ｄ

一、目標(biāo)分析法下貨幣政策有效性含義 從目標(biāo)是否實現(xiàn)的角度衡量貨幣政策是否有效，這是一般常用的 衡量方法。以實際實現(xiàn)的７１標(biāo)與預(yù)期要達至ｆＪｆｌ９目標(biāo)之間的差距來衡量 其效果的大小。ｌ：Ｌ女ｉＪ：預(yù)期要達到的名義經(jīng)濟增長率目標(biāo)為７％，實 際達到的名義經(jīng)濟增長率也為７％，那么政策效果好；如果名義經(jīng)濟 增長率實際只有１％，則表明政策效果差或無效。這種定義一目了然， 易于判斷，但有其缺陷：一一是對預(yù)期目標(biāo)的估ｉｔ－ｉ畝１題。如果預(yù)期目標(biāo) 過高，貨幣政策的實施費了九牛二虎之力仍未達到，這是貨幣政策效 果不佳ｎ，３ ７如果預(yù)期目標(biāo)過低，可以不費吹灰之力達到，這是貨幣政 策有效性高嗎？要把來來的一些不確定一眭１７７１素加以正確估計，是．７１７．１７７１ 難的。二是多重目標(biāo)問題。對貨幣政策單一目標(biāo)的效果衡量比較容易， 但現(xiàn)實中的貨幣政策目標(biāo)是多重目標(biāo)，如何根據(jù)多重目標(biāo)效果定義貨 幣政策有效與否？目標(biāo)之問的權(quán)重如何計量？這都是很復(fù)雜的。 二、時間意義上的貨幣政策有效性含義 從時間的角度進行考察的，即考察貨幣政策作用于經(jīng)濟運行的時 問長短，也就是人們通常所說的貨幣政策時滯，它是指貨幣政策從研 究、制定到實施后發(fā)揮實際效果的令部時間過程。如果收效太遲或難 以確定何時收效，則政策本身能臺成立也就成了問題５。時滯由兩部 分組成：內(nèi)部時滯和外部時滯。內(nèi)部ｉＪ，ｌ端｝指從政策制定到貨幣當(dāng)局采 取行動這段期間，它可再分為兩個階段： （１）從形勢變化需要貨幣
（２）

當(dāng)局采取行動到認(rèn)識到這種需要的時間距離。成為認(rèn)識時滯。

從貨幣當(dāng)局認(rèn)識到需要行動到實際采取行動這段時間，稱為行動時 滯。內(nèi)部時滯的長短取決于貨幣當(dāng)局對經(jīng)濟形勢發(fā)展的預(yù)見能力、制 定對策的效果和行動的決心，等等。外部時滯又稱影響時滯，指從貨 幣當(dāng)局采取行動丌始Ｉ與到對政策目標(biāo)產(chǎn)生影響為止的這段過程。外部 叫’滯主要由客觀的經(jīng)濟和金融條ｆｌ：決定。無論時貨幣供應(yīng)量還是利 率，它們的變動都不會立即影ｑ－ｆｉＪ政策目標(biāo)。 ｌｌ，ｊ－；＿＇，ｉｊ－是影響貨ｆ廳政策效應(yīng)的重要因素。立¨果貨幣政策可ｆ］。ｓ
３此＾土，≮貨幣設(shè)仃學(xué)≥，中］Ｊｉｌ凡Ｋ人學(xué)…．坂川，１９９９；州兒ｌ，３ｎ７
５

ｆ－的

大部分影響較快地有所表現(xiàn)，那么貨幣當(dāng)局就可根據(jù)期初的預(yù)測值， 考察政策生效的狀況，并對政策的取向和力度作必要的調(diào)整，從而使 政策能夠更好的實現(xiàn)預(yù)期的目標(biāo)。假定政策的大部分效應(yīng)要在較長的 時間，比如兩年后產(chǎn)生而在這兩年內(nèi)，經(jīng)濟形勢會產(chǎn)生很多變化那就 很難證明貨幣政策的預(yù)期效應(yīng)是否實現(xiàn)。

第二節(jié)貨幣政策是否有效的爭論
一、西方貨幣政策有效性研究回顧 貨幣對經(jīng)濟的作用是有效還是無效的爭論，最早反映在對貨幣中 性與非中性的解釋中。在魏克賽爾之前，大多數(shù)西方經(jīng)濟學(xué)家把資本 主義經(jīng)濟視為。一種實物經(jīng)濟，否定貨幣對經(jīng)濟具有實質(zhì)性的影響４。 根據(jù)古典貨幣數(shù)量論，貨幣數(shù)量的增加將直接表現(xiàn)為物價水平的同比 例上漲，貨幣只是經(jīng)濟活動中的一層“面紗？；而魏克賽爾指出貨幣 數(shù)量論存在兩大缺陷：一是貨幣數(shù)量論對貨幣流通速度不變的假設(shè)； 二是低估了信用票據(jù)的巨大效能。他在其著名的《利息與價格》一書 中，分析了各種影響貨幣流通速度的因素，尤其是對現(xiàn)代信用經(jīng)濟和 銀行制度的分析，指出貨幣流通速度是一個彈性很大的變量。魏克賽 爾還進一步認(rèn)為，貨幣利率與自然利率的背離足造成經(jīng)濟累積性波動 的根本原因，因而也就是貨幣非中性的根源５。 隨著１９２９４１９３３年資本主義經(jīng)濟危機的爆發(fā)，凱恩斯于１９３６年

出版了著名的《就業(yè)、利息和貨幣通論》一書，提出政府干預(yù)經(jīng)濟的
主張，強調(diào)貨幣管理的重要性，并形成凱恩斯學(xué)派。凱恩斯認(rèn)為，雖 然貨幣數(shù)量的變動將影響就業(yè)、產(chǎn)出和收入，但這種影響并不是直接 的，而是先通過利率變量來啟動的，即利率的變化通過資本邊際收益 影響投資活動，再經(jīng)過乘數(shù)作用進而決定國民收入或社會總產(chǎn)量。其 次，貨幣數(shù)量變動對物價水平的影響也不像古典貨幣數(shù)量論那樣直 接，而首先是流動性偏好影響利率，然后對物價水平的變動發(fā)生直接
４這囀提到的人多數(shù)鮐濟學(xué)家，Ｉ（Ｉ Ｊ１：是所何弊濟學(xué)采．足㈧為札魏兜＝拜土ｉ之討，世何一出薔名的絕濟學(xué)家 （豫咻蔓和曩頃）＃：：叢，貨幣＂Ｉ給對‘哄ｋ、牧入和一－矗、世的影響．貨ｒｎ呲持對利－簪的作用Ｕ及貨幣ｍ交島方血
的放牢等，』｛小過艘克醛』ｔ：訂?這方面他Ｊ＋業(yè)肌系統(tǒng)的論ｊ生。 ５川赴乍：ｓ ｑ療氽融理論》，中仨…版引．１９９２年
６

影響。因此，凱恩斯學(xué)派非常重視利率在貨幣政策中的積極作用，重 視在短期內(nèi)把利率作為貨幣政策的目標(biāo)，并通過利率來調(diào)節(jié)總需求和 整個經(jīng)濟。凱恩斯學(xué)派認(rèn)為，實行擴張性貨幣政策來降低利率可以刺 激投資，增加就業(yè)；而實行緊縮性貨幣政策來提高利率可以抑制投資， 減少就業(yè)。擴張性的貨幣政策在經(jīng)濟衰退時期的數(shù)量性效果究竟有多 大，主要取決于兩個關(guān)鍵因素：貨幣需求的利率彈性和投資需求的利 率彈性。雖然凱恩斯學(xué)派經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為擴張性貨幣政策難以將嚴(yán)重衰 退的經(jīng)濟引上復(fù)蘇道路，但是并沒有因此而否定擴張性貨幣在對付經(jīng) 濟嚴(yán)重衰退時的作用，只是政府的公共投資、轉(zhuǎn)移支付以及減稅等政 策措施可以直接刺激投資需求和消費需求，所以凱恩斯學(xué)派經(jīng)濟學(xué)家 認(rèn)為此時財政政策比貨幣政策有效，而緊縮性貨幣政策對付通貨膨脹 具有較高的有效性。 對凱恩斯學(xué)派的基本思想及其政策主張，西方經(jīng)濟學(xué)界一直有所 爭論。在２０世紀(jì)７０年代以前，引起對貨幣政策效果懷疑的主要爭論 來自于兩個方面，其一是貨幣主義認(rèn)為的貨幣政策時滯問題，其二是 貨幣主義以外的經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為的貨幣流通速度的變動問題。 貨幣主義認(rèn)為傳統(tǒng)的貨幣政策有效性存在時滯問題，即貨幣政策 從制定、實施到運行全過程直至貨幣政策的影響消失，需要相當(dāng)長的 一‘段時問。由于人們認(rèn)識卜的誤差，當(dāng)經(jīng)濟狀況需要中央銀行制定政 策到中央銀行認(rèn)識到需要制定政策，是要一段時間的；其次，從開始 制定政策到政策的出臺，即中央銀行著手制定政策到實際采取行動也 需要一定的時間。這兩段Ｈ，Ｊ‘問我們通常稱之為貨幣政策的內(nèi)部時滯。 貨幣主義認(rèn)為貨幣政策不僅存在內(nèi)部時滯，還存在外部【ｆ，Ｊ１滯，即貨幣 政策在執(zhí)行的開始之日，不可能立刻產(chǎn)生名義收入的變化、貨幣供給 量的變化或利率的變化，對投資、消費和進出品等變量產(chǎn)生影響需要 １段時間，并且各經(jīng)濟主體對政策反映的快慢不同，各產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟活 動過程中的先后作用不同，政策產(chǎn)生影響的效果需要一段時間才會發(fā) 生。正是由于貨幣政策在各經(jīng)濟部門產(chǎn)生影響的時點不一致，在一些 部門改變收入較快，在另＋些部ｆ Ｊ改變收入較慢，從ｉ而使貨Ｉｎ政策的 效果完個發(fā)揮…來需要棚當(dāng)ｋ的１段時問。由于政策存在這樣的時滯

過程，在此時采取的政策，盡管是適合于此時的經(jīng)濟狀況，但運行一 段時間之后，經(jīng)濟狀況可能發(fā)生了改變，而實施的政策影響還在繼續(xù)， 這就反而加劇了經(jīng)濟的波動。比如，當(dāng)國民經(jīng)濟進入衰退的ｔ寸候，中 央銀行采取了擴張性的貨幣政策，而政策的發(fā)揮需要相當(dāng)長的～段時 間，在這過程中，經(jīng)濟狀況可能已經(jīng)好轉(zhuǎn)，總需求已經(jīng)超過了預(yù)定指 標(biāo)，這時，政策效果才真正發(fā)揮出來，將使總需求進一步擴大。這就 是貨幣主義者認(rèn)為政府干預(yù)政策反而會加劇經(jīng)濟波動的原因，因而貨 幣主義者提出按不變的貨幣供給增長率的“單一貨幣”規(guī)則，以不變 應(yīng)萬變。時滯問題一直是影響貨幣政策有效性的一大問題，由于時滯 長度的不確定，給提前微調(diào)的時問把握也帶來了困難。要解決這一問 題，需要解決三個問題。第一、經(jīng)濟周期的變化，即未來時段上的名 義收入變化；第二，貨幣政策在未來時段上的影響大小；第三，貨幣 政策影響經(jīng)濟變量的時間長度。只有這樣才能準(zhǔn)確地把握貨幣政策的 作用效果，要做到這幾點實際上是不可能的。 貨幣主義以外的一些經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為，貨幣流通速度的變動是影響 貨幣政策效果的重要因素。第一，貨幣流通速度的一個微小變動，將 會由于貨幣供應(yīng)量的一個較小變動而引起名義收入的更人變動這一 原因，而造成經(jīng)濟的大幅度波動。

由彬：ＰＹ，可得

ｄ（ＭＶ）：ＭｄＶ＋ＶｄＭ，如果貨幣流通速度不變，即ｄＶ：０，那么貨幣供 應(yīng)量的變動ｄＭ只引起名義收入的變動，為ＶｄＭ：如果貨幣流通速度 也足變動的，那么貨幣供應(yīng)量的變動ｄＭ會引起名義收入的變動，為 ＭｄＶ＋ＶｄＭ。當(dāng)Ｍ很大時，盡管其變動的ｆｉ分比很小，只要ｖ是變動 的，即ｄｙ一０，其結(jié)果將會使名義國民收入的變動會很大。因此通過 貨幣供應(yīng)量的變動來影響國民經(jīng)濟的效果，會因貨幣流通速度的變化 而無法確定。第二，由于影響貨幣流通速度的因素太多，中央針銀行 難以準(zhǔn)確估計貨幣流通速度的變化趨勢。第三，即使中央銀行能夠通 過經(jīng)驗的估計，丫解貨幣流通速度的變化，并采取沖銷措施，也難免 這種措施本身不影響到貨幣流通速度的變化，其結(jié)果同樣會造成經(jīng)濟 的大波動。』卜是由ｊｒ貨幣流通速度的這種不確定性，才使得人們對貨 幣政策效果產(chǎn)生了懷疑。

２０世經(jīng)７０年代以后，隨著新古典宏觀經(jīng)濟學(xué)的興起，對貨幣政 策的有效性提出了更為嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。與貨幣主義因時滯兇素對貨幣政 策效果產(chǎn)生懷疑不同的是，以盧卡斯為代表的理性預(yù)期學(xué)派以理性預(yù) 期的對消作用為由得｛ｊ｛貨幣政策完全無效。按照理性預(yù)期學(xué)派的說 法，人們將以一切叮能獲得的信息，對未來進行合乎理性的預(yù)期，它

是人們根據(jù)歷史上提供的所有知識，經(jīng)過合理性思考之后，幾乎能夠
得出與經(jīng)濟學(xué)家思考之后一１樣的結(jié)論。這種預(yù)期盡管不一定是完全準(zhǔn) 確的，但誤差是隨機的，其平均值為零。正是由于假定人們具有了理 性預(yù)期，政府的任何反周期政策都會因人們采取的理性行動而沖銷。 比如，在經(jīng)濟蕭條時期，政府通常都會采取擴張性政策，按照以往傳 統(tǒng)的經(jīng)濟學(xué)解釋，中央銀行使用擴張性貨幣政策，將引起總需求的增 加，企業(yè)對此做出的反應(yīng)首先是增加產(chǎn)出，經(jīng)過一個時滯之后，才開 始逐步提高價格，這是因為企業(yè)在開始時不能準(zhǔn)確得到需求是來自臨 時性還是持久性的信息。但根據(jù)理性預(yù)期假設(shè)，人們能夠預(yù)期政府將 采取擴張性貨幣政策，需求量會保持持續(xù)增加，從而企業(yè)將及時提高 價格而不是增加產(chǎn)量。因此，這種以擴大貨幣供給來刺激經(jīng)濟的貨幣 政策無效。 理性預(yù)期的結(jié)論是：政策行動要按照政策制定人所期望的方式， 有效的修正公眾的預(yù)期行為，只有在政策行動的出現(xiàn)對公眾來說是出 其刁ｉ意的時候，才能辦到６。反過來說，當(dāng)公眾能夠預(yù)期到政府的行 動，并根據(jù)預(yù)期采取有利于自己的行動時，政府采取的政策將無效。 但理性預(yù)期學(xué)派又認(rèn)為，政府掌握的信息不由ｊ＋能比社會大眾掌握的信 息更充分，如果中央銀行采取一種非預(yù)期的穩(wěn)定政策，越…常規(guī)，使 社會各界無法知曉，然而不久，人們也會判斷｝ｎ中央銀行堅持的任何 政策。同時，如果一卜央銀行可能長期采取愚弄大眾的政策，將會導(dǎo)致 人們在，＾：業(yè)活動�。弊觥埃赍e誤決策，反而會使￡仁產(chǎn)陷入混亂之中７。 堅持貨幣政策有效的學(xué)者也大有人在，絕人多數(shù)非瓦爾拉斯經(jīng)濟 學(xué)派都支持貨幣政策有效淪，其中最有代表性的是以薩繆爾森為代表

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的新古典綜合經(jīng)濟學(xué)。在“工資——價格機制”框架下對貨幣是否中
性問題做出了回答。一方面，價格由正常生產(chǎn)條件下單位產(chǎn)品的生產(chǎn) 成本加成確定，因而不直接受需求變動的影響，但能夠充分迅速地反 映工資等投入品價格的變動；另一方面，工資被認(rèn)為是失業(yè)率與過去 通貨膨脹率的函數(shù)，因而滯后于貨幣存量以及當(dāng)前價格水平的調(diào)整。 在此情況下，貨幣存量的變動立即引起總需求同向變動，卻不會引起 名義工資及價格相同幅度的變動，結(jié)果引起真實貨幣余額及產(chǎn)出的持 續(xù)同向變動，因此認(rèn)為貨幣政策是有效的。 盡管“工資—價格”機制在擬合經(jīng)濟現(xiàn)實方面取得了很大的成功， 但在理論上卻存在著重大缺陷，即對工資與價格調(diào)整為何會滯后于貨 幣存量變動的解釋缺乏微觀經(jīng)濟基礎(chǔ)的支持。針對新古典綜合經(jīng)濟學(xué) 的這一缺陷，２０世紀(jì)８０年代新崛起的新凱斯主義經(jīng)濟學(xué)從不完全競 爭、相對價格粘性和交錯定價等市場缺陷方面詳細論證了工資、價格 調(diào)整粘性機制，極大地豐富和完善了凱恩斯主義對產(chǎn)出波動及貨幣作 用的解釋，為貨幣政策有效性奠定了堅實的基礎(chǔ)。但是新凱恩斯主義 的分析并非無懈可擊，其工資粘性理論與價格粘性理論也還是存在一 些不足。 二、國內(nèi)貨幣政策有效性研究概述 關(guān)于我國貨幣政策是否有效，中國經(jīng)濟學(xué)界主要是三種觀點。 第一種觀點認(rèn)為貨幣政策無效。謝平（２０００）“指出：“貨幣政策 短期內(nèi)的多重目標(biāo)是否能同時達到呢？非常困難。由于多目標(biāo)之間的 互相矛盾，貨幣政策往往無所適從�！必泿耪卟僮髅媾R著的諸多挑 戰(zhàn)，即多目標(biāo)約束、與支持資本市場發(fā)展的矛盾、貨幣政策傳導(dǎo)機制 受阻、貨幣信貸計劃的失效、貨幣政策：Ｉ：具選擇余地小、貨幣乘數(shù)與 貨幣流通速度難以預(yù)測、貨幣政策與最后貸款人的角色沖突等，是當(dāng) 前貨幣政策難以發(fā)揮作用的主要原因。曾康霖（１９９９）”認(rèn)為，我圈 現(xiàn)階段寬松的財政貨幣政策之所以難以發(fā)揮作用，原因是政策的作用 被抵消掉了。具體地說是社會公眾的預(yù)期心理、經(jīng)濟體制的兇素、政

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策運作機制的副作用和政策的“擠出效應(yīng)”抵消了貨幣政策的作用。 李曉兩、余明（２０００）“’認(rèn)為貨幣政策無效的根源在于貨幣政策傳導(dǎo) 機制存在體制性梗阻，表現(xiàn)為傳導(dǎo)機構(gòu)和客體缺乏活力、路徑過窄、 速度下降、動力和信號失真、環(huán)境不容樂觀等。 第二種觀點認(rèn)為，貨幣政策作用具有非對稱性即治理通貨膨脹得 力而治理通貨緊縮乏力。吳軍（２００１）“研究得出結(jié)論：“我國２０世 紀(jì)８０年代末期的宏觀經(jīng)濟調(diào)控實踐，亦可以證明經(jīng)濟膨脹時期，在 抑制物價方而，貨幣政策的強效應(yīng)和財政政策的弱效應(yīng)�！薄斑M入２０ 世紀(jì)９０年代以后我國的宏觀經(jīng)濟調(diào)控實踐，可以證明在經(jīng)濟衰退階 段的恢復(fù)經(jīng)濟增長方面，財政政策的強效應(yīng)和貨幣政策的弱效應(yīng)�！� 第三種觀點對貨幣政策的有效性持肯定態(tài)度。范從來（２０００）”認(rèn) 為：“我國并沒有陷入流動性陷阱，投資和消費的利率彈性是存在的， 貨幣政策發(fā)揮作用的條件足具備的，通貨緊縮時期貨幣政策仍然可以 有所作為。”戴根有（２０００）。５指出：“其實從理論上講，貨幣政策是 總攬社會總需求的，任何積極的財政政策如果沒有相應(yīng)的貨幣政策加 以配合，都。，能落空。所以從道理上講，這兩年財政政策作用，很大 程度卜是貨幣政策給予積極配合的結(jié)果。”簡言之，范從來和戴根有 認(rèn)為，即使是通貨緊縮時期，貨幣政策的作用仍然是巨大的。 近年來，我國學(xué)者對此問題做ｊ，一些實證研究，通過各種計量分 析方法得出了各異的結(jié)論。劉斌（２００１）“用向量自回歸的方法研究Ｊ， 貨幣供給沖擊對實際消費與投資的影響，發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊在短期會 對實體部門產(chǎn)生影響，長期則無影響。劉會個（２００２）“１分析了１９９０ 年１月至２００１年２月問的月度數(shù)據(jù)，檢驗發(fā)現(xiàn)在我圈經(jīng)濟運行；Ｉ巾， 緊縮性貨幣政策對于經(jīng)濟的減速作用人于擴張性貨幣政策對于經(jīng)濟 的加速作用：并在不同的貨幣政策狀態(tài)下，運用格蘭杰檢驗分析貨幣 一產(chǎn)出之間的影響關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣政策的實際作用對丁經(jīng)濟刷期階段

…李＿【：Ｅ。陌．余Ｉ�。骸谪�?ｌ政箍ｆ‘譬ｐ咻４－ｍＫ？｝濟活ＪＪ＿．套拉１０阿‘；２１）ｔ１（｝，７ “曼！蔓：≤曩縮ｌ ｏ；’ｆｉ一 葉ＩＨ？’；卉ｔ，』州Ｊ擰摜一Ｌ選擇扎北京：：ｌ÷‘＿凡學(xué)川扳ｍ２８０ｌ ”池從永：《三匝贊緊纓時！坍貨幣政’夜舊“搜卜Ｉ，�。辏蓿颉祝�，２㈣叭７
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的依賴性，證明了我國貨幣政策具有非對稱性作用，即治理通貨膨脹 得力而治理通貨緊縮乏力。陸軍、舒元（２００２）“’采用１９８３～１９９９年度 數(shù)據(jù)分析了我斟貨幣政策對實際產(chǎn)出的影響，結(jié)果表明預(yù)期劍的與未 預(yù)期到的貨幣政策都影響產(chǎn)出，拒絕了貨幣政策無效性命題。李斌 （２００１）”運用交互影響的多元反饋時間序列模型，對１９９１～２０００年

問的季度數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結(jié)果證明信貸總量和貨幣供給量與貨幣 政策最終目標(biāo)變量都有很高的相關(guān)系數(shù)，但信貸總量的相關(guān)性更大一
些。孫明華（２００４）”運用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型 對我國從１９９４年第一季度至２００３年第一季度期間的貨幣政策傳導(dǎo)機 制進行了實證研究，結(jié)果證實Ｍ１、信貸總量和ＧＤＰ以及Ｍ２、信貸總 量和ＧＤＰ之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，證明了目前在我國，貨幣政策是通 過貨幣渠道而不是信貸渠道對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響的。

第三節(jié)貨幣政策效果的度量方法
只有對貨幣政策效果進行科學(xué)評價，才’有可能在對宏觀形勢準(zhǔn)確 估量的基礎(chǔ)ＬＣ日，Ｊ定適宜的貨幣政策。問題在于如何準(zhǔn)確的評價貨幣政 策效果？而要回答諸如貨幣政策是否對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，其影響力 有多火；不同貨幣政策工具對經(jīng)濟變量的作用程度如何等這樣的問 題，都必須通過定量分析才能全面的進行評價。 國外在貨幣政策效果的定量評價方面研究比較深入。 Ｓｉｍｓ（１９８０）…首先提出用ＶＡＮ方法來研究貨幣政策，相對于大型聯(lián)立 辦程模型，建立了只有６個變量（Ｍｏｎｅｙ，Ｒｅａｌ
Ｒａｔｅ，Ｗａｇｅｓ，Ｐｒｉｃｅ ｌｅｖｅｌ ａｎｄ Ｉｍｐｏｒｔ ＧＮＰ，Ｕｎｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ

Ｐｒｉｃｅｓ）的模型。Ｒｏｍｅｒ和

Ｒｏｍｅｒ（１９８９）“】提出用敘述法（Ｎａｒｒａｔｉｖｅ Ａｐｐｒｏａｃｈ）來判斷貨幣政 策的執(zhí)行情況，由�。疅o論什么貨幣政策指標(biāo)都存在刁ｉ同程度的缺陷， 因此他們舍棄傳統(tǒng)的通過金融市場變最作為貨幣當(dāng)局政策意圖的做

１６限’Ｆ、舒兒：《賃Ｉｎ政策屯設(shè)悱命題仆，｛ｔ陽的實ｈｔｉ｛ｏｌＪｔ＞，經(jīng)；行一訓(xùn)，‘，２００２，３ １７＃硪：《。Ｐ『目貨ｒｌ政’乏ｆｉ效陀的‘ｊｉ：－ｒ¨）：Ｐ．全ｆ業(yè)¨‘九，２１）０ｌ，７ １８孫－虬’Ｆ：ｊ我匿貨一ｌ發(fā)鐿ｆ々＋ｔ１：｝ＬＩｔｉ｝Ｉ Ｆ１９ ４正汁訃ｈｉ。，時始”完，２０１）４，３
［９Ｓｉｍｓ，ＣＡ：＿Ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ ｒｅａ］ｈｙ｝，Ｅｃｏｆｌｏｍｃ＊ｒｉｃａ．１ ９Ｈ ｃＪ４８ 一。Ｒｏｍｃｒ．Ｃ Ｄ＆Ｉ】｝ｉ［｛ｏｍｅｒ：ｊＤｏｓｅ ｎｌｏｎｃｔａｒｙ ｐｕｌｌｅｙ ｍａｔｔｅｒ�。� ｎｃｗ ｔｅｓｔ ｉｎ ｔｈｅ ｓｐｉｒｉｔ ｏｌ ＦｒｉｅｄＩｎａｎ ａｎｄ

Ｓｃｈｗａｒｔ：－ＮＢＥＲＭａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｅｓ ＡｎｎｕａＩ １９８９，ＰＰ １２１一１７”ｒｈｃＭ】１１ Ｐｒｅｓｓ．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ｛Ｍａｓｓｌ ａｎｄ Ｌｏｎｄｏｎ
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法，而直接閱讀貨幣當(dāng)局會議記錄，，以判斷當(dāng)前貨幣政策是寬松還是 緊縮。Ｃｈｒｉ ｓｔｉａｎｏ、Ｅｉｃｈｅｎｂａｕｍ和Ｅｖａｎｓ（１９９４，１９９６）“根據(jù)基金 賬戶的流動評ｆ＋貨幣政策沖擊對』二不同經(jīng)濟部門借貸活動的影響，探 討了度量貨幣政策外生沖擊的兩個一般策略，結(jié)果表明貨幣政策沖擊 的影響是穩(wěn)健的，但在‘定程度ｈ４ｋ有某種程度的敏感性。Ｂａｇｌｉａｎｏ 和Ｆａｖｅｒｏ（１９９７）“對應(yīng)用ＶＡＲ模犁分析美幽貨幣政策傳導(dǎo)機制做出 評價：模型沒定分析表明，對單個貨幣時期，ＶＡＲ模型的參數(shù)估計穩(wěn) 定，而且沒有任何跡象表明模型誤設(shè)；模型識別分析表明，基于ＶＡＲ 模型的貨幣政策沖擊與源自于其他的政策干擾并非高度相關(guān)；而且加 入長期利率變量后，參數(shù)估計更加精確，因此長期利率的波動對貨幣 當(dāng)局決定反應(yīng)函數(shù)具有重要的作用。Ｅｖａｎｓ和Ｋｕｔｔｎｅｒ（１９９８）ｚｓ基干 Ｃｈｒｉｓｔｉａｎｏ、Ｅｉｃｈｅｎｂａｕｍ和Ｅｖａｎｓ（１９９４，１９９６）的研究，利用聯(lián)邦 基金遠期利率作為分析的基礎(chǔ)，進一步表明了ＶＡＲ模型反映貨幣政策 對經(jīng)濟活動的影響能力。Ｂｅｒｎａｎｋｅ和Ｍｉｈｏｖ（１９９８）２１提出了應(yīng)用半 結(jié)構(gòu)ＶＡＲ方法對貨幣政策進行評價和度量。結(jié)果表明，對整個１９６５

—１９９６年樣本米說，不存在一種簡單的政策指標(biāo)適合整個樣本區(qū)間，
其原因在于聯(lián)儲操作程序的改變意味著其偏愛的指標(biāo)也相應(yīng)的發(fā)生 了改變。對不同時期選用不同的政策指標(biāo)：１９７９年以前選用聯(lián)邦基 金利率、１９７９－－１９８２年選用非借入儲備、最近一段時間則選用聯(lián)邦 基金利率，得到的結(jié)果更加可靠。Ｃｈｒｉ ｓｔｉａｎｏ、Ｅｉｃｈｅｎｂａｕｍ和Ｅｖａｎｓ （１９９８）“研究得出貨幣政策沖擊對貨幣基數(shù)和Ｍ１僅有微弱的同期影 響，其主要影響在于表明末來貨幣供給的運動方向。Ｐｅｓａｒａｎ和Ｓｍｉｔｈ （１９９８）“綜述ｒ協(xié)整ＶＡＲ與基于自回歸分布滯后建模、聯(lián)立方程組 建模的關(guān)系，強測用經(jīng)濟理論補充說明統(tǒng)計信息的重要性。Ｓｉ『ｒ】。

２１

Ｃｈｒｉｓｔｉｉｌｎｏ、Ｅｉｃｂｅｎｂａｕｍ＆Ｅｖａｎｓ：｛Ｔｈｅ ｅｆｆｃｃｔｓ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｓｈｏｃｋｓ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｓ什Ｄｍ【ｈｅ ｆｌｏｗ ｏｆ
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Ｂａｇｌｉａｎｏ＆Ｆａｖｅｒｏ：（｛ｍｅａｓｕｒｉｎｇ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｗｉｔｈ ＶＡＲ ｍｏｄｅｌｓ：ａｎ ｐａｐｅｒ．，１９９７

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（１９９９）”根據(jù)隱藏的馬爾可夫鏈（Ｈｉｄｄｅｎ

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研究貨幣政策對于經(jīng)濟的非線性影響，探討了１９４８－－１９９７年美國貨 幣政策行為，結(jié)果表明美國的貨幣政策行為是非線性的，隨時間而發(fā) 生變化。

第四節(jié)貨幣政策效應(yīng)的微觀基礎(chǔ)研究
研究宏觀問題的微觀基礎(chǔ)已成為當(dāng)代宏觀經(jīng)濟理論發(fā)展的一一個 新的趨勢。盡管這方面的文獻不多，但這些新的研究進展給了我們很 多有益的啟示； Ｂｅｒｎａｎｋｅ和Ｇｅｒｔｌｅｒ（１９９５）“運用Ｖ
Ａ

Ｒ模型從實證的角度檢驗

了貨幣政策對不同的支出（如耐用品、非耐用品消費支出、居民投資 支出和商業(yè)投資支出等）的不同影響：Ｇａｎｌｅｙ和Ｓａｌｍｏｎ（１９９７）”基于 １９７０—１９９５年的英國數(shù)據(jù)，利用ＶＡＲ模型分析得出建筑業(yè)的利率敏感 性最強，其次是制造業(yè)、服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)：Ｈａｙｏ和Ｕｈｌｅｎｂｒｏｃｋ（１９９９）３０認(rèn) 為人們都習(xí)慣于研究貨幣政策尤其是利率政策的總量效應(yīng)，往往忽視 貨幣政策在傳導(dǎo)過程中各行業(yè)問的異質(zhì)性或非總量（ｄｉｓａｇｇｒｅｇａｔｅ） 的不對稱性，并運用ＶＡＲ模型研究＿『德國２８個行業(yè)對貨幣政策的不同 反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)了重工業(yè)比非耐用消費品更具有利率敏感性等。 萬解秋、徐濤（２００１）３。利用貨幣內(nèi)生性理論分折Ｉｒ公眾行為對 中央銀行穩(wěn)定物價水平而采取的政策效果的影響，指｝｝｛公眾的貨幣需 求會直接影ｎ向中央銀行的貨幣供給，公眾通過調(diào)整貨幣需求叮以對中 央銀行的貨幣政策效果產(chǎn)，巴不確定的影響。１９９８年財政部科研所課 題組論證了產(chǎn)業(yè)政策與金融政策包括利率政策、信貸政策的關(guān)系并提 出了一定的政策措施：張旭和伍海華（２００２）認(rèn)為金融政策會通過資金 形成機制、資金導(dǎo)向機制和資金催化機制促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，提出
２７ ２８ Ｓｉｍｓ，Ｃ．Ａ：｛ｄ ｒｉｆｔ ａｎｄ ｂｒｅａｋｓ ｉｎ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃ）＇、），ｍａｎｕｓｃｒｉｐｔ．１９９９

Ｂｅｍａｎｋｅ＆Ｇｅｒｔｌｅｒ：｛Ｔｈｅ ＣｒｅｄｉｔＣｈａｎｎｅｌ ｏｆＭｏｎｅｔａｒｙ ＰｏｌｉｃｙＴｒａｌｌｓｍｉｓ５ｉｏｎ），Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ｃｃｏｎｏｍｉｃ

Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ，１９９５，１２ ２９ Ｇａｎｌｅｙ＆Ｓａｌｍｏｎ：Ｉ’Ｆｈｅ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉａｌ ｒｅｇｉｏｎａｌ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｆｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙｌ），Ｔｈｅ Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ．１９９７，２Ｉ ３０ ｔｌａｙｏ＆Ｕｈ［ｅｎｂｒｏｃｋ：：＇Ｔｅｓｔｓ ｏｆ ｔｈｅ Ｍｏａｅｙ—Ｏｕｔｐｕｔ Ｒｅｌａｔｉｏｎ ｕｓｉｎｇ Ｄｉｓａｇｇｒｃｇａｔｅｄ Ｄａｔａ？｝，Ｔｈｅ ｑｕａｒｔｏｒｌｖ Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ ９１２０ＩｌｔｌＩｌｌｉＣ ａｎｄ Ｆｉｎａｎｃｅ，１９９９，１０

川山孵伙、’采淆：《旋幣供給的內(nèi)牛ｎ。，貨『－政箍的技｝．
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一般ｉ，ｉｇ‘２，ｔ，Ｉ’１前貨ｒＲ政艟的向敢勝》，絳濟叫究

了銀行主導(dǎo)型和資本主導(dǎo)型的兩種金融結(jié)構(gòu)訓(xùn)整模式，并建議我國應(yīng) 以銀行為主導(dǎo)的金融模式為基礎(chǔ)，并借助資本市場，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào) 整升級：周逢民（２００４）。２從振興黑龍江工業(yè)基地入手研究貨幣政策在 調(diào)整國家產(chǎn)業(yè)布局中的作用，并認(rèn)為貨幣政策在注重全局調(diào)控的基礎(chǔ) 上，應(yīng)該充分考慮全國各地區(qū)之問的經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)差異。陳學(xué)彬：楊凌： 方松（２００５）�！治霭l(fā)現(xiàn)我國現(xiàn)階段決定居民消費儲蓄的最主要因素 仍然是居民收入，但必要生活水平對消費行為有重要影響；對利率敏 感度較差的工薪收入在居民收入中比重甚高，麗對利率敏感度較高的 金融資產(chǎn)收入比黿甚低：決定居民消費儲蓄的收入主要為持久性收入 而非暫時性收入：居民收入的不確定性上升和風(fēng)險意識的增強，導(dǎo)致 預(yù)防性儲蓄增加。這些因素綜合作用導(dǎo)致我國居民消費儲蓄對利率的 敏感度較低，貨幣政策效應(yīng)下降。陳利平（２００５）３４發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個體之間 存在消費攀比現(xiàn)象時，政府的最優(yōu)貨幣政策是一一種反周期的總需求管 理政策當(dāng)經(jīng)濟萎縮時，政府通過降低名義利率來刺激經(jīng)濟：當(dāng)經(jīng)濟過 熱時，政府選擇緊縮性的貨幣政策來使經(jīng)濟冷卻。

第五節(jié)觀點述評和啟示
國內(nèi)外學(xué)者的分析方法和思路顯然構(gòu)成了本文的研究基礎(chǔ)，對本 文的進一步研究提出廠有益的借鑒。但筆者認(rèn)為在貨幣政策有效性理 論的研究途徑、計量方法和樣本指標(biāo)選取等幾個方面還值得商榷。 一是研究視如選取問題。根據(jù)通常的見解，貨幣政策有效性可以 從四個方而進行研究：一‘是數(shù)量效果，考察貨幣政策作用于宏觀經(jīng)濟 運行的功效大�。唬憾欠峙湫孕Ч�，考察貨ｎｊ政策對各經(jīng)濟部門的影 響程度如何；三是制度因素，考察金融制度對貨幣政策效果的影響； 四是時滯因素，考察貨幣政策作用于經(jīng)濟運行的時間長短�，F(xiàn)有文獻 大多是從貨幣政策數(shù)最效果和貨幣政策傳導(dǎo)機制兩個角度對貨幣政 策有效性進行研究。而根據(jù)國家統(tǒng)計局。｝ｒＩ國經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心與中國

如肘進咒：《淪貨幣蟻鐿的結(jié)構(gòu)㈣船功能》，余鼬刪宄，２００４，７

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人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院聯(lián)合課題組（２００４）“對１９９ｄ年第１季度到２００４ 年第２季度中國的企業(yè)投資、產(chǎn)出、貨幣供給等宏觀經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)的

計量分析結(jié)果：ＧＤＰ。＝１４８３７．６５＋０ｊ。６６，３。４，９、３Ｉ。＋ｓ，，得出的固定資產(chǎn)
（１６ ５“ｐⅢ

投資對ＧＤＰ有很強的解釋作用的結(jié)論，也就是說在目前中國經(jīng)濟體制 下，企業(yè)固定資產(chǎn)投資行為對經(jīng)濟增長的影響最大。因此研究貨幣政 策效應(yīng)就不能忽略各微觀主體的行為對貨幣政策有效性的影響，我們 應(yīng)著重研究貨幣政策效應(yīng)與我國企業(yè)的相關(guān)性。 二是描述貨幣政策的指標(biāo)選擇問題。Ｍｉ］ｔｏｎ．Ｆｒｉｅｄｍａｎ認(rèn)為“某 一貨幣總量是目前可得的、最好的、貨幣政策的直接指示器或評判標(biāo) 準(zhǔn)”，目前國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者也是用貨幣供給量Ｍｌ、Ｍ２或貨幣供給增 長率來描述貨幣政策，但這些金融指標(biāo)是否能真實、正確的代表貨幣 當(dāng)局的政策意圖值得懷疑，正如夏斌（２００２）３５所說“由于從一定的 貨幣供應(yīng)量作用于物價、就業(yè)和經(jīng)濟增長之間，存在一系列的經(jīng)濟活 動和聯(lián)系，有總量和結(jié)構(gòu)的諸多岡素，在金融市場得到發(fā)展，但市場結(jié) 構(gòu)尤不穩(wěn)定的轉(zhuǎn)軌時期，僅僅依靠貨幣供應(yīng)量指標(biāo)反饋的信息來指導(dǎo) 貨幣政策操作已經(jīng)行不通”。 三是貨幣政策有效性標(biāo)志的評判問題。目前國內(nèi)研究主要運用靜 態(tài)分析，并且多足選取實際產(chǎn)出和實際消費作為研究對象來判斷貨幣 供給沖擊對經(jīng)濟的影響，以此給出貨幣政策有效與否的結(jié)論。當(dāng)然選 取宏觀經(jīng)濟指標(biāo)作為貨幣政策有效性的標(biāo)志簡單明了、突出重點，但 這螳指標(biāo)往往電是貨幣政策的最終目標(biāo)，是既成事實，指標(biāo)的滯后性 強，不利于公平、合理的判斷貨幣政策的有效性，不利于貨幣政策制 定的前瞻性。 四是傳統(tǒng)經(jīng)濟計量方法的局限問題。運用傳統(tǒng)經(jīng)濟計量學(xué)方法分 析研究貨幣政策有效性問題時，存在著動態(tài)的穩(wěn)定性假設(shè)，而實際｝二 經(jīng)濟時問序列通常足非平穩(wěn)的，卣．接運用變量的水ｉＦ值研究經(jīng)濟現(xiàn)象 問的相關(guān)父系容易導(dǎo)致謬誤結(jié)論。
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針對以上問題，本文將從我國企業(yè)的視角，采用新的貨幣政策度 量指標(biāo)和貨幣政策有效性標(biāo)志，運用格蘭杰檢驗、協(xié)整檢驗和基于 ＶＡＲ的脈沖響應(yīng)函數(shù)等計量方法對我國貨幣政策的有效性問題進行實 證分析，為提高我國貨幣政策的有效性提供實證依據(jù)和政策建議。

第二章微觀基礎(chǔ)對貨幣政策有效性影響的機理分析

本文研究的若干前提和假設(shè)：
一、 二、

各個貨幣政策指標(biāo)是外生的。 本文考察貨幣政策對實體經(jīng)濟的效果， 存在。 不考慮虛擬經(jīng)濟的

三、

本文是在一個封閉的經(jīng)濟系統(tǒng)下研究， 易等因素。

即不考慮進出口貿(mào)

四、

本文著重研究貨幣政策的“短期有效性”。

第一節(jié)微觀基礎(chǔ)是貨幣政策傳導(dǎo)機制中的重要樞紐３７
貨幣政策有效性是中央銀行、商業(yè)銀行、資本市場、政府、企業(yè) 和居民等多主體決策的綜合作用結(jié)果。西方經(jīng)典的貨幣政策傳導(dǎo)機制 理論已經(jīng)從貨幣渠道、信用渠道和資本市場渠道等方面詳細論述了貨 幣政策如何經(jīng)過若干復(fù)雜的中間環(huán)節(jié)的傳導(dǎo)最終影響到實體經(jīng)濟，實 現(xiàn)貨幣政策最終目標(biāo)。筆者將其簡單的歸結(jié)如下：
貨幣渠道 地方政府、企 其他經(jīng)濟 貨幣政策 信用渠道 業(yè)、居民等微 行為 觀主體 其他渠道 消費
ｒ

投資

貨Ｉ＿政 策最終 ｝｛懷

蚓２ ｌ：貨【ｎ政策傳導(dǎo)機制理論的一個簡單示意圈

從圖２一ｌ我們不難看ｆｌ｛：地方政府、企業(yè)和居民等微觀主體處 Ｉ】：貨幣政策傳導(dǎo)機制的中樞地位，是連接貨幣政策和其最終ｌＩ標(biāo)的中

詞環(huán)饑它們將貨幣政策傳導(dǎo)過程分成』，兩個階段，也就足說要實現(xiàn)
一城序、土】。智：《／商顱州ｎ我Ｊ坷贊ｒ１．政麓ｆ々甘㈨”｝，ｊ：Ｊ竹‘朋》，．１ｑ南參礎(chǔ)，２１）０５，６

貨幣政策最終目標(biāo)，首先是貨幣政策要能夠通過得種渠道有效的引導(dǎo) 微觀主體的經(jīng)濟行為，即貨幣政策信號能得到微觀主體及時、正確的 反應(yīng)；然后微觀豐體在其隨后的投資、消費等經(jīng)濟活動中加以貫徹貨 幣政策意圖。而在現(xiàn)實經(jīng)濟中，第一階段的傳導(dǎo)效果是最難控制的， 因此能否保證貨幣政策傳導(dǎo)的第一階段的暢通是實現(xiàn)貨幣政策有效 的關(guān)鍵問題。這就意味著，在目前巾國經(jīng)濟體制下，貨幣政策信號若 能有效的影口向到微觀基礎(chǔ)的決策，使其未來的經(jīng)濟活動按照貨幣當(dāng)局 的政策意圖行事，那么就能有效的影響劍ＧＤＰ，實現(xiàn)貨幣政策最終目
標(biāo)。

第二節(jié)：微觀基礎(chǔ)與中央銀行的博弈
ｑｏ

對貨幣政策有效性的影響”．
貨幣政策信號能否有效影響微觀基礎(chǔ)的決策，微觀基礎(chǔ)是否按 中央銀行的政策意圖行事，其實質(zhì)是微觀基礎(chǔ)與中央銀行的博弈問 題。本節(jié)著重探討微觀基礎(chǔ)和中央銀行之間如何博弈才能實現(xiàn)貨幣政 策效應(yīng)的最大化。 一、貨幣政策博弈中的問題 貨幣政策博弈具體表現(xiàn)為貨幣政策的決策和執(zhí)行過程中存在動 態(tài)不一致性問題，如果中央銀行預(yù)先公布了保持低通脹的最優(yōu)貨幣政 策，但在隨后的執(zhí)行過程中，企圖利用公眾已經(jīng)形成的低通貨膨脹預(yù) 期，執(zhí)行完傘相機抉擇的政策，從而獲得意外通脹的好處，比如實現(xiàn) 擴張性的就業(yè)政策、降低國家債務(wù)、增加貨幣創(chuàng)造收入等。那么公眾 的理性選擇是根據(jù)中央銀行的最優(yōu)化問題，重新確定Ｆｊ己的預(yù)期通貨 膨脹，使中央銀行的決策環(huán)境惡化，結(jié)果導(dǎo)致通貨膨脹偏差，影響經(jīng) 濟平穩(wěn)運行，損失社會福利。 將中央銀行與公眾的博弈簡單概括為以下支付矩陣：

”ｃⅡ序：＃貨Ｉｌ Ｊ收黃悼毋、：扣的Ｋ蚓均撕），Ｆｓｑ竹≯：ｊ＿ｌ�。玻保桑�，８
１９

公眾預(yù)期通貨膨脹率低

公眾預(yù)期通貨膨脹率高Ｈ

中央銀行選擇通貨膨脹率低Ｌ 。ｐ央銀行選擇通貨膨脹率高Ｈ

８，９ １０，３

４，６ ５， ５

．

這個支付矩陣意味著選擇高通脹是中央銀行的占優(yōu)決策，也就是 說不論私人如何決策，中央銀行選擇高通貨膨脹必能實現(xiàn)最大收益。 另一方面，公眾最優(yōu)對策就是經(jīng)常正確預(yù)測到中央銀行選定的通貨膨 脹率。假定公眾完美知道中央銀行選擇高通脹是…個ｒ旨優(yōu)策略，那么 這個博弈唯一的納什均衡為（Ｈ，Ｈ）。但相比于（Ｌ，Ｌ）來說是劣勢 帕累托效率，從中央銀行和公眾在場來看，（Ｌ，Ｌ）才是理想政策。 二、巴羅．戈登模型對此問題的解決及其不足 巴羅一戈登模型就是以短期菲利浦斯曲線為例說明了實施意外通 脹的激勵問題，試圖運用聲譽模型通過對中央銀行聲譽約束，以求降 低貨幣政策動態(tài)不一致性產(chǎn)生的通貨膨脹偏差。 巴羅一戈登模型分為完全信息模型和不完全信息模型兩種。完全 信息模型假設(shè)中央銀行和公眾互相了解對方的偏好和策略集，在中央 銀行與公眾之間的無限期重復(fù)博弈過程巾，公眾根據(jù)中央銀行宣布的 貨幣政策形成預(yù)期通貨膨脹后，中央銀行采取“欺騙”策略，雖然這 樣可以通過制造意外的通貨膨脹提高了本期的產(chǎn)出，但損害了中央銀 行的信譽，公眾會提高以后的通貨膨脹預(yù)期“懲罰”巾央銀行，增加 其未來的損失：正是這種“懲罰”迫使中央銀行為避免未來的損失而 選擇“守信”的策略，避免了貨幣政策的動態(tài)不一致性。但足孩模型 存在明顯的小足之處：１、在現(xiàn)實中，由于貨幣政策決策者的任期是 有限的，公眾的壽命也是有限的，因此無限期重復(fù)博弈的假設(shè)與現(xiàn)實 不符：２、無限期重復(fù)博弈模氆要求公眾能實現(xiàn)合作，以取得一致的 通貨膨脹預(yù)期“懲罰”中央銀行，但現(xiàn)實的實際情況不能確定具體的 均衡解。
．

不完全信息模型假設(shè)政策制定者的仟期是有限的，他可能足ｒ簪定 反通貨膨脹的“強決策者”，也町能是放縱通貨膨脹的“弱決策者”，

但公眾不能徹底了解政策制定者的類型，而只能依靠中央銀行執(zhí)行的 貨幣政策米推斷中央銀行的偏好。強決策者肯。定是守信的，而弱的決 策者為了平衡未來高通貨膨脹的損失，在開始的時候不得不執(zhí)行低通 貨膨脹政策，以此向公眾傳遞自己可能是“強決策者”的信息，并維 持這種“信譽”，但到最后一屆中央銀行會利用已經(jīng)建立的信譽采取 “欺騙”策略。其不足之處在于把政策制定者當(dāng)作一個任期有限的中 央銀行決策人員代表ｉｎｊ不是一個決策機構(gòu)，這就必然導(dǎo)致貨幣政策的 不確定性和易變性。 三、對巴羅一戈登模型的演化及長期均衡解 貨幣政策博弈是＿個動態(tài)過程，博弈雙方考慮過去的戰(zhàn)略決策來 制定當(dāng)期戰(zhàn)略。中央銀行觀察以前的支付情況及其它中央銀行的相應(yīng) 戰(zhàn)略，并模仿能給予最高回報的戰(zhàn)略，公眾再根據(jù)中央銀行選定的戰(zhàn)

略，調(diào)整自己的戡略。在巾央銀行和公眾調(diào)整戰(zhàn)略的過程中，這就存
在一個惰性問題，我們就需要對巴羅一戈登進行演化。用日ｉ，口．分別表 示政府和公眾的調(diào)整戰(zhàn)略的概率，值為１表明戰(zhàn)略調(diào)整反應(yīng)靈敏，為 ０則表明反應(yīng)遲鈍，惰性大。 １、當(dāng)日，＝目，２１時，中央銀行選Ｈ，公眾會馬上選Ｈ，這樣中央銀 行不可能通過制造意外通脹獲得好外，中央銀行會馬上調(diào)整選Ｌ，按 照支付矩陣公眾也會馬上選Ｌ，這樣中央銀行貨幣政策得到各方很好 配合，實施效果好。 ２、Ｏ＜日：＜目，＜１，即中央銀行調(diào)整戰(zhàn)略的惰性大于公眾，公眾對中
央銀行政策反應(yīng)靈敏，如果中央銀行選Ｈ，公眾會馬上選Ｈ，這樣不

會得到任何意外通脹的好處，還會岡其調(diào)整戰(zhàn)略的惰性而吞Ｆ通脹惡 果，因此中央銀行不會選Ｈ。 ３、０＜日，＜日，＜１，即公眾對中央銀行政策反應(yīng)遲鈍，中央銀行可利 用這點制造意外通脹，撈取好處。但如果ｃ｛Ｊ央銀行調(diào)整，‘戈略選Ｉ。，它 會因公眾調(diào)整戰(zhàn)略的惰性而使貨幣政策失效，付出臣大代價。 從以上分析，我們可以得峭以下結(jié)論：在貨幣政策『礴弈。｝』，中央 銀行和公眾劉‘符臥戰(zhàn)略調(diào)整的惰性程度卅訃≈，以及對對方戰(zhàn)略的反應(yīng)

靈敏度不同，會對貨幣政策的效應(yīng)產(chǎn)生截然不同的結(jié)果。只有當(dāng)公眾 能比中央銀行調(diào)整戰(zhàn)略更頻繁更靈敏，貨幣政策效應(yīng)才能達到最大 化。并且，因為公眾由信息敏感人（如金融市場的投資者）和信息閉 塞人（比如文盲）組成，所以就存在有的人能比一般人能收集到更多 信息，知道中央銀行的決策方式和支付情況，并且對中央銀行決策有 靈敏反應(yīng)。在中央銀行調(diào)整貨幣政策，抵制通脹時，損失還會兇低通 脹政策能被理性人很快認(rèn)識，并做出相應(yīng)對策而明顯降低，因為在模 型中這部分公眾理性預(yù)測不會有通脹預(yù)期。

第三節(jié)企業(yè)預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)中的重要作用３９
前幾節(jié)已經(jīng)論述了貨幣政策的有效體現(xiàn)在貨幣政策信號能有效 影響微觀主體的決策和行為，并且這種決策和行為越靈敏越迅速，貨 幣政策的效應(yīng)越大。本節(jié)進一步分析企業(yè)預(yù)期”在貨幣政策傳導(dǎo)第一 階段中的作用機理。 一、企業(yè)預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用 企業(yè)預(yù)期是企業(yè)對于未來生產(chǎn)成本、市場需求和經(jīng)濟走勢所做出 的反映，主要體現(xiàn)在生產(chǎn)計劃安排上。這里首先要澄清企業(yè)預(yù)期不同 于投資者預(yù)期，筆者認(rèn)為投資者主要為金融市場的參與人，其預(yù)期是 基于宏觀經(jīng)濟形勢而做出的金融資產(chǎn)買賣計劃，比如投資者預(yù)料央行 將凋高利率時，就會做出拋售股票的決定。其次要澄清企業(yè)預(yù)期與投 資支｝Ｂ的笑系，第一章已經(jīng)綜述了經(jīng)濟學(xué)家們認(rèn)為投資支出的增加必 然會導(dǎo)致產(chǎn)出增加，促進經(jīng)濟增長，這是沒有錯的，但利率、托賓ｑ 值以及銀行可貸款量的變動必然會導(dǎo)致投資支出做出相應(yīng)的、如決策 者所愿的變動嗎？筆者不敢茍同，因為只彳ｒ氽業(yè)預(yù)期才最終決定投資 支出的變動，企業(yè)的生產(chǎn)安排才最終決定產(chǎn)出水平，簡而言之，投資 支出僅僅足企業(yè)預(yù)期的最終體現(xiàn)。 氽業(yè)預(yù)朗在貨幣政策傳導(dǎo)機制中怎樣起作用呢？舉一個簡單的

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例子說明：假定在給定物價水平ｒ卜，央行通過增大貨幣供應(yīng)刺激需求， 企業(yè)如何應(yīng)對政策引導(dǎo)的購買力上升呢？一般企業(yè)有三種策略：一是 提高商品價格，二是出售存貨，三是增加產(chǎn)量。這些策略或混合策略 的選擇取決于企業(yè)的資本邊際效率、存貨量和是否預(yù)測到貨幣供給增 加等等因素，而產(chǎn)出變動的Ⅱ寸點和程度則依賴于當(dāng)前需要調(diào)整的名義 和實際變量的成本水平，更重要的是對未來收益的預(yù)期。當(dāng)然面對總 需求的增加，總產(chǎn)出增長多少，持續(xù)多久最終由企業(yè)來決定，也就是 說只有當(dāng)貨幣政策實施對企業(yè)預(yù)期和產(chǎn)出計劃產(chǎn)生了符合政策目標(biāo) 的影響，貨幣政策的有效性才最大，所以企業(yè)預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)機 制中占有重要地位。 二、忽視企業(yè)預(yù)斯會造成我國貨幣政策傳導(dǎo)機制的低效率 我國目前的貨幣政策傳導(dǎo)機制是在１９９８年之后，隨著信貸規(guī)模 被取消，利率市場化進程的加快，而建立起來的從央行沿貨幣市場、 金融機構(gòu)向企業(yè)、居民依次傳遞的機制，其中信貸傳導(dǎo)機制在貨幣政 策傳導(dǎo)機制中居重要地位，利率傳導(dǎo)機制的核心地位逐步確立，資產(chǎn) 價格和匯率傳導(dǎo)機制的效用正在顯現(xiàn)，但對企業(yè)預(yù)期的作用重視不
夠。

下面就以近年宏觀經(jīng)濟調(diào)控為背景，分析在貨幣政策實施中忽 視企業(yè)預(yù)期對我國貨幣政策傳導(dǎo)機制效率的影響。 ２００４年８月央行宣布存款準(zhǔn)備金將提高一個百分點，以對中國 經(jīng)濟過熱進行調(diào)控，去年又陸續(xù)出臺了實行再貸款浮息制度和差別存 款準(zhǔn)備金率制度，再次提高法定存款準(zhǔn)備金率，靈活開展公開市場操 作，上調(diào)金融機構(gòu)存貸款基準(zhǔn)利率，加強對商業(yè)銀行的“窗口指導(dǎo)” 等多項措施，但當(dāng)前經(jīng)濟生活中仍存在固定資產(chǎn)投資規(guī)模偏大，物價 上漲面臨較大壓力等矛盾和問題：統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示２００４年前三季度全 社會固定資產(chǎn)投資同比增長２７．７％；ＣＰＩ同比上漲４．１％，九月份的ＣＰＩ 更是上漲５．２％；ＧＤＰ同比增長９．５％，達９．３萬億元：名義ＧＤＰ增長 率與實際ＧＤＰ增長率之差為６．８％，大大高于２００３年全年２．２％的水平。 這是正常的貨幣政策時滯現(xiàn)象，還是由于我國貨幣政策傳導(dǎo)機制不暢

所導(dǎo)致的貨幣政策效力的下降？學(xué)術(shù)界對此有許多說法，主要有兩 類：一是認(rèn)為中國未實現(xiàn)利率市場化，因此利率傳導(dǎo)機制不暢，希望 通過利率改革使其在宏觀調(diào)控中發(fā)揮更大作用；二是認(rèn)為商業(yè)銀行的 逐利性使得信貸傳導(dǎo)機制不暢，為此銀監(jiān)會于２００５年年初進行了信 貸火檢查。但筆者認(rèn)為央行在貨幣政策實施中忽視企業(yè)預(yù)期是導(dǎo)致貨 幣傳導(dǎo)機制不暢的根源所在。
‘

如圖２—２所示，總供給曲線ＡＳ。根據(jù)預(yù)期的價格水平Ｃ畫出，最 初的總需求曲線ＡＤ．與ＡＳ，相交于ａ點，該點上的總產(chǎn)出×大于自然率 水平Ｅ，表示經(jīng)濟出現(xiàn)過熱�，F(xiàn)在央行采取緊縮性貨幣政策來調(diào)控經(jīng) 濟過熱，期望通過貨幣政策工具的使用，比如加息，來減少貨幣供應(yīng)， 增加投資成本，從而抑制投資支出，減少總供給；而且利率提高產(chǎn)生 的替代效應(yīng)會鼓勵居民儲蓄，放棄現(xiàn)在部分消費；這樣就分別使總供 給曲線上移至ＡＳ，，總需求曲線左移至一Ｂ，并在ｂ點重新達到均衡， 從而總產(chǎn)出恢復(fù)到自然率水－，１‘。但由于央行在政策實施中忽視了企業(yè) 預(yù)期，這樣央行的緊縮性貨幣政策實際達不到企業(yè)預(yù)期程度，那么在 企業(yè)的物價繼續(xù)上漲與相當(dāng)高的利潤空問繼續(xù)維持的預(yù)期下，加息等 緊縮性貨幣政策工具對投資支出的抑制、進而調(diào)控過熱經(jīng)濟的目標(biāo)可 能就達不到。 統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，２００４年以來企業(yè)存貨一‘直呈上升態(tài)勢，９月未原 材料存貨同比增長２９．４％，原材料購進價格前三季度同比上漲１０．８％， 表明企業(yè)預(yù)期物價將會繼續(xù)上揚。而這次緊縮貨幣政策所要調(diào)控的一 些投資過快行業(yè)，如鋼鐵、水泥、電解鋁等，都是利潤增長最快的行 業(yè)，同時在這些行業(yè)中國有企業(yè)處于絕對壟斷地位，這樣在我困特殊 的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下，在部門利益紛爭中，政策實施有失公平，調(diào)控效力下 降，調(diào)控結(jié)果是非國有性質(zhì)的投資得以抑制，而國有及國有控股企業(yè) 的投資５月份同比增長３３．３％，如寶鋼、馬鋼等國有鋼鐵企業(yè)集團在 調(diào)控中仍在加快產(chǎn)能擴張。２００４年前三季度工業(yè)企業(yè)實現(xiàn)利潤８０８８ 億元，同上年同期增長３９．８％；其中鋼鐵行業(yè)實現(xiàn)利潤６９９億元，同 比增長６１．１％；有色金屬１９７億元，同比增長７２．７％。所以在企業(yè)通 脹預(yù)期和巨大盈利機會面前，緊縮性貨幣政策使得總供給下降幅度不

大，總供給曲線實際只小幅上移至ＡＤ，。 同時企業(yè)對通脹和盈利持續(xù)的預(yù)期，又影響到消費者的通脹和收 入增長預(yù)期，這樣緊縮性貨幣政策就不能有效抑制當(dāng)期消費。人民銀 行２００５年三季度全圍城鎮(zhèn)儲戶問卷調(diào)查顯示，４０．６％居民認(rèn)為下季物 價上漲，只有６．７％居民認(rèn)為下季物價下降：一、二季度城鎮(zhèn)單位就 業(yè)人員實際工資增長１０．４％ｆＨ １０．２％。因此在當(dāng)前物價和利率水平下， 居民更愿意消費而不是儲蓄，統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示２００５年前三季度社會消 費品零售總額３．８萬億元，同比增長１３％，而９月來人民幣儲蓄存款 余額同比少增２０７０億元，因此總需求曲線實際表現(xiàn)為右移至ＡＤ，。
圖２—２：忽視企業(yè)預(yù)期導(dǎo)致緊縮性貨幣政策效力Ｆ降

／４３。２
價格總水平
Ｐ

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步
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這樣政策實施的實際效果是均衡點位于ＡＤ，與ＡＳ，的交點ｃ，相對 應(yīng)的產(chǎn)量‘只略低于一，仍大于Ｅ，未達到緊縮性貨幣政策的目標(biāo)。

第四節(jié)要素密集度不同行業(yè)的貨幣政策效應(yīng)
通過以上對貨幣政策與企業(yè)的整體相關(guān)性分析，我們可以發(fā)現(xiàn)企 業(yè)預(yù)期在貨幣政策傳導(dǎo)中具有重要作用，但同時我們也要注意到，由 于貨幣政策對不同行業(yè)的影響程度的差異，“一刀切”的政策往往會

“傷及無辜”。比如，近年來，為防止可能出現(xiàn)的通貨膨脹和抑制愈 演愈烈的盲目投資行為，中央銀行采取了提高法定存款準(zhǔn)備金率、上 調(diào)金融機構(gòu)存貸款基準(zhǔn)利率等措施，試圖達到“經(jīng)濟降溫”的目的， 但緊縮性的貨幣政策在控制盲目投資的同時，又會限制合理投資的Ｊ下 常進行。 在這樣的現(xiàn)實背景下，總量性的貨幣政策已經(jīng)不能有效的解決問 題，必須要有針對性的對不同行業(yè)實施結(jié)構(gòu)性的政策調(diào)控。但是如何 確定調(diào)控的力度和時機呢？這就需要分析各個行業(yè)的貨幣政策效應(yīng)， 因為在市場經(jīng)濟體制下，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整不再單純體現(xiàn)為政府的主導(dǎo)行 為，而是由微觀經(jīng)濟主體根據(jù)市場信號的引導(dǎo)來選擇配置的渠道、數(shù) 量和結(jié)構(gòu)。而貨幣政策的變化對行業(yè)的影響程度受制于很多因素，如 行業(yè)發(fā)展階段、規(guī)模報酬因子、技術(shù)水半、市場結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品的需求因 素、要素密集度等。為說明原理起見，舉一個對資本具有同等偏好的 兩部門模型的例子，該例子說明：存在資本約束和兩部門對資本有同 等偏好的情況下，要素密集程度不同會產(chǎn)生不同的貨幣政策行業(yè)效應(yīng)
４１

假設(shè)：１、只存在兩個完全競爭行業(yè)，都使用資本Ｋ和勞動Ｌ兩種 生產(chǎn)要素，行業(yè)１是勞動密集型的，行業(yè)２是資本密集型的，不考慮技 術(shù)水平。令資本勞動比率ｋ。；Ｋ。／Ｌ。，則女。。ｋ，。 ２、生產(chǎn)函數(shù)滿足所有的古典假設(shè)，生產(chǎn)函數(shù)
×＝‘∞：，Ｋｉ）＝Ｌｉｆ（ｋ。）。

３、兩個行業(yè)的生產(chǎn)要素自由流動，則勞動要素價格Ｗ。彬：瞰， 資本要素價格Ｒ：Ｒ，：Ｒ，。 ４、市場出清，即需求等于供給Ｋ；Ｄ．，ｙ１：Ｄ，。
。

５、資本和勞動兩種要素都充分利用，即￡；Ｌ＋三，
Ｋ＝Ｋ１＋Ｋ２＝ｋｌｆｌ＋ｋ２１二。

６、行業(yè)ｌ、２的產(chǎn)：品價格分別為只、只，則相對價格Ｐ：Ｐ１／尸。 每個行業(yè)利潤最火化得：
Ｗ＝ＰＪ（ｋｔ）一Ｐ，ｋ。．廠’（ｋｔ）＝Ｐ：ｆ（ｋ：）～Ｐｚｋ！廠‘（ｋ：）＝Ｐ（ｆ（ｋ２）一，Ａ�。骓猓。ǎ病�
“、卜秋兜、魯覽贊＾；驄：《詘脫繹濟學(xué)ｐ，葉，瑚人Ｋ人學(xué)ｆｆ：版?zhèn)�，２０００�?br />２＾

１）“

由（２一１）式得要素價格比率ｗ：

一堡奠等蕭巡＝器咄＝器吐（２－ Ｒ

＃，’＠，）

ｆ ’（☆，）

１

，’＠ｉ）

。

）

由于生產(chǎn)函數(shù)呈現(xiàn)邊際收益遞減和規(guī)模報酬不變，所以資本勞動比率 ｋｊ唯一地決定于要素價格比率ｗ，得：

ｄｋ－�。洌鳎剑洌耄椋洌ㄆ魍虏罚ǎ娲玻妫ǎ肱螅耄椋荆铮ǎ玻常�
這一結(jié)果表明兩部門對資本具有同等的偏好。其經(jīng)濟含義可理解 為：當(dāng)利率下降時，兩行業(yè)的企業(yè)為了減少成本會用價格相對便宜的 資本來代替價格變得相對昂貴的勞動，從而促使資本更密集地使用。 相反，當(dāng)勞動要素價格變得相對便宜時企業(yè)會用勞動代替資本，從而 資本勞動比率下降。因為Ｄ．：×，Ｄ，：Ｋ，所以：
ｄＩ／ｄｗ＝ｆ（ｋ１）比。／ｄｗ＋工。ｆ。＠。）ｄｋ。／ｄｗ（２—４） ｄｙ２／ｄｗ＝ｆ（ｋ：）ａＬ２／ｄｗ＋工：ｆ’（女２）ｄ々２／ｄｗ（２——５）

由于ｄｋ。／ｄｗ，０，所以上式右邊的第二項為正。于是ｗ的變化對 產(chǎn)出的影響就取決于要素價格變化所引起的勞動要素在兩個部門之 間的流動，即取決于ｄＬｊ／ｄｗ的符號。對假設(shè)５求全微分得”：

４：求行業(yè)利潤最人化，即

瞞只一％Ｌ。一Ｒ，Ｋ，）’＝０ （Ｌｌ廠（Ｋ。）Ｅ一嵋Ｌ。一月。Ｌ，ｋ，）’＝０

郴１）＋ｗ阱》岷咄女，
８ｆ（ｋ。）一－．３，ｋ，ｆ’（女，）＝％

坐！￡墜駕二當(dāng)圭Ｌ二墨！∞ ＝Ｌ，ｑｆ’（Ｋ，）÷一Ｒ－２
ＯＫｌ

０

Ｒ，＝尸，廠７（Ｋ．）
”假ｉ殳５．資本年¨勞動兩種要素充分利川
上＝Ｌ】＋Ｌ二ｔ

２７

ｄＬｌ／ｄｗ：一－ｌ一陋。ｄｋ。／ｄｗ＋Ｌ：ｄｋ：／ｄｗ］＞ｏ（２—６）
Ｋｌ一＾２

ｄＬ�。洌鳎海�，ｄｋ。／ｄｗ＋Ｌ：ｄｋ：／ｄｗ］＜ｏ（２—７）
Ｋ

Ｌ—Ｋ２

（２—６）、（２—７）式說明兩行業(yè)企業(yè)對勞動具有不同的偏好。其含 義為：當(dāng)資本供大于求時，利率下降，勞動價格相對上升，行業(yè)１的企 業(yè)增加對勞動的需求，而行業(yè)２的企業(yè)減少對勞動的需求。進一步分 析可得“：

刮加也，ｄｗ一篙酗Ｉｄｗ－篇Ｌｚｃｌｋ：／ｄｗ（２－８）
因為（ｔ，一ｋ２）ｃ ０，所以隨著貸款利率的下降，要素價格比率ｗ上升， 勞動力將由第二行業(yè)向第一行業(yè)轉(zhuǎn)移，同時由于兩行業(yè)對資本具有同 等的偏好，使得資本無法在兩行業(yè)間進行轉(zhuǎn)移，從而使第一行業(yè)的產(chǎn) 出增加，第二行業(yè)的產(chǎn)出減少。 上述簡單模型只證明了在資本約束和兩個行業(yè)企業(yè)對資本都有同 樣偏好的情況下，要素密集度的不同影響貨幣政策對兩行業(yè)的作用效

Ｋ＝ＫＩ＋Ｋ２ ２ｋｌＬｌ＋ｋ２Ｌｚ，求笙做，于，借：
０＝ｄＬＩ＋ｄＬ２ ０＝ｄｋｔＬｊ＋ｄｋ：Ｌ２＝ＬＩｄｋｌ＋足ｊｄＬｌ＋Ｌ２ｄｋ２＋ｋ２ｄＬ�。剑蹋椋洌耄欤蹋玻洌耄海幔桑洌蹋伞耄玻洌蹋�

以。２一磊－１（Ｌｌｄｋｌ＋Ｌｚ出ｚ）
面ｄＬｌ一去（厶面ｄｋＩ心等）
同理ｉ，得：

墮：上阢墮＋Ｌ，墮）
ｄｗ ｋ．一ｋ，、‘ｄｗ —ｄｗ

融吣ｂ所以》。，等ｃ。
。一ｌ啦套，１’、氽水年、ｌ蛛銣Ｈ正：ｉ貨幣政策的產(chǎn)、：ｌ，設(shè)Ｊｊ，分析——堆卜ｐ同茲廣廳政策的史讓。ｕ『宄Ｉ，＿．ｊ船財繹人學(xué)

果。當(dāng)然，還有很多諸如技術(shù)水平、市場結(jié)構(gòu)、規(guī)模報酬岡子、產(chǎn)品 需求因素等影響貨幣政策行業(yè)效應(yīng)的因素沒有在模型中體現(xiàn)。

第三章我國企業(yè)與貨幣政策有效性的實證研究

本章在前面的理論研究的基礎(chǔ)上，就我國企業(yè)對貨幣政策有效性 的影響，對貨幣政策與企業(yè)預(yù)期的相關(guān)性和各個行業(yè)的貨幣政策效應(yīng) 進行實證研究。

第一節(jié)貨幣政策與企業(yè)預(yù)期的相關(guān)－ｌｉｅ４５
一、變量的選取 對于選取代表貨幣當(dāng)局政策意圖的指標(biāo)問題，筆者運用國外量化 貨幣政策狀態(tài)的最新數(shù)理統(tǒng)計方法Ｈ－Ｐ濾波對我國貨幣供給量進行 處理，以量化我國的貨幣政策信號。假設(shè)Ⅸ）是包含趨勢成分和波動 成分的時間序列，０１，７）是其含有的趨勢成分，Ⅸ。｝是其含有的波動成 分，即：
化）＝Ⅸ７卜＿廣Ⅸ。）

利用Ｈ－Ｐ濾波可以將貨幣供給量Ｈ，１１日Ｇ序列中長期增長趨勢Ⅸ７｝和 短期波動成分化ｃ）分離出來，通過比較兩者的偏離程度，用負(fù)向偏離 或正向偏離分別表示緊縮性或擴張性貨幣政策信號。 對于選取何種指標(biāo)表示企業(yè)預(yù)期的問題，筆者選取了《中國５０００ 戶工業(yè)企業(yè)問卷景氣擴散指數(shù)表》中的企業(yè)固定資產(chǎn)投資指數(shù)�！吨� 國５０００戶一ｉ：業(yè)企業(yè)問卷景氣擴散指數(shù)表》中的企業(yè)固定資產(chǎn)投資指 數(shù)是通過對企業(yè)經(jīng)營者的未來固定投資計劃進行問卷調(diào)查統(tǒng)計，得出 對問題回答的三種結(jié)果，即上升、持平、下降各占總數(shù)的比重，然后 利用上升的比霞減去下降的比重，用其差額來反映企業(yè)同定資產(chǎn)投資 狀況的水平和趨勢的。 二、貨幣政策信號與企業(yè)預(yù)期之間影響關(guān)系的實證分析 ｌ、數(shù)據(jù)的處理
耵腹莊：《廠商預(yù)塒對我Ｉ目貨幣政箍柯馓陀影響的實證研究＃．ｆ二海金融，２００６，２
３０

考慮到我國貨幣政策從１９９５年開始由贏接調(diào)控轉(zhuǎn)向間接調(diào)控， 貨幣政策的中介目標(biāo)由貸款規(guī)模轉(zhuǎn)向廣義貨幣供給量Ｍ２，因此本文 選�。保梗梗的甑冢奔径戎粒玻埃埃的甑冢臣径鹊募径葟V義貨幣供給量Ｍ２ （數(shù)據(jù)來源于《中國人民銀行統(tǒng)計月報》相關(guān)各期）。首先運用ｘｕ 季節(jié)調(diào)整法對Ｍ２序列中的季節(jié)因素進行了剔除：再對其取對數(shù)得到 Ｍ２的季度增長率ＪＭ２；然后對ｊＭ２做Ｈ－Ｐ濾波處理，得到』一義貨幣供

給量季度增長率ＪＭ２序列的長期趨勢水平；最后用ＪＭ２序列減去其長
期趨勢水平得到廣義貨幣供給量季度增長率當(dāng)中的偏離成分ＣＹＭ２。 筆者用ＣＹＭ２表示貨幣政策信號，當(dāng)ＣＹＭ２＞Ｏ時，對應(yīng)數(shù)據(jù)顯示貨幣供 給增速與其趨勢水平相比具有擴張趨勢，表示貨幣政策是擴張性的； 當(dāng)ＣＹＭ２＜Ｏ時，對應(yīng)數(shù)據(jù)顯示貨幣增速與趨勢水平相比具有收縮趨勢， 表示貨幣政策是緊縮性的。 另選用１９９５年第ｌ季度至２００５年第３季度《中國５０００戶工業(yè) 企業(yè)問卷景氣擴散指數(shù)表》中的企業(yè)固定資產(chǎn)投資指數(shù)（以下用Ｔｚ 表示）代表企業(yè)預(yù)期。
ｏ．０８

０．０４

ｏ．００

－ｉ抓。ｒ～一＼
一）、＞ｉ

—０．０４

ｉ泌ｊ卜《／一
０１ ０２ ０３ ０４ ０５

＿．ｊｆ≮。＼ｊ

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９５ ９６

ｉ。。。１、ｊ。ｉ＼７．３
９７ ９８ ９９（ＤＯ

一ｏ．１２

Ｅ三ｊ噩亟互三三ｊ習(xí)
幽３—１：貨幣政策信號ＥＹｅ２與企業(yè)預(yù)期。ｒｚ

圖３—１給出貨幣政策信號ＣＹＭ２與企業(yè)預(yù)期Ｔｚ的走勢圖，從圖 中可以看出ＣＹＭ２與Ｔｚ的走勢并／１ｉ一致，特別是從１９９５年初到２０００ 年底以及２００３年底至今這兩段區(qū)問，兩個序列變量的走勢幾乎足背
離的，這初步表｝｜月企、比劃‘貨幣政策信號做ｍ ｒ完全相反的預(yù)ｊ｛ｆｊ，貨幣

政策未能彳ｒ效的影響企業(yè)預(yù)期，當(dāng)然貨幣政策最終ｌｊ標(biāo)的實現(xiàn)程度也

就不盡如人意。事實也是如此，１９９５年宏觀經(jīng)濟出現(xiàn)ｊ，過熱，央行 緊縮銀根，但是企業(yè)的固定投資熱情依然高漲，使得政府不得不隨后 加大緊縮性宏觀調(diào)控力度：１９９６年到２０００年，由于宏觀政策的作用 和東南亞金融危機的影響，國民經(jīng)濟出現(xiàn)了有效需求不足、生產(chǎn)過剩 的現(xiàn)象，政府采取擴張性的財政、貨幣政策以擺脫通貨緊縮局面，但 企業(yè)的投資積極性一直調(diào)動不起米，企業(yè)固定資產(chǎn)投資指數(shù)一直是負(fù) 值；近年又出現(xiàn)了某些行業(yè)投資過熱，但緊縮性貨幣政策的調(diào)控效果 不明顯，固定投資增幅仍然很大。 ２、實證分析 下面，筆者使用ＥＶＩＥＷＳ５．０軟件，運用格蘭杰因果檢驗，實證分 析貨幣政策信號與企業(yè)預(yù)期之間是否具有因果關(guān)系。首先我們對上述 兩個時間序列做單位根檢驗，以判斷它們的平穩(wěn)性。
表３一Ｌ：貨幣政策信號ＣＹＭ２與企業(yè)預(yù)期Ｔｚ的ＡＤＦ單位根檢驗結(jié)果 變量 檢驗形式
（Ｃ，Ｔ．Ｌ） ＣＹＭ２ ＴＺ

水平檢驗結(jié)果 ＡＤＦ柃驗值 臨界值

一階差分檢驗結(jié)果 檢驗形式
（Ｃ．Ｔ．Ｌ）

ＡＤＦ檢驗值

臨界值

（ｃ，０，１） （ｃ，Ｏ，１）

一２ ９７２６５７ １ ００３２４８

—３ ６１７１ —３．６１７Ｉ

（ｃ，０，１） （ｃ，０，１）

一３．９１３８１６ 一５．２８８４７０

３．６２２８豐 ３．６２２８｛

注：１．檢驗形式（Ｃ，Ｔ，Ｌ）中的ｃ、Ｔ和Ｉ。表示帶有常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)。 ２｛表示莊１％的顯著性水平Ｆ拒絕原假設(shè)，即在相應(yīng)的冠蔣性水?Ｆ卜認(rèn)為變量匙 穩(wěn)定的。

由表３一ｌ可知，變量ＣＹｉｖｌ２與Ｔｚ的ＡＤＦ檢驗值在１％的顯著性 水甲匕均大丁其臨界值，而它們一階差分序列的ＡＤＦ檢驗值均小于其 各自在ｌ％的顯著性水平下的臨界值。因此ＣＹＭ２和，ｒＺ在一階差分Ｆ 均為平穩(wěn)時間序列，即ＣＹＭ２ Ｔ（１），Ｔｚ～Ｉ（１）。因此可以運用格蘭杰

因果檢驗貨幣政策信號ＣＹＭ２與命業(yè)預(yù)期ＴＺ之問的影響關(guān)系�？紤]到 在運用格蘭杰兇果檢驗吖，滯后期長度對榆驗結(jié)果的精確度有很大的 影響，所以本義先根據(jù)ＡＩｃ準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后圳。

表３－－２：最優(yōu)滯后期的選擇
Ｉ。ａｇ Ｏ １ ２ ３ ４ Ｌ［ＩｇＬ 一２０ ４９２４６ ２３ ２９９ｌｊ ＬＲ ＮＡ ８０．０７６０９８ ４ ８５８６２９ ３．０６２６８４ ８．３９９６９３ ｓｅｔｅｃｔｅｄ ｂｙ
ｔｅｓｔ

ＦＰＥ ０．０１２３９５ ０．００１２７７． Ｏ．００１３６９

ＡＩＣ １．２８５２８４ 一０ ９８８５２３｝ —０ ９２１９０６ —０．８０２７１６ 一Ｏ．８９７２０９

ＳＣ １．３７４１６ｌ 一０．７２１８９２． —０．４７７５２０ —０．１８０５７７ －０，０９７３１６

２６．１３３３５ ２８．Ｏ哇７５３ ３３ ７０ｎ７

０．００１６５３ ０．ｑ０１４３１ ｔｈｅ

｛ｉｎｄｉ ｃａｔｅｓ ｌａｇ ｏｒｄｅｒ ＬＲ：ｓｅｑｕｅｎｔｉａｌ ＦＰＥ：Ｆｉｎａｉ ＡＩＣ：Ａｋａｉｋｅ ＳＣ： Ｓｃｈｗａｒｚ

ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ

ｍｏｄｉｆｉｅｄ ＬＲ

ｓｔａｔｉｓｔｉ ｃ（ｅａｃｈ

ｔｅｓｔ

ａｔ

５％ｌｅｖｅｌ）

ｐｒｅｄｉｃｔｉＯｉｌ

ｅｒｒｏｒ

ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ

ｅｒｉｔｅｒｉｏ［ｉ

ｉｎｆ。ｒｍａｔｉｏｎ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ｉｎｆｏｒｍａＺｉｏｎ ｃｒｉｔｅｆｌｏｎ

｝｛０：Ｈａｎ［ｉａｎ—Ｏｕｉ［ｉｎ

、

表３—２的選擇結(jié)果表明最優(yōu)滯后期ｋ＝ｌ，即滯后一個季度為適。 格蘭杰因果檢驗是對ＶＡＲ模型當(dāng)中回歸系數(shù)的顯著性檢驗，做 ＣＹＭ２與Ｔｚ之間的簡化式ＶＡＲ模型為：

陀，＝ａｌｏ＋羅口¨。ＴＺ。＋芝虬ＣＹＭ２。＋ｕＩ， 胃 口
ＣＹＭ２，＝口”＋∑ｆ）Ｃ２ｒ＿ｉＴＺ。＋∑蘆：，一，ＣＹＭ２。＋ｐｚ，
榆驗原假設(shè)：盧ｎ
２
ｃ

０?ｊ

２１，…Ｐ，如果檢驗的Ｆ統(tǒng)計量拒絕原假

設(shè)，則認(rèn)為ＣＹＭ２對Ｔｚ具有顯著的格蘭杰影響，這時貨幣政策信號被實 體經(jīng)濟吸收，并得到有效的響應(yīng)；如果Ｆ統(tǒng)計量未能拒絕原假設(shè)，則 說明ＣＹＭ２對Ｔｚ沒有顯著的格蘭杰影響，這時前期ＣＹＭ２對Ｔｚ之間的 相關(guān)性較弱。類似地，可以通過檢驗假設(shè)：。ｎｔ
５

Ｏ，ｉ

５厶…Ｐ，來判斷Ｔｚ

對于ＣＹ＂１２的反饋作用。如果對Ｔｚ對于ｃＹＭ２具有顯著的格蘭杰影響， 那么Ｔｚ變化將導(dǎo)致貨幣供給的變化，這是實際經(jīng)濟規(guī)模需要名義經(jīng) 濟艦?zāi)ＶС值捏w現(xiàn)，此時表現(xiàn)小種“倒逼”現(xiàn)象。
對ＣＹＭ２與Ｔｚ在滯后一期的條件Ｆ做格蘭杰因果檢驗得Ｈ；以Ｆ結(jié)

果
表３—３：格蘭杰因果檢驗結(jié)果
Ｎｕｌ ｌ ＩＩｙｐｏｔｈｅｓｌＳ： ０ｂＳ Ｆ－ＳｃａｔｉＳｔｉ Ｐｒｏｂａｂｉｌｉ Ｌ

ＴＺ

ｄｏｅｓ

ｎｏｔ

Ｇｒａｎｇｅｒ Ｃａｕｓｅ

ＣＹＭ２ ＴＺ

３８

０．０７５６５ ３．５７９７９

０ ０

７８４８９ ０６６７８

ＣＹ）＿１２

ｄｏｅｓ ｎｏｔ Ｇｒａｎｇｅｒ Ｃａｕｓｅ

從表３—３中可以看出，企業(yè)固定投資預(yù)期（ＴＺ）在格蘭杰意義 上不能引起貨幣政策信號（ＣＹＭ２）（Ｐ值＝Ｏ．７８４８９＞０．０５）貨幣信號在 格蘭杰意義上不能引起企業(yè)固定投資預(yù)期（Ｐ值＝０．０６６７８＞０．０５）。檢 驗結(jié)果顯示兩者互不影響，不存在格蘭杰因果關(guān)系，也就是說企ｊ世對 貨幣政策發(fā)出的信號沒有有效的接受，并做出積極的響應(yīng)；而貨幣政 策也未對企業(yè)的固定投資預(yù)期做出支持。

第二節(jié)貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)分析
一、研究方法“ ｌ、協(xié)整檢驗 所謂協(xié)整，是指多個非平穩(wěn)經(jīng)濟變量的某種線性組合是平穩(wěn)的。 也就是說，盡管各個經(jīng)濟變量具有各自的長期波動規(guī)律，每一個序列 的矩會隨著時間而變化，但它們的某種線性組合卻存在穩(wěn)定的矩，從 而表現(xiàn)ｍ這些非半穩(wěn)經(jīng)濟變量之間存在著一個長劃穩(wěn)定的關(guān)系。設(shè)有

Ｋ：２個序列移。Ａ｛ｙ二，ｌ…，｛ｙ。｝，用ｌ＝（ｙ。Ｙ：ｆ｝一，Ｙ。）’表示ｌ抽此ｋ個序列
構(gòu)成的ｋ維向量序列，如果：

（１）每一個序列ｂ。ｆ｝＇侈！，），’，｛ｙ。｝都是ｄ階單整序列，即ｙ，～，（ｄ）；
（２）

存在非零
為
．

向

量 （ｄ七）

。；（ｎ－，ａ∥’’，ｎｔ），

，

使得
即

ａＩ＝ａ…Ｙ＋ａ，ｙ：，＋…＋ａ。ｙ。
ａＺ～，（ｄ—ｂ），０＜ｂ
ｓ

階單祭序列，

ｄ

則稱向量序列７ｒ ２帆，Ｙ２∥。，ｙｎ）的分量間是ｄ、ｂ階協(xié)整的，記為 ｒ～ａ（ｄ，們，向量。＝（ａ?，。！，…，ｎｅ）’稱為協(xié)整向量。 特別地，若ｄ＝掃一，則Ｉ～ａ（１一，說明盡管各個分量序列是非 平穩(wěn)的一階單整序列，但它們的某種線性組合卻是平穩(wěn)的。 協(xié)整關(guān)系檢驗的方法較多，其中ＥＧ兩步法因計算簡單而被廣泛 采用，但其檢驗方式存在一定的缺陷。比如，在長期均衡關(guān)系估計時， 需要選擇一個變量作為因變量，其他變量作為自變量，這樣的選取具 有～定的隨意性，此外由于Ｅ Ｇ協(xié)整檢驗依賴于兩階段的參數(shù)估計， 即先估計長期均衡趨勢中的殘差，然后再利用它在誤差自校正模型中 估計其他系數(shù)，這樣前期估計中的誤差便會帶到下一期，在小樣本情 況下尤其嚴(yán)重。此外，Ｅ Ｇ兩步法對多個變量之間的多協(xié)整關(guān)系也無 能為力，因此筆者決定采�。罚埃瑁幔睿螅澹顦O大似然估計檢驗法來分析這 些變量之間的協(xié)整關(guān)系。 ２、向量自回歸（ＶＡＲ）模型 向量自回歸模型（ｖｅｃｔｏｒ
ａｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｖｅ

ｍｏｄｅｌ）是Ｓｉｍｓ于１９８０

年提出。這種模型采用多方程聯(lián)立的形式，它不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)， 在模型的每一個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進 行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。ＶＡＲ模型的矩陣形式如
下：
Ｚ，＝爿。十爿ｌＸｆ一１＋…＋爿ＰⅣ卜ｐ＋ＢｏＺｒ＋占１Ｚ卜１＋…＋Ｂ廠卜Ｚ，＋Ｅ
ｒ

其中，是截距的爿。矢量，爿。．，４。足聯(lián)結(jié)內(nèi)生變量滯后值與其當(dāng) 前值的ｎ ｓｎ階系數(shù)矩陣，Ｂ。～，是聯(lián)結(jié)外生變量當(dāng)前值、滯后值與內(nèi) 生變量當(dāng)前值的ｎ＊ｍ階系數(shù)矩陣，ｓ，是誤差項的ｎ＋１矢量。 ｓ，＝（￡。，ｓ�！ィ橄蛄堪自肼�，且Ｅ（ｔ）：０，

Ｖｔ，Ｅ（￡�！辏�；｛擘９１，

要求Ｘ。足平穩(wěn)過程，否則會產(chǎn)生偽回歸，使得叫歸結(jié)果可能被顯著 的接受，但變量之間并沒有內(nèi)在的聯(lián)系。 ３、脈沖響應(yīng)函數(shù)（ＩＲＦ） 脈沖響應(yīng)函數(shù)（Ｉｍｐｕｌｓｅ
Ｒｅｓｐｏｎｓｅ

Ｆｕｎｃｔｉｏｎ）是指系統(tǒng)對其某

…變量的個沖擊（Ｓｈｏｃｋ）或新息（Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ）所做的反應(yīng)�？紤]…

個Ｐ階向量自回歸（ＶＡＲ）模型：

Ｙ＝Ｂ＋Ａ】¨一】＋．．＋Ａ，¨一，＋Ｅ，

其中，ｙ是由內(nèi)生變量組成的ｋ維向量，Ａｉ是系數(shù)矩陣，Ｂ是常 數(shù)向量，０是ｋ維誤差向量，其協(xié)方差矩陣為Ｑ。一般地，如果向量 自回歸模型是可逆的，則它能表為÷成。個向量移動平均模型（ＶＭＡ）：

×＝Ｃ＋薹妒，Ｅｔ＿，

其中，參：是系數(shù)矩陣，Ｃ是常數(shù)向量，它們均可由模型（中的系
數(shù)矩陣Ａｉ和常數(shù)向量Ｂ求出。根據(jù)向量移動平均模型，容易看出， 系數(shù)矩陣妒。的第ｉ行第ｊ列元素表示，第ｉ個變量對由變量ｊ產(chǎn)生的 單位沖擊的ｓ期滯后反應(yīng)，即ＶＡＲ系統(tǒng)中變量ｉ對變量ｊ的Ｓ期脈沖 響應(yīng)。當(dāng)然，這里有一個假設(shè)，就是系統(tǒng)中只受一個變量的沖擊，不 受其它變量的沖擊，即要求誤差向量ｓ，的各分量之間不相關(guān)，但是在 一般情況下，上述假設(shè)是不成立的，即誤差向量ｓ，不是標(biāo)準(zhǔn)的白噪聲， 它的各分量之間是相關(guān)的，誤差向量的協(xié)方差矩陣Ｑ不是對角矩陣。 為此，脈沖響應(yīng)函數(shù)的計算通常是在一個經(jīng)過變化后的ＶＭＡ模型中進 行的。由于誤差向量的協(xié)方差矩陣Ｑ是正定的，因此存在一個非奇異 矩陣Ｐ使得ＰＰ’：Ｑ，于是：
．

Ｉ＝Ｃ＋羅劬，尸）（尸一￡。）＝Ｃ＋羅劬，Ｐ）ｑ一， 經(jīng)過變摸，原誤差向量Ｅｔ變成標(biāo)準(zhǔn)的向量白噪聲∞．。那么，系數(shù)
矩陣妒。Ｐ的第ｉ行第ｊ列元素表示，系數(shù)是變量ｉ對變量ｊ的一個標(biāo) 準(zhǔn)誤差的正交化沖擊的Ｓ期脈沖響應(yīng)，并能由此計算出系統(tǒng)中的一個 變量對另一個變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)。 二、實證模型設(shè)定 第二章的理論在假設(shè)卜６下說明了：行業(yè)自身的異質(zhì)性使得各個 行業(yè)對利率變化反應(yīng)刁ｉ一，而且還說明了行業(yè)發(fā)展除了受到利率水平 影響外，還受到［資水平的影響。如果放開某些假設(shè)，給出具體的生產(chǎn) 函數(shù)形式，并采Ｉ改成本最小化的方式求解，我們就能找到理論模型的 顯示解。 假設(shè)行』ｋ ｉ乍產(chǎn)函數(shù)為”：

《ｍ礎(chǔ)經(jīng)濟學(xué)》＋中Ⅲ人民人掌川版ｆ｛，２０００年
３６

×＝鼻∞：，Ｋ）＝爿Ｋ？上？，Ⅱ＋／３＝１（３一１） 企業(yè)的成本為：ＷＬ＋ＲＫ（３—２）． 求其成本最小化得：

ｍｉｎＣ＝ｗ垤呱≯＋（擴］彈（３－３）４８
其中該行業(yè)所角的資本和勞動分別為：
Ｋ＝［（ａＷｌ艘）４］（ｙ／Ａ） Ｌ＝【（觸ＪａＷ）。］（ｙ／Ａ）
（３－４）： （３—５）
．

利用比較靜態(tài)分析得：ＯＣ。／ＯＲ，≥０，ＯＣ，／０ｗ苫０，ＯＣｉ／ａ×≥０，說 明隨著工資或貸款利率或產(chǎn)量的增加，企業(yè)的成本隨著增加。因為行 業(yè)ｉ完全競爭，所以：

４８生產(chǎn)函數(shù)ｙ＝ＡＫ。Ｐ，ａ＋盧：１；成本函數(shù)Ｃ：ＷＬ＋ＲＫ
假定ａ＜１，盧ｃ１，因而企業(yè)的勞動和資本的邊際產(chǎn)出遞減。如果

中＝ＷＬ＋ＲＫ—Ａ（ＡＫ。Ｌ４一Ｙ、（１）
對Ｌ．Ｋ和Ａ分別求導(dǎo)，并令這些導(dǎo)數(shù)為０，得到：

ｄ由／ＯＬ＝Ｗ—Ａ（倒Ｋ。Ｌ４’１）＝０
ａｍ／ＯＫ＝Ｒ—Ａ（ａＡＫ。一１￡４、＝０
ｄ中／ｄＡ＝ＡＫ。Ｌｐ—Ｙ：０ 由等式（２）得到： ＾＝Ｗ／４矗Ｋ８Ｌ口。１
（５） （６）

（２）

（３）
（４）

Ｌ＝觥／ａＷ
ＡＫ。８。Ｒ８ＫＢ／ａ ４Ｗ 將此改寫為：

現(xiàn)在用等Ｊ＿ｌ＝（６），。從等式（４）中消去Ｌ，得：
ｐ＝Ｙ （１）

而ｎｃ圳懈咿＋ｃ護－尊㈣
成本最小時，資本和一片動分別是：

Ｋ＝［（ａｗ／艘）“】（Ｙ／Ａ）
￡＝［（艘／ａＷ）。】（ｙ／Ａ）

（９） （１０）

只＝ＯＣ。／ａ＜＝∥懈【（詈）４＋（擴”。（３－－６）
這里假設(shè)行業(yè)ｉ的需求價格為Ｐ，；ｂＷ偶，暗含的意義為消費者的 收入只有工資收入ｗ，而且其。ｐ只有ｂ部分的收入拿來消費ｉ產(chǎn)品。 因此：

Ｉ＝ｂＷ／Ｐ，Ⅻ［鏟＋（礦】＿１ＡｉｂＷ。（３－７）
均衡產(chǎn)量對貸款利率反應(yīng)為：ｏＹ，／ａＲ ｃＯ，說明隨著貸款利率的下 降，均衡產(chǎn)量會上升，但前提是行業(yè)ｊ能無約束地獲得資本和勞動。 對（３—７）式兩邊取對數(shù)得：

Ｙ�！＃ⅲ�。ｔＯ—Ｐｌｒ（３—８）
其巾。，、：：、二分別為常數(shù)、對數(shù)的技術(shù)水平和：［資水平，Ｆ為 非對數(shù)的貸款利率。根據(jù)（３—８），實證部分將分成兩個階段： 第一一階段利用Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗驗證各行業(yè)序列與貨幣政策信 號是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。同時考慮到財政政策和國 家產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整對各個行業(yè)序列的影響，岡此在Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗 中引入這些變量以剔除干擾因素。 第二階段用向量自回歸模型（ＶＡＲ）和基于ＶＡＲ模型的脈沖響應(yīng) 函數(shù)（ＩＲＦ）檢驗各行業(yè)產(chǎn)值對貨幣沖擊反應(yīng)的短期動態(tài)過程，進而分 析貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)。 同時筆者用赤池信息準(zhǔn)則（ＡＩＣ）確定Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗和ＶＡＲ模 型的滯后期ｋ值。選擇ｋ值的原則是在增加ｋ值的過程中使ＡＩＣ的值 達劍最小。 三、數(shù)據(jù)說明 本節(jié)選取的樣本為１９９５年第１季度至２００５年第４季度的季度數(shù)
據(jù)。

基于各個行業(yè)的要素密集度的差異程度、在我國國民經(jīng)濟體系中 的／ｆｉ同地位及其對ＧＤＰ增【丈的貢獻率大小，再加之統(tǒng)計資料缺失的限 制，筆者‘在此只分析第一、二、三產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)：業(yè)和批發(fā)：ｊ�。嬉琢闶蹣I(yè)

等五個行業(yè)。其中第一產(chǎn)業(yè)為勞動密集型行業(yè)；第二產(chǎn)業(yè)及其房地產(chǎn) 業(yè)為資本密集型行業(yè)；第三產(chǎn)業(yè)中的批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)等行業(yè)勞動密集 度高，而其他的如金融業(yè)、信息服務(wù)業(yè)等行業(yè)則資本密集度高。 批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)的產(chǎn)值數(shù)據(jù)用社會商品零售額代替，房地產(chǎn)業(yè)的 產(chǎn)值用商品房零售額代替。貨幣政策信號利用上一節(jié)的數(shù)據(jù)結(jié)果。財 政政策用財政支出表示。國家產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整用虛擬變量表示，根據(jù)相 關(guān)經(jīng)濟評論和筆者的感性認(rèn)知，筆者認(rèn)為１９９７年一１９９８年，２００３年 一２００４年的產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整力度大，因此這些年份的所有虛擬變量值 �。保磔^大力度的產(chǎn)業(yè)政策變革帶來的經(jīng)濟影響，其他年份取Ｏ。 為方便起見，本節(jié)用ＤＹＣＹ、ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、ＧＮＭＹ、ｉｆＢ、ＣＺ 和ｚＣ分別代表第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、房地 產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)產(chǎn)值、貨幣政策信號、財政支出和虛擬變 量國家產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整力度。以上數(shù)據(jù)都用ｘ１１季節(jié)調(diào)整法剔除了季節(jié) 因素，并作對數(shù)處理。所有數(shù)據(jù)均來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫

ｈｔｔｐ：｛｜Ｎ酮．ｃｅｉ．ｇｏｖ．Ｏｉｌ，
四、實證分析過程和結(jié)果說明 １、單位根檢驗 利用ＡＤＦ檢驗ＤＹＣＹ、ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、ＧＮＮＹ、ＨＢ、ｃｚ和ｚｃ的 平穩(wěn)性。利用ＥＶＩＥＷ￥５．０軟件分別對各序列７Ｋ甲值和一階差分值進行 檢驗，其中檢驗過程中滯后期的確定采用ＡＩＣ準(zhǔn)則，結(jié)果見表３～４：
表３－－４序列的ＡＤＦ檢驗結(jié)果 變量 水平檢驗結(jié)果 檢驗形式 ＡＤＦ檢驗值 臨界債
（Ｃ，Ｔ，１．） ＤＹＣＹ ＤＥＣＹ ＤＳＣＹ ＦＤＣＹ ＧＮＭＹ ８８ ＣＺ ＺＣ

一階差分儉驗結(jié)果 檢驗形式 ＡＤＦ檢驗值 臨界值
（Ｃ，Ｔ，Ｌ）

（ｃ，０，９）
（ｃ，０，４） （ｃ，０，４）

０．３５５４６６ ２．６３２２６７ １ ６１６８６ｌ １．１１４８６３ １．８１６２４３ 一２．９７２６ｂ７ ０ ９９１０２３

３．６３９４０７ —３．６１０４５３ 一３ ６１０４５３ —３．６３９ｄ０７ －３．５９２４６２ ３ ６１７１

（ｃ，０，９） （ｃ，Ｏ，０） （ｃ，０，１）
（ｃ，０，３） （ｃ，０，０）

（ｃ，０，１） （ｃ，０．１） （ｃ，０，１） （ｃ，０，３） （ｃ，Ｏ，０） （ｃ，０，１）
（ｃ，０，２） （ｃ，０，０）

一８．１９５３８６ －８ ０９２９９２

—３ ６００９８｝ —２ ６２２５８｛ —３ ６００９８｝ —３．６１０，１５
４

一８ ００２０７２ 一４．３６０１ ５４ ６ ６６９７７７

—３ ５９６６１木
ｏ

３．９１３８１６。一３．６２２８ 一【３ ８０８１１６ 一６．３２。ｌｏｏｏ ３

—３．６０５５９３ ：｛５９２ ｒ１６２

６０５５９｛

一２．０６６０９９

一３ ５９６６ｌ｛

注：ｌ
穩(wěn)定的。

檢驗形式（ｃ，Ｔ，Ｉ．）中的ｃ、ｒ羽¨。表示帶訂常數(shù)項、趨勢項平¨滯斤階數(shù)。

２｝喪示�。桑サ娘@并性水平ｒ拒絕弼ｌ懈ｉ５｝，即住十Ｈ應(yīng)的顯著性水平ｒ認(rèn)為變越是

檢驗結(jié)果表明：原假設(shè)為序列非平穩(wěn)。在水甲值下，檢驗結(jié)果均

接受原假設(shè)，而在一懶’差分下，檢驗結(jié)果都在１％的水平上拒絕非平穩(wěn)
的原假設(shè)，說明各序列均為一階單整，即都是，（１）。 ２、Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗 對ＤＹＣＹ、ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、ＧＮＭＹ、ＨＢ、ｃｚ和ＺＣ序列進行７０ｈａｎｓｅｎ 協(xié)整檢驗。先根據(jù)ＡＩＣ準(zhǔn)則確定滯后期，見表３—５：
表３－－８
ＶＡＲ Ｌａｇ Ｏｒｄｅｒ Ｓｅｌｅｃｔｉｏｎ Ｃｒｉｔｅｒｉａ ｖａｒｉａｂ ｌｅｓ：ＣＺ ＤＥＣＹ ＤＳＣＹ ＤＹＣＹ ＦＤＣＹ ＧＮ？ｖＩＹ ｖａｒｉ ａｂ］ｅｓ：Ｃ Ｔｉｍｅ：１５：１７ ＨＢ ＺＣ

滯后期的確定

Ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ Ｅｘｏｇｅｎｏｕｓ

Ｄａｔｅ：０４／１４／０６

Ｓａｍｐｌｅ：１９９５Ｑ１ ２００６Ｑ４
Ｉｎｃｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ：４ｌ

Ｌａｇ

ＬｏｇＬ

ＬＲ

ＦＰＥ

ＡＩＣ

ＳＣ

ＨＱ

Ｏ ｌ ２ ３

６７．５８２０９ ３４６ ４２６３ ４５１ ６３３９

ＮＡ ４３５ ２６９０

７．ｊｊｅ—１２ ２ ２５ｅ一１６

－２．９０６４４３ 一１３ ３８６６５ 一１５．３９６７７ 一１９．８４４８４＊

－２ 一ｌＯ

６７２０８８ ３７７４５

—２．７８４６８９ —１２ —１３ 一１６ ２９０８６ ３２６９６ ８００９９￥

１２３．１６９９ １２１ １２０３＊

４．３５ｅ—１７ ｌ ６ｌ ｅ—１８術(shù)

—９ ７１２７３ｌ 一１１ ４８５９５＊

６０６．８１９２

￥ｉｎｄｉｃａｔｅｓ

ｌａｇ

ｏｒｄｅｒ ｓｅｌ ｅｃｔｅｄ ｂｙ ｍｏｄ【ｆｌｅｄ ＬＲ
ｔｅｓｔ

ｔｈｅ

ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ｊ％

ＬＲ：ｓｅｑｕｅｎｔｉａｌ １ｅｖｅｌ）

ｓｔａｔｉ ｓｔｉｃ（ｅａｃｈ ｔｅｓｔ

ａＬ

ＦＰＥ：Ｆｉｈａｌ ＡｌＣ：Ａｋａｉｋｅ ８Ｃ：Ｓｃ｝ｌＷａＦＺ

ｐｒｅｄｉｃ｛ｉｏｎ

ｅｒｒｏｒ

ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ ｉｆｌｆｏｒｍａｔｉｏｎ

ｃ

Ｔ－ｉｔｅｒｉｏｒｌ

ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ＣＫｉｔｅｒｉｏｎ

【【０：｝ｌａｎｎａｎ—Ｑｕｉｎｎ

ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ

由表３—５可知，最優(yōu)滯后期為Ｋ＝３。在此條件Ｆ的Ｊｏｈａｎｓｅｎ 協(xié)整檢驗結(jié)果為：

表３－－６
Ｔｒｅｎｄ ａｓｓｕｍｐｔｉｏｎ：Ｌｉｎｅａｒ ｄｅｔｅｒｍｉｎｉｓｔｉｃ ＣＺ

Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗結(jié)果
ｔｒｅｎｄ ＺＣ ３

Ｓｅｒｉｅｓ：ＤＥＣＹ ＤＳＣＹ ＤＹＣＹ ＦＤＣＹ ＧＮＭＹ ＨＢ

Ｌａｇｓ

ｉｎｔｅｒｖａｌ（ｉｎ

ｆｉｒｓｔ

ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓ）：Ｉ
Ｒａｎｋ Ｔｅｓｔ

ｔｏ

Ｕｎｒｅｓｔｒｉｃｔｅｄ ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ

（Ｔｒａｃｅ）

Ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｚｅｄ Ｎｏ．ｏｆ

Ｔｒａｅｅ

Ｏ．０５

ＣＥ（ｓ）

Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅ

Ｓｔａｔｉｓｔｉ

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Ｃｒｉｔｉｃａｌ

ＶａＩｔｉｅ

Ｐｒｏｂ豐豐

Ｎｏｎｅ豐 Ａｔ ｍｏｓｔ Ａｔ ｍｏｓｔ ｌ豐 ２｝

０．９２０６３９

１８３．８７４９ ８２ ５２５１０

６９．８１８８９ ４７．８５６１３ ２９．７９７０７ １５ ４９４７１ ３．８４１４６６，

０．００００ ０．００００ ０ ０００３

０．５９５３０ｔ
０．４７６７９０ ０ ２８９１４０

４６．３４０５９ ２０ ４２９７０ ６．７７８５３７

Ａｔ ｍｏｓｔ Ａｔ
ｍｏｓｔ

３｛ ４｛

０．００８３ ０．００９２

０．?１５５８８２

Ｔｒａｃｅ ｔｅｓｔ

ｉｎｄｉｃａｔｅｓ

５

ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｎｇ ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｓ

ｅｑｎ（ｓ）ａｔ
ａｔ

ｔｈｅ

０．０５ ｌｅｖｅｌ

ｌｅｖｅｌ

｛ｄｅｎｏｔｅｓ ｒｅｊｅｅｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ＊＊ＭａｃＫｉｎｎｏｎ—Ｈａｕｇ

ｔｈｅ Ｏ．０５

Ｍｉｃｈｅｌｉｓ（１９９９）ｐ－ｖａｌｕｅｓ

檢驗結(jié)果表明，在５％的顯著性水平下存在５個協(xié)整關(guān)系。即第 一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、批發(fā)貿(mào) 易零售業(yè)產(chǎn)值與貨幣政策信號、財政支出、虛擬變量國家產(chǎn)業(yè)政策調(diào) 整力度之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。 ３、基于ＶＡＲ模型的脈沖響應(yīng)分析 協(xié)整檢驗表明ｊ，貨幣政策信號影響這五個行業(yè)的可能性，為進一 步分析貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)，本文采用基于基于ＶＡＲ模型的脈沖響應(yīng) 函數(shù)（ＩＲＦ）進行檢驗，以顯示五個行業(yè)對貨幣政策信號的反映過程。 因為脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果依賴于各變量進入ＶＡＲ的順序，所以首 先確定變量的順序。筆者主要根據(jù)貨幣政策傳導(dǎo)過程，各個行業(yè)的現(xiàn) 代化、ｒＨ場化程度和對社會經(jīng)濟影響的人小來排序。各變量進入ＶＡＲ 的順序為：ＨＢ、ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、ＧＮ、＇ＩＹ、ＤＹＣＹ。 下Ｉｆｉｉ著重討論貨幣政策信號變化對籌個行業(yè)的作用效果。

由于ＶＡＲ模型要求殘差向量必須是非自相關(guān)的，所以滯后階數(shù)ｋ 的選擇就顯得很重要，所以首先確定最優(yōu)滯后期．
表３－－７
ＶＡＲ Ｌａｇ Ｏｒｄｅｒ ＳｅｌＣＣｔｉｏｎ Ｃｒｉｔｅｒｉ４ ＤＥＣＹ ＤＳＣＹ ＦＤＣＹ ＧＮＭＹ ＤＹＣＹ

ＶＡＲ模型最優(yōu)滯后期的確定

Ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ Ｅｘｏｇｅｎｏｕｓ

ｖａｒｉａｂｌｅｓ：ＨＢ ｖａｒｉａｂｌｅｓ：Ｃ

Ｄａｔｅ：０４／１５／６６

Ｔｉｍｅ：Ｌ４：５８

?

Ｓａｍｐｌ ｅ：１９９５Ｑ１ ２００６Ｑ４ ＩＦＩＣ ｌｕｄｅｄ ｏｂＳｅｒｖａｔ ｉｏｎｓ ：３９

Ｌａｇ

Ｌｏｇｌ，

ＬＲ

ＦＰＥ

ＡＩｃ

ＳＣ

ｔＫ）

Ｏ １ ２ ３ ４ ５

５３．２８６９５ ２８６．３３４４ ３３１．５７２５ ４１０．１４３２ ５４２ ６８４ ３０１７ ５５４２

ＮＡ ３８２．４３６８ ６０．３１７５５ ８０．５８５２７ ９４ ８８３０４

３

５６ｅ

０９

—２．４２４９７２ —１２ 一１３ ５２９９７ ００：ｊ７２

—２．１６９０３９ —１０．７３８４４ ～９．６７６５９６ ～１０．３２４１１ —１３．７１９７２ 一１７．６３２９７＊

—２．３３３１４５ —１１．８８７１８ 一１１．８０９９８ 一１３．４４２１３ —１７．８２２３７ 一２２．７２０２６＊

Ｌ ４９ｅ－１３ Ｌ ０６ｅ—１３ ７６ｅ－１４

ｌ

—１５．１８６８３ －２０．Ｕ８０３ 一２５，５６６８８＊

３ ０７ｅ一１６ １ ０３ｅ～１７木

５８．３６００ｌ｝

｛ｉｎｄｉｃａｔｅｓ

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ｏｒｄｅｒ ｓｅｌｅｔｔｅｄ ｂｙ ｍｏｄｉｆｉｅｄ ＬＲ
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Ｃｒｔｔｅｒｉｏｎ ５％

ＬＲ：ｓｅｑｕｅｎｔｉａｌ

ｓｔａｔｉ ｓｔｉｃ（ｅａｃｈ ｔｅｓｔ

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ｌｅｖｅｌ）
ＦＰＥ：Ｆｉｎａｌ ｐｒｅｄｉｃｔｔｏｎ ＡＩＣ：Ａｋａｉｋｅ ＳＣ：Ｓｃｈｗａｒｚ
ｅｒｒｏＦ

ｉｎｆＯｒｌｌｌ｝ｌｔｉｏｎ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ｅｒｉｔｅｒｉｏａ

Ｈ０：ｌｔａｎｎａｎ—Ｑｕｉｌ３ｎ

ｉｎｆｏｒｍａｔｉＯｉｌ

根據(jù)ＡＩｃ準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)滯后期Ｋ＝５。 在由ＨＢ、ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ：ＦＤＣＹ、ＧＮ％ＩＹ、ＤＹＣＹ構(gòu)成的，滯后期為５的 ＶＡＲ系統(tǒng)ｔ｛１，筆者分別選取脈沖時期為１０期和２００期，給貨幣政策 信弓‘｝ＩＢ’個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，得到父＿『二ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、（；ＮⅥｖ、ＤＹＯ｛

這五個行業(yè)的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單 位：季度），縱軸分別表示ＢＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＢＣＹ、ＧＮＭＹ、ＤＹＣＹ，實線表 示ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、ＧＮＭＹ、ＤＹＣＹ對不同的貨幣政策信號ＨＢ沖擊的 脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示響應(yīng)函數(shù)值加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。如 圖３—２所示：
圖３－－２ ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、ＧＮＭＹ、ＤＹＣＹ對ＨＢ單位新息沖擊１０期的脈沖響應(yīng)曲線

Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｔｏ Ｃｈｏｌｅｓｋｙ Ｏｎｅ Ｓ．Ｄ．Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｓ±２ Ｓ．Ｅ．
Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ＤＳＣＹ ｔｏ Ｈ８

一一一一。

～～‘ｉ一～、＼ 、＼
、

＼

Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ

ＦＤＣＹ

ｔＯ

ＨＢ

Ｒｅｓｐｏｎｓｅ

ｏｆ

ＧＮＭＹ

ｔｏ

ｉｂ

ｏ～～／：，，一＼／＼
、～～二，／７
＼、、

／一。一～～～…一／

、～～～…～一

一一一一一一～～…一／
～一…～一一～～～……一一、

Ｒｅｓｐｏｎｓｅ

ｏｆ

ＤＹＣＹ

ｔｏ

ＨＢ

一一，，，…＼
一一一一一一…一——７

／／／、＼
－、

＼

～～－一．。．一，／

、、 、、 、～、

＼、、

圖３－－３ ＤＥＣＹ、ＤＳＣＹ、ＦＤＣＹ、Ｇ㈨Ｙ、ＤＹＣＹ對船單位新息沖擊２００期的脈沖響應(yīng)曲線
Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｔｏ
Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ＤＥＣＹ ｔｏ ＨＢ

Ｃｈｏｌｅｓｋｙ Ｏｎｅ Ｓ．Ｄ

Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｓ±２ Ｓ．Ｅ．
Ｒｅｓｐｏｎｓ日ｏｆ ＤＳＣＹ

ｔｏ

Ｈ８

２５

５０

７５

１ ０１３

１；２５

１５０

１ ７５

２００

Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ

ＦＤＣＹ

ｔＱ

ＨＢ

Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ

ＧＮＭＹ

ｔｏ

ＨＢ

２５

５０

７５

１ ００

１ ２５

１５０

１ ７５

２００

Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ＤＶＣＹ

ｔｏ

ＨＢ

２５

５０

７５

１ ００

１ ２５

１ ５０

１ ７５

２００

從圖３—２和圖３—３，大致可以看出各個行業(yè)對貨幣政策沖擊的 響應(yīng)不盡相同，但是除房地產(chǎn)業(yè)ＦＤＣＹ以外，其他行業(yè)響應(yīng)程度都不 大，都小于１０％；同時ＤＳＣＹ、ＤＹＣＹ和ＧＮＭＹ的前期響應(yīng)很相近，都 對ＨＢ的沖擊基本無響應(yīng)，這大致表明貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)比較弱。 并且這是收斂的脈沖響應(yīng)過程，貨幣政策沖擊對各個行業(yè)序列的影響 是逐步消失的，盡管消失的過程得異，這也論證了貨幣政策在長期足
無效的觀點。

具體的來看，第一產(chǎn)、世對貨幣政策片號變化Ｉ｛＇Ｊ ｎｌｊＪ，ｒｉＶ．４４大，阿劍第

５季度才開始有顯著的響應(yīng)，第７季度達到峰值５．９８１％，隨后貨幣 政策的影響迅速減小，在第１０季度值為０。原因可能是：以農(nóng)業(yè)為 主的第一產(chǎn)業(yè)屬于勞動密集型行業(yè)，其市場結(jié)構(gòu)近乎完全競爭、行業(yè) 收益率低，而市場機制作用下的資金流動具有逐利性特征，貨幣供給 量的增加大多不會流入第一產(chǎn)業(yè)，因此貨幣政策沖擊不會立即對第一 產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響；但又由于第一產(chǎn)業(yè)的市場化和現(xiàn)代化程度低、生產(chǎn)周 期較長，因此貸款利率的提高會稍后影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，所以一段時 期后第一產(chǎn)業(yè)會對貨幣政策的變化作出響應(yīng)，隨后又恢復(fù)到最初狀 態(tài)。

第二產(chǎn)業(yè)對貨幣殍策的沖擊立即有了較強的響應(yīng)，第１季度為
２．２４１％，并且是～定的持久的正向響應(yīng)。第５季度達到最大，為３．５８７ ％，隨后貨幣政策沖擊影響趨于平穩(wěn)，為２．５１４％。這表明貨幣政策 對第二產(chǎn)業(yè)的影響是有效的，這可能是因為第二產(chǎn)業(yè)屬于資本密集度 較高的行業(yè)，受貸款利率的影響較大。筆者注意到：１９９４年－－２００４ 年，工業(yè)貸款和建筑業(yè)貸款總額均占到短期貸款３０％多，遠遠大于農(nóng) 業(yè)貸款的比例：更新改造、基本建設(shè)及總固定資產(chǎn)投資貸款中，１９９７ 年第二產(chǎn)業(yè)分別占了８１％、５９％和６４％，２００２年分別為８１％、４１％和５０％。 貨幣政策沖擊對第三產(chǎn)業(yè)的影響較不穩(wěn)定。前４個季度，第三產(chǎn) 業(yè)對貨幣政策沖擊基本無響應(yīng)，第５季度出現(xiàn)負(fù)向反應(yīng)，隨后從第７ 季度轉(zhuǎn)為正向反應(yīng)，并在第８季度達到最大，為２．８７４％，然后在第 ９季度又變?yōu)樨?fù)向反應(yīng)，此后負(fù)向反應(yīng)顯著擴大。第三產(chǎn)業(yè)對貨幣政 策沖擊整體呈負(fù)向反應(yīng)，但第三產(chǎn)業(yè)中的批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)則對貨幣政 策呈微弱的、持續(xù)的正向反應(yīng)。這可能是因為較寬松的貨幣政策環(huán)境 會刺激人們的消費欲望，帶動國內(nèi)貿(mào)易的繁榮；而第三產(chǎn)業(yè)中的行業(yè) 成分復(fù)雜，有的是資本密集型，如金融業(yè)；有的又是勞動密集型，如 批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)，這兩種要素密集型的行業(yè)對貨幣政策沖擊的反應(yīng)不 一；再加之我國正處于經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型期，這兩種互異行業(yè)在第三產(chǎn)業(yè) 中的比重不定。這就造成了貨幣政策沖擊對第三產(chǎn)業(yè)影響的不穩(wěn)定。 房地產(chǎn)業(yè)對貨幣政策沖擊的響應(yīng)速度較快，但響應(yīng)程度不火，第 ｌ季度為０．７４２％，且波動性較大。實際情況也正如此，房地產(chǎn)行業(yè)

是資本密集型行業(yè)，且大部分資本直接或間接地來自銀行貸款，很明 顯，隨著２００４年兩次調(diào)整利率，造成了房地產(chǎn)開發(fā)成本的提高，促使 全國房地產(chǎn)開發(fā)投資的速度由于利率的上升而增長速度下降。從房地 產(chǎn)投資速度來看，２００４年，全國房地產(chǎn)開發(fā)投資增長速度呈現(xiàn)明顯的 高開低走態(tài)勢，第一季度完成投資１８２０億元，比上年同期增長４１．１％： 上半年完成投資４９２４億元，增長２８．７％：前三季度完成投資８３５７億元， 增長２８．３％：全年完成投資１３１５８億元，增長２８．１％，全年增長幅度與 ２００３年同期和年初相比，分別下降了ｌ－６％和２２．１％。雖然房地產(chǎn)開發(fā) 投資增速回落幅度較大，但投資的絕對規(guī)模仍然偏大。２００５年一季度 １—２月２７％，ｎ ｉ一３月２６．７％的增速是在２００４年４３％５ｆＨ ４１％基數(shù)較高 基礎(chǔ)上的同比增速，從絕對值比較就很明顯說明這一點：如２００５年１ —２月份投資總量１２００億元，已相當(dāng)于２００３年Ｉ一３月１２８５１ｌ億元 投資總量，２００５年Ｉ一３月２３２４億元的投資總量，已逼近２００３年ｌ一５

月房地產(chǎn)投資總量２８０１１３７億元�？梢�，雖然我國房地產(chǎn)投資增速迅
速回落，但絕對投資總量依然偏大，反彈壓力依然存在。因此，利率調(diào) 整雖然對房地產(chǎn)市場的作用很明顯，但是顯然沒有達到政府預(yù)期的效 果。

第四章結(jié)論和政策建議
第一節(jié)結(jié)論
通過以上的分析，我們可以得出如下結(jié)論： ～、微觀基礎(chǔ)是貨幣政策傳導(dǎo)機制中的重要樞紐，微觀主體的行 為對貨幣政策的效果有重大影響。 二、只有當(dāng)中央銀行和公眾都能對對方的策略作出靈敏的反應(yīng) 時，貨幣政策效果才能達到最大。 三、我國微觀主體對貨幣政策反應(yīng)不靈敏，貨幣政策信號未能有

效的引導(dǎo)企業(yè)的預(yù)期，企業(yè)的經(jīng)濟活動沒有攮貨幣當(dāng)局的意圖行事。
四、由于各個行業(yè)的要素密集度不同，導(dǎo)致其對同一貨幣政策沖 擊的響應(yīng)不一。資本密集度型行業(yè)比勞動密集型行業(yè)對貨幣政策的變 化響應(yīng)更迅速，但從整體來看，我國貨幣政策信號對這兩種行業(yè)的影 響程度都不大。

第二節(jié)政策建議
貨幣政策對我國企業(yè)影響較弱導(dǎo)致了貨幣政策最終目標(biāo)的實現(xiàn) 程度不盡如人意。造成這種情況的原因是什么呢，如何提高我國貨幣 政策有效性呢？筆者對此從宏觀和微觀兩個層面進行了分析。 從宏觀層面分析，一是要提高貨幣政策的獨立性。謝平（２００１） “指出我國貨幣政策的決策并非由央行自主決定，＿般的政策結(jié)果是 企業(yè)界、商業(yè)銀行、央行和財政等各個利益集團經(jīng)多方談判、博弈達 到利益均衡的結(jié)果，而央行承擔(dān)的多重目標(biāo)往往使得貨幣政策無所適 從、顧此失彼。貨幣政策獨立性的損失，一則增大了決策時滯，不能 做到前瞻性的宏觀調(diào)控；二則政策實施結(jié)果會有失公平，力度不準(zhǔn)， 損失效力。如果中國人民銀行能像美聯(lián)儲那樣具有制定貨幣政策的高 度獨立性，不但貨幣政策的決策更靈敏，政策的力度把握的更準(zhǔn)，而

柚謝、卜、劉锝良：《從通貨膨＿Ｅ到通貨鬃縮——２【）世紀(jì)９０‘｛二代的中閘貨『ｊ政繁》，兩商財繹人學(xué)…版』１，２００１
４７

且有助于提高貨幣政策的權(quán)威性，使得貨幣政策的信號強度更大，貨 幣政策的示范效應(yīng)能夠火于政策本身所能引起的數(shù)量變動效應(yīng)，這才 是提高貨幣政策有效性的關(guān)鍵所在。 二是要調(diào)整貨幣政策中介目標(biāo)。在制度變化的環(huán)境中，貨幣需求 是不穩(wěn)定的，貨幣供給具有內(nèi)生性，貨幣供給量作為中介目標(biāo)的相關(guān) 性和可控性下降，貨幣政策的有效性就必然下降。筆者認(rèn)為應(yīng)重新考 慮國內(nèi)信貸作為中介目標(biāo)，因為目前獲取金融機構(gòu)貸款仍然是中國企 業(yè)最主要的融資渠道，控制好貸款總額的過度增長就能控制經(jīng)濟過 熱。當(dāng)然這在短期是有效的，但從長遠看，隨著金融發(fā)展和金融體制 的改革，利率等價格型變量應(yīng)是貨幣政策中介目標(biāo)的調(diào)整方向。 三是貨幣政策的實施需要相應(yīng)政策配合。我們知道投資需求受到 企業(yè)家的經(jīng)濟景氣預(yù)期、利率、預(yù)期通貨膨脹率等因素影響，當(dāng)然企 業(yè)關(guān)心更多的是未來的利潤率，當(dāng)利潤率的增長超過了貸款利率的增 長時，投資需求對官方利率的上調(diào)就不會敏感。政府此時應(yīng)有相關(guān)的 加稅等其他相應(yīng)政策措施配套來抑制企業(yè)利潤的增高，貨幣政策效果 才會明顯。 四是中央銀行在實施新的貨幣政策前，要充分考慮到貨幣政策的 行業(yè)效應(yīng)，要區(qū)別對待由于不同原因?qū)е仑泿耪呙舾行圆町惖男?業(yè)。 從微觀層面分析，一是深化國有企業(yè)改革，只有真正體現(xiàn)所有者 利益的企業(yè)才能對貨幣政策做出敏感的反應(yīng)。貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的 調(diào)控效果不僅取決于貨幣政策自身的完善程度，而且也取決于市場機 制的完善程度以及微觀基礎(chǔ)的性質(zhì)。當(dāng)企業(yè)成為自主經(jīng)營、自負(fù)盈虧 的市場主體時，其預(yù)算約束是硬的，央行可以運用適當(dāng)?shù)慕?jīng)濟參數(shù)影 響市場信號的變動，企業(yè)會立即感到盈利狀況的變化，從而調(diào)整自己 的經(jīng)營策略；這樣，央行就可以利用適當(dāng)?shù)膮?shù)引導(dǎo)企業(yè)轉(zhuǎn)向既定的 宏觀調(diào)控目標(biāo)。但目前我國微觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)主體還是國有企業(yè)，而國有 企業(yè)的公司治理結(jié)構(gòu)改革還末全面完成，還沒有使企業(yè)自負(fù)盈虧和處 于硬性的預(yù)算約束之下，我們還能看到它們的背后的政府影子，這就 使得宏觀調(diào)控失去了微觀基礎(chǔ)，宏觀的調(diào)控措施往往難ｒ得到企業(yè)的

敏感的響應(yīng)。比如這次緊縮性貨幣政策所要調(diào)控的一些投資過快行 業(yè)，如釧鐵、水泥、電解鋁等，都是ｇＪｉｌｉ３增長最快的行業(yè)，同時在這 些行業(yè)中國有企業(yè)處于絕對壟斷地位，在部門利益紛爭的格局下，在 地方政府與中央的博弈中，我們的國企往往是對中央的宏觀調(diào)控視而 不見，調(diào)控結(jié)果是非國有性質(zhì)的投資得以抑制，而國有及國有控股企 業(yè)如寶鋼、馬鋼等仍在加快產(chǎn)能擴張。因此只有進一步深化國有企業(yè) 改革，建立完善的公司治理結(jié)構(gòu)，對微觀經(jīng)濟體進行市場化塑造，改 善國民經(jīng)濟運行環(huán)境，才能提高貨幣政策有效性。 二是改善微觀金融環(huán)境，特別是貨幣政策傳導(dǎo)機制中的信貸渠 道。圍家計委宏觀經(jīng)濟研究院課題組（２００１）”認(rèn)為，目前宏觀經(jīng)濟 調(diào)控由直接轉(zhuǎn)為間接，但貨幣市場和資本市場發(fā)育不充分、各類企業(yè) 對銀行貸款的依存度均很高、利率的非市場話形成機制等，造成央行 的貨幣政策在貨幣和資本市場上的傳導(dǎo)受到限制。這就意味著我國貨 幣政策的有效性受制于信用渠道的作用發(fā)揮。這就要求央行要能夠問 接調(diào)控商業(yè)銀行的信貸行為，但央行能否運用貨幣政策直接影響商業(yè) 銀行的信貸行為值得懷疑的，因為作為完全的市場主體，銀行信貸行 為的直接決定因素是新貸款的可獲得率和舊貸款的償還率，實施貨幣 政策導(dǎo)致的利率變動和貨幣供給量改變，往往不能引起銀行貸款的相 應(yīng)變化。目前我國正處于轉(zhuǎn)軌時期的商業(yè)銀行的微觀制度基礎(chǔ)和市場 結(jié)構(gòu)正在變化，央行的間接調(diào)控對商業(yè)銀行的信貸行為的影響力日益 變?nèi)�，前幾年商業(yè)銀行為控制風(fēng)險而產(chǎn)生的“惜貸”行為曾一‘度使央 行的貨幣擴張努力失效，同樣在這一輪宏觀調(diào)控中，商業(yè)銀行為降低 不良貸款率而進行的貸款擴張又極大的抵消了央行的貨幣緊縮效果。 因此應(yīng)促使信貸途徑向均衡信貸配給轉(zhuǎn)化，進行利率市場化改革，進 一步培育貨幣市場和資本市場，改善微觀金融環(huán)境有助于提高貨幣政 策有效性。

ｊｏｆ司矗汁委老虬繹濟㈡ｆ究院課題組
！（）（）１．１１

第三節(jié)進一步研究的想法
關(guān)于企業(yè)對我國貨幣政策有效性的影響的研究，作者還有一些不 成熟的想法： 一、能否將事件研究法（Ｅｖｅｎｔ Ｓｔｕｄｙ）引入貨幣政策效應(yīng)的研究？ 事件研究法目前被廣泛的應(yīng)用于資本市場研究，其基本原理是度量某 一特定事件發(fā)生的前后一段時期，股票的收益率是否有明顯的變化， 是否存在超額收益；如果存在，則表明這一事件對股票市場產(chǎn)生了影 響，政策是有效的。那么我們是否可以應(yīng)用這一方法度量某一貨幣政 策的出臺對實體經(jīng)濟產(chǎn)生的影響，以此來判斷貨幣政策有效與否呢？ 二、動態(tài)隨機一般均衡模型（ＤＳＧＥ）的應(yīng)用。隨著Ｐｒｅｓｃｏｔｔ和 Ｋｙｄｌａｎｄ的Ｒｅａｌ
Ｂｕｓｉｎｅｓｓ

Ｃｙｃｌｅｓ模型的發(fā)展，現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟學(xué)基

本都是在有微觀基礎(chǔ)的優(yōu)化模型基礎(chǔ)上進行研究，主流范式就是ＤＳＧＥ 模型。我們是否可以用此方法測度貨幣政策沖擊與處于經(jīng)濟周期不同 階段的企業(yè)的相關(guān)性，以此度量貨幣政策在經(jīng)濟周期中的效應(yīng)差異
呢？

三、是否存在隱形的貨幣政策傳導(dǎo)機制？現(xiàn)有的貨幣政策傳導(dǎo)機 制理論，諸如利率傳導(dǎo)、信貸傳導(dǎo)等傳導(dǎo)渠道，都是通過利率、資產(chǎn) 負(fù)債表以及外部融資溢價等實際的中介目標(biāo)的變動來影響宏觀經(jīng)濟 指標(biāo)，最終實現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)。我們注意到這些中ｆ司變量的變動其實 質(zhì)是一種信號，它引導(dǎo)人們按照中央銀行的意圖行事，比如中央銀行 提高利率，這就告訴人們你應(yīng)該減少投資和消費了，要給經(jīng)濟降溫了。 如果，｝ｒ央銀行不實際的改變利率等巾介目標(biāo)，只足分析當(dāng)前經(jīng)濟形 勢，表明政策意圖，人們就能準(zhǔn)確理解政策意圖并正確執(zhí)行，那么肯 定能高效的實現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)。也就是說這其ｒ｛】暗藏著一個隱形的貨 幣傳導(dǎo)機制，暫時命名為“心理傳導(dǎo)機制”，中央銀行只要能正確、 有效的改變微觀主體的心理預(yù)期這‘虛擬的中介目標(biāo)，就能實現(xiàn)貨幣 政策最終目標(biāo)。盧｝斯說過“預(yù)期足可以實現(xiàn)的”。

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４２、謝甲、劉錫良：《從通貨膨脹到通貨緊縮——２０世紀(jì)９０年
代的中國貨幣政策》，西南財經(jīng)大學(xué)ｍ版社，２００１ ４３、張曉峒：《計量經(jīng)濟學(xué)軟件ＥＶＩＥＷＳ使用指南》，南開大學(xué) 出版仁｝＝，２００４年

４４、《中國５０００戶工業(yè)企業(yè)問卷景氣擴散指數(shù)表》１９９５年－－２００５ 年各期 ４５、《中國人民銀行統(tǒng)計月報》１９９５年－－２００５年各期 ４６、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｃｅｉ．ｇｏｖ．ｃｎ

后記

對貨幣政策有效性研究這一領(lǐng)域，我一直比較感興趣，并陸陸續(xù)
續(xù)有一些研究成果發(fā)表出來，（《貨幣政策博弈中的長期均衡》發(fā)表在 《西南金融》２００４年第８期，《廠商預(yù)期在我國貨幣政策傳導(dǎo)機制中 的作用》發(fā)表在《西南金融》２００５年第６期，《廠商預(yù)期對我國貨幣

政策有效性影響的實證研究》發(fā)表在《上海金融》２００６年第２期） 本文又加入了４我的。些新的想法，算是在這些成果上的進一步深化， 也算是對這個問題兩年多來的一個思考總結(jié)。
作為碩士畢業(yè)論文，，我對此頗費心血，這讓我第～次感到學(xué)術(shù)研 究的苦悶。不過，苦悶是暫時的，在研究過程中獲取新知識時的興奮 和當(dāng)研究有新突破時激動是讓人永遠值得回味的，更值得珍重的是在 學(xué)術(shù)研究之路上，與老師、同學(xué)之間的濃濃友情。
、

由于未參與過實際宏觀經(jīng)濟管理，所想所寫的僅僅是“紙上談 兵”，故本文難免存在紕漏和幼稚之處，懇請各位老師指正，不勝感 激！

致謝
感謝我的父母，感謝爺爺婆婆，感謝他們的養(yǎng)育之恩，感謝他們
的關(guān)懷和支持，謹(jǐn)以這篇拙文作為兒子送給父母的禮物。 感謝我的恩師張橋云教授。張老師豐富的理論實踐知識、嚴(yán)謹(jǐn)?shù)?治學(xué)態(tài)度、兢兢業(yè)業(yè)的工作精神，樂觀向上的處世哲學(xué)，都給我留下 了深刻的印象，是我一生值得尊敬的良師。在整篇論文創(chuàng)作過程中， 無論是最初的選題，還是論文的形成和定稿，都離不開恩師的悉心指

導(dǎo)，離不開他的耐心幫助。師恩難忘，謹(jǐn)借此機會，向恩師表示深深，
的謝意。
０＋

一√’

感謝趙靜梅博士后，賀國生博士對論文的指教。

感謝宋國軍、唐科兩位統(tǒng)計學(xué)院的同學(xué)在計量分析上的幫助。
另外，還要特別感謝朱南教授在學(xué)術(shù)研究上給予我的諄諄教誨； 感謝童光明老師、尹康茹老師、楊祥茂老師、戴允康、李德和馮燕多 年來在生活上給我無微不至的關(guān)懷和人生道路上的指導(dǎo)。

康莊 ２００６年４月于光華園



  本文關(guān)鍵詞：貨幣政策有效性的微觀基礎(chǔ)研究——基于我國企業(yè)的實證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。