信贷配给与货币政策效果非对称性及“阀值效应”分析(1)

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。Kim D.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。Bruinshfd and Candelon(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FENO.CN]

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：