一致性的冲击响应分析
一、货币政策传导分析的向量自回归模型
自回归的使用是因为方程的右端出现有因变量的滞后值，而称其为向量是因为研究多于两个以上的变量之间的关系。在当前货币政策效果的研究中，向量自回归模型VAR（Vector Auto-regression）是进行冲击响应分析的一个基本的工具。因为在一般的联立方程模型的讨论中，必须要分清内生的变量和外生的变量，而且对这些方程进行估计时，还必须肯定方程组中的方程是可以识别的，为了达到这个目的，常常要假设某些变量仅出现在某些方程中。而VAR模型则不需要对货币政策分析模型中货币政策变量的内生性和外生性作出事先的假定。
用向量自回归模型VAR（q）描述一个经济系统，通常可以表示公式（5-6）的形式：
ZtB1Zt-1+……+BqZt-q+ut（5-6）
其中，变量Zt是n维向量，B是参数矩阵，q是滞后阶数，ut是服从均值为0，方差为δ的白噪声，且向量间是相互独立的。向量自回归模型（VAR）类似于联立方程模型，可以用二阶段最小二乘法进行估计。如果每一方程都含有同样个数的系统中的滞后变量，也可以直接采用普通最小二乘法进行估计。
应用VAR模型对单一货币政策传导不一致性进行分析，欧元区的实践提供了理论与实证分析的平台，在欧盟建设的第三阶段（1999年1月1日）开始之前，盖拉赫与斯梅特斯（Gerlach and Smets）应用G-7国的数据分析了货币政策在各国的传导机制，认为必然存在差异。其后，拉马斯沃米和斯洛克（Ramaswamy and Sloek）分析了单一货币政策在任意两国之间传导效果的差异。埃索坡和温纳斯（Allsopp and Vines，1998）对欧元区实行单一货币政策能否取得一致性的前景进行了谨慎的预期。第三阶段开始后，丹尼尔·麦考伊（Daniel McCoy）针对1972年至1998年的统计数据，应用向量自回归模型VAR（Vector Auto-regression）分析了欧元区13个国家的货币政策传导，认为欧洲货币政策传导的一致性正在加强。金（Kim）则应用货币政策冲击的VAR识别模型，分析了开放经济条件下欧元区四国（法国、德国、意大利与西班牙）货币政策传导的一致性，并认为四国的货币政策传导是具有一致性的。卡罗尔·蒙特塞拉（Carlo Monticell）应用上述类似的宏观经济模型分析了欧盟的货币政策传导不一致性，他的研究认为，经济结构的多样化将影响货币政策传导的效应，并因此在一定程度上导致宏观经济不稳定。上述关于欧元区单一货币政策传导不一致性的研究，广泛地采用了VAR模型进行分析，并使其成为分析货币政策传导差异的主要模型。
向量自回归模型VAR在应用过程中表现出了两个特点，一是前面述及的，其不需要区分内生性与外生性的经济变量，避免了中国货币供应量内生与外生的争论；二是VAR模型不反映货币政策传导的具体结构，该模型并不解释冲击差异产生的具体原因，而认为差异是政策冲击产生的线性组合结果，这也是该方法被称为没有理论的方法的原因。在本书的第二章中，我们指出中国货币供给具有内生性与外生性共存的特征，因而选择自回归模型分析中国货币政策问题，既克服了一般联立方程模型的不足，又符合了中国的现实需要。我们也注意到中国货币政策传导不一致性与欧元区单一货币政策传导不一致性在产生的原因，表现的形式上存在诸多的差异，但是VAR模型分析的只是单一货币政策在不同地域差异的存在性与差异存在的程度，在应用VAR模型分析货币政策传导不一致性上，主要的差异表现在对经济变量的选择上，欧元区的货币政策指示变量通常是利率，而中国货币政策的中介目标是货币供应量，从而本书倾向于采用货币供应量作为货币政策的指示变量。国内的学者也曾应用VAR模型分析货币政策的效果问题，如刘斌与陈飞。本书进一步扩展应用向量自回归模型VAR分析中国地域差异引致的货币政策传导不一致性，根据不同地域产出与价格变量对货币政策指示变量冲击的响应差异，定性的分析区域间传导差异程度。
二、中国货币政策传导的VAR模型
根据向量自回归模型的基本原理，构建中国货币政策传导分析的VAR模型，所选择的时间序列向量包括三组变量：名义国内生产总值GDP、广义货币供应量M2和消费价格指数CPI。所采用的数据都是源于统计资料的名义值，没有进行人工处理。
在公式（5-7）的两边乘以B-1，可以得到向量自回归模型的标准形式：
其中，GDP、M2与CPI分别是我们要分析的变量，A1是带有滞后算子的三阶多项式矩阵，et白噪声。前面是我们已经对所有变量进行了单位根的检验，这些变量自身是不平稳的，但是其一阶差分是稳定。因此，所有的变量经过取自然对数，再进行一阶差分后仍用原字母表示。基于SC与AIC信息准则，VAR方程中的每一个变量都使用包含常数项在内的二阶滞后。这个模型实际上是反映了Fischer交易方程。根据前面提供的全国与不同区域的相关数据，估计所建立的VAR模型。求得全国向量自回归动态方程如下：
LNGDPV是GDP增长率自然对数值，LNM2V是广义货币供应量M2增长率的自然对数值，LNCPI是消费价格指数的自然对数。估计方程下的第一个括号内的数字是标准差，下面第二个括号内的数字是t统计量的值。估计方程的相关统计指标。
对不同区域的向量自回归动态方程进行估计，可以获得七个地域分别关于产出、价格与货币供应量增长率的估计方程。
三、不同地域货币政策的冲击响应分析
全国与代表性地域的估计方程都通过了统计检验，根据这些向量自回归动态方程就可以进行货币政策操作的冲击响应分析。按照伯南克和布林德（Bernanke and Blinder）的方法，首先选择一个变量作为货币政策指示变量，也就是说，短期内这个变量的波动是由于货币政策变动引起的，而不是由非政策因素引起的。本模型中选择M2作为货币政策指示变量，一是该指标是目前中国货币政策传导的中介目标变量，而且其与货币政策最终目标的相关性要好于利率等价格指标；二是下面进行的granger因果检验支持了本书进行这样的选择。
（一）Granger检验与冲击变量选择
在时间序列分析中，通常考虑一个变量依靠另一个变量，但这并不意味着具有因果关系。为解决这个问题，当两个变量之间在时间上（temporally）有先导-滞后关系时，格兰杰（Granger）从统计上（Statistianlly）提出了一个比较简单的因果性检验（test of causaltiy）方法。Granger检验假定有关X和Y的每一个变量的预测信息全部包括在这些变量的时间序列之中，X与X自身以及Y的过去值有关，对Y也假定了类似的行为。通过估计回归方程（5-9）和方程（5-10），分析变量间的因果关系。
其中白噪音α1和α2假定是不相关的。通过回归分析可以分为四种情况：
（1）如果对方程（5-9）中滞后Y所估计的系数作为一个群体是统计上异于零的，并且对方程（5-9）中滞后X所估计的系数作为一个群体不是统计上异于零的，则表明有从Y到X的单向因果关系（undirectional causality），即Y是引起X变化的原因。
（2）反之，如果对方程（5-9）中滞后Y所估计的系数作为一个群体不是统计上异于零的，而对方程（5-9）中滞后X所估计的系数作为一个群体却是统计上异于零的，则表明存在从X到Y的单向因果关系（undirectional causality），即X是引起Y变化的原因。
（3）如果X和Y的系数集在两个回归中都是统计上异于零的，则表示X与Y具有双向（bilateral）因果关系。
（4）如果X和Y的系数集在两个回归中都不是统计上异于零的，则说明两个变量之间是相互独立的，没有因果关系。
根据Granger因果检验的原理，本书从因果关系的角度分析M2作为货币政策指示变量的可行性，建立货币供应量M2与产出GDP和物价指数CPI的估计方程如（5-11）和方程（5-12）。应用Granger因果检验如何确定回归中的滞后项个数是关键的一个问题，目前普遍是采用Akaike信息评价标准（AIC）和Schwarz评价标准（SC）确定Granger因果检验中滞后长度。按照AIC评价标准和SC评价标准确定本书Granger因果检验的滞后长度为2.本书应用Eviews经济计量软件包进行计算，M2与GDP的Granger检验结果见。
Granger因果检验的结果说明M2的变动可以解释为GDP和CPI变动的原因，反之，GDP和CPI的变动不能解释M2变动的原因。也就是说，广义货币供应量M2可以作为GDP和CPI的原因，根据这种关系，采用M2变动作为货币政策变动的指示变量是可以接受的。
（二）冲击响应的曲线分析
根据上述的分析，对建立的VAR模型进行估计。为了对产出、物价与货币供应量的动态特性有一个清楚的了解，对前述的估计方程进行冲击响应（impluse-response）分析，即以货币供应量为冲击变量表示货币政策的操作，计算一个单位的货币供应量冲击（一定程度的货币政策冲击）对产出、价格和自身的影响。这种影响的反应过程，由获得的冲击响应曲线描述。
可见，货币供应量的变化所代表的货币政策操作短期内对产出的波动的影响是明显的，GDP与M2同向变动，在冲击产生后3个时期货币政策效果达到最高点，高于4%。10个时期后，货币供应量的冲击（货币政策冲击）的效果逐渐消失。也就是说，货币供应量的变化对产出产生长期的影响，这也支持了货币政策长期中性的经典观点。货币供应量对自身的影响是逐渐降低的，并最终能够被真实经济增长所吸收。货币供应量的增长对物价的影响表现了与产出的同波振动，物价反应的最高点在货币供应量冲击发生后的3～4期之间从一定程度上说明中国短期菲利浦斯曲线的存在。6期之后，货币政策冲击的影响显著减弱，并在10期后趋于消失。按货币经济理论的观点，货币供应量的增加最后将体现在物价上。但是我国的物价在货币供应量冲击是影响下却是逐渐走低，并在一个较低的水平上保持了稳定，一方面说明了货币供应量的冲击对产出与物价都有影响，另一方面表现了中国货币政策传导的特殊性。弗里德曼认为货币供应量的变化只是在短期内（5～10年）影响产量，而长期（10年以上）只影响物价的观点与本书的分析基本上是符合的。根据本书的分析，货币供应量变动即货币政策的变动长期是超中性的。
由于中国实施的是统一的货币政策，因而中国不同地域内的货币政策传导机构面对的是相同的货币政策冲击，我们依然采用货币供应量作为冲击变量，考察不同地域的产出与物价对1个单位货币供应量冲击的响应曲线，冲击响应获得的曲线，分别代表所选的7个不同地域的产出与物价对同一货币政策冲击的动态冲击反应过程。不同地域的产出表现了很强的一致性，对政策冲击表现了反应方向一致性的波动。而且冲击响应曲线的最高点均出现在货币政策冲击之后的第3年左右。传导的不一致性虽然存在，但更多地表现在了冲击响应的程度上。山东省与浙江对1单位货币供应量的增长的反应最高点都在3%以上，浙江省对货币政策冲击的响应更是高于6%。而中西部区域的响应曲线的最高点基本上都低于3%，西部省份的广西壮族自治区的波峰更是低于1.5%。说明经济发达地域对货币政策冲击的敏感性高于经济不发达地域。不同地域产出响应曲线的波动表现出了货币政策传导过程的差异，不同时点上的产出程度不同。但是，中国不同地域的货币政策传导过程中更多的是表现出货币政策的一致性，且表现出了货币政策短期非中性而长期中性的特点。物价对货币政策冲击的响应曲线所表现的不一致性明显要高于产出对货币政策冲击响应的不一致性。主要表现在三个方面：一是，物价波动并非是全部同向的趋势，广西壮族自治区的物价响应曲线与其他地域表现了相反的趋势。二是，经济发达地域与全国物价冲击响应曲线保持了比经济欠发达地域更高程度的一致性，说明经济发达地域的经济状况主导了全国货币政策传导的冲击响应过程。三是，不同地域的物价冲击曲线表现出了与全国物价冲击曲线不同的特性。虽然货币政策长期中性的结论不变，但是物价受货币政策冲击的影响不是逐渐消失，而是逐渐稳定于一定的价格水平，山东省与青海省的冲击响应曲线都表现出了这样的特征。但是即使是物价的冲击响应曲线，其所表现的一致性也要强于其所表现的不一致性，冲击响应曲线的最高点都出现在3年左右，并且物价波动的趋势也基本相同，而产出的冲击响应一致性更高。
综上所述，中国货币政策传导的地域不一致性虽然存在，但是并没有对货币政策最终目标的实现发生决定性影响。而且货币政策的性质和职责决定了货币政策操作不能解决结构性差异带来的问题，因而，中央银行不必对货币政策传导的地域不一致性作出更多的反应。但这并不意味着对货币政策传导的不一致性不予以足够的关注。由于中国货币政策的多重任务的要求，必然要求中央银行在货币政策操作中，考虑对某些特殊领域的信用进行直接或间接地控制。
