货币供应量作为货币政策中介目标有效性分析

1、货币供应量作为货币政策中介目标有效性分析基于S77?模型的实证分析湖南大学 蒋赞、李超、邓玲玲摘要货币政策中介目标有效性是货币政策能够有效传导和对宏观经济产生效应 的重要前提，本文基于非线性的半滑转移（LSIR）模型构造了以Divisia货币供 应量和简单加总货币供应量统计口径为基础的货币盂求函数模型进行实证研究。 研究表明：运用简单加总货币供应量不能够产生稳健的货币需求函数，同时DM】 由于各货币资产流动性与M差异不明显，导致其货币需求函数模型参数也不具 有稳健性，而运用DMm能够估计出稳健的货币需求函数，而且也验证货币政策 传导效应存在不对称性，机制转移过程是处于半稳转换状态。因此以DM?

2、作为 货币政策中介目标能够很好的监测货币供应对宏观经济影响，能够提高货币供应 量作为货币政策中介目标的有效性。关键词：货币供应皐半滑转移模型不对称性一、文献综述二、模型理论假设三、理论模型的构建四、货币供应量的测度五、实证分析六、结论分析与政第逢议一、文献综述货币政策是对宏观经济进行调控的重要措施，我国货币政策最终目标是实现 物价稳定以及保持国民经济持续健康稳定增长。货币政策最终目标的实现是遵循 相应传导路径，即通过其对中介目标的调控，依着传导路径來最终影响货币政策 目标，而货币政策通过中介目标对最终目标要产生预期影响的前提是中介目标必 须具有可控和可测性，最重要是与最终冃标之间的相关性必须非

3、常高。货币政策 的中间目标一般包括利率、货币增长率以及信贷增长率（多恩布什，2010）,由 于我国利率没有实行市场化，其对资源的配置效应不是很明显，所以较难对最终 目标达到预期的效应，这也町以从近一年内我国对利率的调控效应可以得出结 论，信贷增长率由于不能全而反映金融与经济增长关系，且随着金融工具口益丰 富，致使信贷增长率与货币政策最终目标相关性趋弱，因此我国央行更多的是将 货币供应量作为货币政策中介目标。然而，近几年实践表明，我国货币供应最与国内生产总值、居民消费者价格 指数等相关经济指标的相关性正处于逐渐降低的态势，从货币数量论角度来理解 货币供应量对实体经济的影响，实体经济的名义增长可以

4、归结于货币供应量的增 长，但是从名义GDP和名义货币供应量（MJ数据分析，两者的变化数量不 一致，英至变化方向呈相反方向，实践与理论的不一致促使央行提出新的统计监 测目标礼公融资总疑，使之能全面反映金融与经济增长之间的关系。从实证理论 角度分析，货币供应量作为我国货币政策的中介目标的有效性遭到了相关学者的 质疑，常玉春（2004）在AD与AS方程基本形式上，结合后顾性与前瞻性模型 的不同动态特性，采用混合型模型来考察货币供应最作为中介目标的有效性，分 析结果表明我国货币供应星与经济指标CPI会出现背离象限，且经济的长期增 长路径长期依赖于货币部门以外的实质性因素。封思贤（2006）运用WR模型

5、、 脉冲响应函数以及预测误差方差分解，来考察货币供应量与GDP增长率和消费 者价格指数之间关系，分析结果表明M.对实际产出造成短期波动，但长期影响为零均衡水平，同时货币供应最对消费考物价指数增长率的影响并不显苦。何林、 吕红娟等（2010）也是运用PXR模型和脉冲响应函数，分析结果表明我国央行 对货币供给控制逐渐趋弱，货币内生性逐渐增强，致使货币供应最货币政策的最 终目标的相关性逐渐减弱，货币供应最作为货币政策中介目标的有效性正在降 低。国内学者在分析我国货币政策中介目标有效性减弱原因时是从货币经济理 论角度來阐述，没有从我国货币供应量统计口径核算角度來分析，以及没有考虑 货币政策传导机制的非

6、对称性。常玉春（2004）认为是公众预期的变化、利率管 制以及证券市场冲击导致我国货币政策传导机制的失灵或扭曲。封思贤（2006） 认为我国外汇管理体制以及货币流入股市和银行体系“黑洞”等对货币供应量有 效性进行了干扰。而何林、吕红娟等（2010）等认为是由于货币内生性的逐渐增 强才导致货币供应最作为中介目标的有效性降低。国外学者则依据Divisia货币 总童研究货币需求函数表明模型参数稳健性较强，能够很好的估计货币需求转移 机制，如Bamett （1984）根据Francois Divisia构造的资产服务支出指数，运用 格兰杰因果检验和VAR模型等估计货币需求函数，并对参数进行了稳健性检验

7、, 结果表明运用Divisia货币总量构造的货币需求函数参数较简单加总货币总量构 造的货币需求函数参数稳定，随后国外学者对此进行更为深入的研究，C. James Hueng （1998）旨在开放经济体下构建现金预付模型，结合相关协整理论对加拿 大的Divisia货币供应量进行实证分析，结论表明运用Dixisia货币供应星能构建 较为稳健的货币需求函数。而国内学者都是基于货币供应最简单加总来分析缺乏 有效性原因。但货币供应星简单加总核算有一个重要的假定是各资产具有同质 性，即各加总资产具有相同的流动性或者货币性，但是货币供应最（MJ加总项中的流动现金、活期存款、定期存款、储蓄存款以及其他存款的流

8、动性显然不 一，且其各资产的收益率也是不一，因此就不能通过简单加总來反映实际货币供 应量，本文考察货币供应量作为货币政策中介目标有效性就是基于此角度，即采 用加权货币供应量。加权汇总的基本思想是根据每种金融工具放弃的资产利息的 大小來衡量其货币性强弱，即放弃的利息越多，意味着货币功能越强（许涤龙， 2008）o同时上述学者构造的货币需求函数假定货币政策传导机制在面临相反方 向冲击干扰时，具有相同力度的效应，从而所构造的模型也是具有对称性。但是 据货币经济理论表明，货币政策在经济衰退时所具有的效应会小于经济扩张时所 具有的效应，故而在经济衰退时凯恩斯学者更多的强调采用财政政策来复苏经 济。除了经

9、济周期原因所引致的不对称效应，还有地区间差异、央行与金融机构 之间的信息不对称等因素。因此本文基于货币统计最核算和货币政策传导机制中 所存在的信息不对称角度来估计货币需求函数，从而测量货币供应量作为货币政 策中介目标的有效性。二.模型理论假设货币供应量作为我国货币政策中介目标用來监测和调节宏观经济一直遭受学者的质疑，M和M?作为货币供应星己不能较为准确的衡量我国现有流动性, 并且受我国经济政策历经革新，乂由于经济周期货币政策传导机制完善等冲击干 扰，导致我国货币需求函数稳健性较低，不能够准确反映宏观经济状况变动，不 便于央行相机抉择。但由于很多学者考察货币供应量作为货币政策中介冃标有效 性时所

10、采用的是基于线性对称的计屋经济模型，而且由于我国货币供应屋是简单 加总而得，违背了消费者理性或渐进理性原则，从而造成理性消费者就会选择机 会成本最小的货币资产，但在现实世界中大多数经济主体持有的是具有不同机会 成本货币资产的组合。本文主要依据以下假设：假设不同统计口径的货币供应量的货币需求函数稳健性具有差异性简单货币加总一个重要假定就是各项货币资产的流动性服务程度一样，从而 资产收益率相同。基于这样的假定导致我国流动性过剩程度被高估，货币政策制 定者就不能止确制定下次货币供应量调节政策，易造成宏观经济状况不稳定。因 此本文依据各项货币资产收益率來计算加权货币总量。基于资产收益率角度巴内 特(B

11、amett)于1980年将微观经济总量理论、统计指数理论与货币理论结合起 來，运用消费者最优选择模型导出了 Divisia货币总星的概念，实现对流动性服 务程度的测最，其对美国货币需求函数估计表明，运用Divisia货币总最做货币 供应量能够估计岀较为稳健的模型参数。因此本文认为可以从加权货币总最角度 來探讨货币需求函数，同时比较不同口径下模型货币需求函数模型参数的稳健 性。假设2：货币政策传导效应的非对称性货币政策效果会依据所处经济周期不同而产生不同的效应。经济衰退时期， 货币政策效应会低于财政政策，而在经济繁荣时期，货币政策效应会大于财政政 策，这是因为经济主题对货币供给的收缩与扩胀反映不

12、一。货币供给的减少相当 于经济中信用减少，这就会迫使需要通过信用贷款来维持运营的经济主体减少产出，而货币供给的增加通过增加金融机构的贷款意愿，导致经济主体的偿款和借 款意愿具有不对称性，同时经济很可能具有一定程度的价格和名义工资向下刚 性，而在他们增加上却有相当大的弹性（杰格迪什，2005 ）o这些原因导致货币 政策转移机制过程中具有不同的效应，这种非对称性的存在有可能使得线性时间 序列模型参数不稳健。三、理论模型的构建3.1基于凯恩斯与弗里德曼理论的货币需求函数构建货币供应量作为货币政策中间目标的有效性是货币政策传导机制能够健全 运行的前提条件，也是对宏观经济能够进行有效调控的重要前提，所以

13、正确多角 度分析货币供应屋作为货币政策中间目标的有效性是很有必要。因为稳定的货币 需求函数是货币总量作为有效中介目标前提的必耍条件（左柏云、付明卫,2009）, 所以本文从货币需求函数稳定性角度分析其有效性。关丁货币需求函数的构建，凯恩斯从交易动机、预防动机和投机性动机三个 角度考察货币需求，基于资产组合的价值角度分析得出其与居民的收入呈正相关 关系，与市场利率呈负相关关系。弗里徳曼在重述货币数量论中指出，货币需求 取决于财富，而不是当期收入（弗里徳曼，2000）,随后根据美国估计货币需求 函数经验表明，用财富估计的货币需求函数比用当期国民收入估计的货币需求函 数更加稳定（杰格迪什，2005

14、）o财富可以分为非人力财富和人力财富两个分量, 非人力财富是描经济中的资产总值，人力财富是插当前和未来劳动收入的贴现 值，其在统计上都具有一定的不可测，在实际估计货币需求函数时使用的是永久 性收入作为财富的替代（杰格迪什，2005 ）o根据我国货币供应量统计层次结构, 我国M2包括的资产中期限较长的资产占据较大的比重，而Ml包括流通现金和 活期存款，期限较短的资产比重较大，这种比例关系在加权货币供应量中也会有 一定程度的保持。因此根据凯恩斯货币需求理论，需根据货币资产结构不同而采 用不同利率或利率组合来构造货币需求函数。但是由于我国没有完全实现利率市 场化，尽管有部分利率已经市场化，但不能反映

15、中国整体对货币资金的需求。故 本文选取消费者物价指数作为唯一的机会成本变量来衡量其对货币需求的影响。(1)本文根据上文理论经验描述，采用的模型形式为：nf = % + ayytp + arCPIt + ut式(1)中叫1为货币余额，y：为永久性收入，式(1)是基于永久性收入建 立的货币需求函数。列里徳曼依据适应性预期，假设永久性收入是建立在现在和 过去现实收入的基础上，因此其函数表达式为：ytp =欣 + 6>a-02yt_2 +如-了.(2)式(2)中A y°代表现在和过去的现实收入，其中&为已知参数， 0<<9<1,由函数(2)可知，永久性收入为过

16、去现实收入的加权半均值，其从函 数(2)可知：ytp = 6>yt + (l-6>)yt(3)经过函数(3),以及相应滞后一期的运算可以得到式(4)：nf =兔0+ 0y 內上 + «rCPIt-ar(l- 0CPI-1 + Q -+ ut-(l-(4)经过相应转化，函数(4)变形为函数(5)：诃=几 + 0 + /?2CPIt + 耳(5)式(5)中的CPI,为当期物价环比指数。但是考虑货币需求函数模型具有非对称效应，所以我们有必要建立非线性的 货币需求函数，在建立非线性的货币需求函数时本文使用STR,其中STR(Y 滑转移回归模型)是一种典型非线性模型。3.2平滑转移

17、模型半滑转移回归模型(smooth traiisition regression)是平滑转移|'|回归模型的改 进，平滑转移回归模型的改进形式主要有两种形式，一种是LSTAR (对数平滑 转移)和ESEAR (指数平滑转移)。本文主要侧重于LCTAR模型的应用，其模型 表达形式分如下：% 二 04+&46(鼻；乙c)+q,ulid(0,夕)G(/> c,st) = (l + exp-/n(st-ck)y/ >0(6)k=l式(6)可以分为两部分，即线性部分和非线性部分，其中4齐)'是(mxl)xl 的解释变量，其中 w； = Qg、,yt.p) , % =(

18、%，xj, 0和&分 别代表线性和非线性部分的参数向屋，G(st;y,c)为转移函数，其取值范围介丁0 和1之间，q为转移函数中的转移变最，卩和c分别称为半滑参数和位置参数， 平滑参数决定着转移函数变化的平滑性，而位置参数可以理解为两种机制或多种 机制转换的门限。33平滑转移模型估计与检验对数平滑转移模型的估计过程分为三个步骤，分别是模型选择，模型估计以 及模型评价。331模型选择模型确定主要依赖于解释变量滞后阶数P ,模型线性以及转移变量耳的确定, 滞后阶数可以依据VAR模型的判定方法來确定模型是否具有非线性，以及非线性 的表达形式的确定都是通过线性回归模塑和辅助回归模型的残差平方和

19、所构造 的统计星來确定，辅助回归方程的表达形式如下： %=04+乞几砒+口：(7)J=1辅助函数具体形式的确定依赖于转移变量是否是斗的一部分。H。： 0 = 02 = 03HO4： = o各统计量F,巧,巧,巧的原假设为：日03：住二0|03二0H02 ： 01 = 0 | 02 = 03 = 0通过对H。的判定能够得出各变量之间是否具有非线性关系，而对Hg'Hg和 H。?的判定能够得出该模型的状态转移机制类型，确定位置参数的个数，从而判 定转移函数的具体形式。而转移变量q的确定可以不依赖于转移函数而确定，可以通过确定各候选转 移变量所计算出來的统计暈LM來判定。LM1判定形式为：“(

20、SS%-SSR)/3 (p + 1)LMi( o1SSR/fT-4(p + l)(8)SS%代表基丁原假设为线性性所回归和齐的残差平方和，而SSR为辅助回 归方程的残差半方和，因此从统计量构造来观察，使LM】值的转移变最即为所需。3.3.2模型估计合适初始值的确立对于非线性模型估计非常重要，因为初始值的确立对于算 法的收敛具有很重要的作用，从而能够较容易获得非线性最优模型。初始值的确 立主要是指平滑参数7和转移参数c的初始值，确立过程主要运用系统性的依靠 格点搜索法，一般假定转移函数为：G（ /, c, st） = （1 + exp - / fl（st - ck） / cr J ）_1（9）k

21、=l其中6,为转移变量的样本标准差，同时假定平滑参数卩约无标度，这个有 助于决定这一参数的格点值。而位置参数C一系列有意义的格点值可以定义为转 移变量的样本分位数。这样能够保证转移函数中各参数值能足够包含每一平滑参 数和位置参数的样本方差。然后可以通过合适的初始值来迭代从而估计出模型。3.3.3模型评价平滑转移回归模型的评价与通常线性回归模型评价类似，主要也是分为残差 白相关、模型参数的稳健性、ARCH效应以及正态性检验等。34货币需求函数的STR模型在此我们在式（5）的基础上，结合上文介绍的LSTR模型构建相关的货币需 求函数。相应的货币需求函数模型为：nf =A + AX+ ACPI： +

22、 禹 CP4 + 加认 + （妬 + 喊 + d2CP + $CPL + Q 呛）GG ;y,c）（10）式（10）的CPIt代表当期物价环比指数，y,代表现在的现实收入，叫1代表 了货币供应量。!1!、货币供应量的测度41货币供应量层次结构划分我国货币供应量统计结构层次的划分依据是各货币资产的流动性，随着我国 社会主义市场经济地位的确立，依靠货币政策微调宏观经济已经变得越来越频 繁，因此我国货币与金融统计在考虑我国实际情况基础上与国际接轨程度越來越高，各货币层次结构划分的国际趋同性和国际可比性也逐渐增强。我国现行货币 层次结构主要包括M。、M】和M?,货币性依次减弱。其中M。所包含的货币资

23、产为流通现金，M所包含的货币资产为M。和活期存款，M?所包含的货币资产 为和定期存款、储蓄存款和其他存款。我国现如今的货币核算方式为简单加 总法，但是简单货币加总的必要条件是货币资产之间具有完全可替代性，近些年 实证研究表明货币资产之间的替代性较低(WilliamA.Baniett, 1981),所以需要 根据各种货币资产的货币性程度对其进行加权，从而使货币供应量与货币经济理 论一致。Bamett (1981)根据Francois Divi si a构造的资产服务支出指数，提出用 其屮的物量指数来衡量加权货币总量，权重的根据在于相应资产在某一时期流动 性服务支出中所占的份额，Dhisia货币供

24、应量物量指数强调的是货币作为交易 媒介的功能。由于本文对不同统计口径货币供应量的需求函数进行研究，所以以 (10)式为基础，分别建立M1,M2,Divisia MDivisia M?四种不同统计口径 下的货币供应量需求函数。下面对于Divisia货币供应帚物量指数的构造原理进 行简单的介绍。4.2 Divisia货币供应量指数构建根据统计指数理论，同时结合柯布一道格拉斯生产函数，构造的在T时期n种 货币性资产的Divisia总暈D,(屯，,耳)的表达形式为：nDC”尸口席(ii)1=1其中Dt表示第t时期Divisia总星，屯表示第t时期第i种货币资产的存量， 表示第t期第i种货币资产的流动性

25、服务支出中所占份额。对(1)式进行对数 化，可得：(12)1=1同时，Divisia数最抬数在t时期和t-l时期之间变化率的表达形式为：nIn D-lnDi 二s； (In 入一山入-J(13)1=1其中s：=（%+Sz）/2。而名义s厂= 4”氓一。，实际£ % Ph 7-£ P“（ R - 从）1-1丄 + £1-1%t R T”/1；R= 皆-。，p/弋表的是第t时期第i种货币资产的价格，咕i=i丄 + £i=i代表第t时期的第i种货币资产的收益率，R代表所有非流动性资产的收益率。sit 是基于使用者成本角度來构建，实际使用者成本的表达式为冬二也，

26、使用者成本 有个假定就是各货币资产收益率的差别是來门于其流动性差异。但是Barnett （1981）将表示为p定义为生活成本指数，在实际应用中运用消费者价格 指数等反映生活成本的指数來衡量。但两者在Divisia货币供应量物量指数核算 上具有一致性，因此本文采用物最指数进行实证分析。4. 3我国Divisia货币供应量物量指数核算43.1各货币资产收益率和基准收益率根据Divisia货币供应最物最核算指数，本文需计算各货币资产的收益率。 据货币经济理论可知，流通现金具有能够完全表现货币的支付手段功能，因此其 收益率为零。而活期存款是仅次丁流通现金能将货币支付手段和流通手段表现较 好的资产，因此

27、流动性也较强，但是我国对活期存款也支付一定利息，因此活 期存款是能获取一定收益。定期存款所指为企业定期存款，期限包括3刀、6刀、 1年、2年、3年和5年，每个期限的资产收益率不一，而一年期企业定期存款 利率是我国定期存款利率中的基准，是具有代表性的经济杠杆，在宏观经济体系 中发挥着较为重要的作用。储蓄存款包括定期储蓄存款和活期储蓄存款，储蓄存 款在利率设置上与定期存款利率一致，因此其代表性资产收益率仍然确定为一年 期企业定期存款利率。其他存款包括种类比较多，资产结构较为复杂，具体包括 信托存款、保证金存款、委托存款、违规其他存款、财政预算外存款、租赁保证 金存款、外资银行人民币其他存款以及应解

28、汇款与临时存款（左柏云、付明卫， 2009）,信托存款是指信托机构按照委托人的要求，基于特定目的吸收进來代为 管理的资金，存款利率主要依赖保本保值利率和分红，而保本保值利率与银行的 固定利率相同，保证金存款是指存款人在银行办理相关业务时用作资金保证的存 款，该款实质上是一种单位存款业务，因而可以适用单位活期存款或单位定期存 款利率，租赁保证金存款也是如此。财政预算外存款根据规定也是依据单位定期 存款处理。临时存款是存款人因临时需要并在规定期限内使用而开立的银行结算 账户，实质上等价于单位活期存款，可以参照活期存款利率。因此总体上其他存 款还是比较适用单位定期存款，因此本文对其他存款也采用一年期

29、企业定期存款 作为其代表性资产收益率。DiSsia货币供应量核算是依据货币资产所提供的流动性服务來对各货币资 产存量进行加权计算，因此棊准资产收益率作为流动性服务测度皋准，必需能够 代表所有非流动性资产收益率，也必须符合与其他货币资产的利率差异仅仅來源 于他们所提供的流动性服务差异。但由于我国银行主要收入来源存贷款利息差， 中间业务收入占比较小，并且各对应货币资产结构的基准利率是由中央银行决 定，银行体系监管较严，银行之间提供服务的差异较小，因此各货币资产利率能 够较为纯粹的反映其流动性服务能力差异。根据我国现行银行负债结构可以得知 五年期定期存款利率是我国现行资产结构中流动性较差收益最大的利

30、率，因此可 以用來作为基准资产收益率。Divisia货币供应量核算结果见附表。4.3.2不同统计口径的货币供应量描述本文数据主要來源于中国人民银行网站，中国金融统计年鉴和国泰安数 据库。样本期从1997年第一季度到2011年第一季度。据此对上述数据进行描述 分析，分析结果见表1。表1各变量描述性分析MeanStdevVarianceSkewnessKiutosisDistributionDM.94054.7769984.314.9 X e90.9863862.936442不服从正态分布M、296639.6191060.93.65 Xe100.94928372.828955不服从正态分布DM】5

31、9395.6242528.761.81 Xe91.0650553.141147不服从正态分布10311966439.94.41 Xe90.96691872.956463不服从正态分布据表可知，经过加权核算的货币供应量均值相对应的比简单加总的货币供应量小，其标准差也下降很多，表明从加权货币供应量來分析，我国货币供应最增 长速度比较缓慢，流动性过剩程度并没有想彖中严重，现存通货膨胀并不主要是 货币供应量的增加，也有可能是我国结构转型所导致的。同时，这也能说明我国 货币供应量结构上并没有发生较大的变动，金融创新的影响并不足以改变货币需 求函数的稳定性。这也可以从四者对比关系图得知：图1DM3% M2

32、% DM和Ml对比关系图图1直观表明我国货币供应量流动性可能并没有如M?和M所阐述的严重， 相对于M?和M,加权核算后的货币供应星并没有较之明显的时间趋势，整个数 据生成过程可能是处于一种较为平稳状态。五.实证分析51数据处理当期收入本文采用季度国内生产总值，然后将国内生产总值除以以1997年 第一季度为定基指数的季度CPI，基期CPI计算是先根据以国家统计局公布的 2005年CPI的月份环比数据为其他各年相应月份的基期，向前向后推算CPI, 然后转化为以1997年第一 J为基期的数据，接着季度数据，最后转化为以1997 年第一季度为100的CPI基期数据。季度国内生产总值具有明显的季节性，因

33、此 本文先采取X-12法消除其季节趋势。为了使数据都具有半稳状态过程，对nf和 冬血预先采用对数化处理。数据都來源于国家统计局，中国金融统计年鉴和 中国人民银行网站。5.2平稳性检验本文对各丿子列进行平稳性检验，验证数据生成过程是否具有可预测性和可延 续性等，所采用的方法为ADF和KPSS单位根检验。ADF检验和KPSS检验的差异在于其两者原假设不一致，ADF检验假设原假设存在单位根过程，而对于 宏观经济变量，经常无法拒绝原假设，因此导致单位根检验功效不高。为此本文 采用KPSS检验作为ADF检验的补充，从而能够综合提高单位根检验的功效， 保证模型建立时不会存在伪回归。根据表2的结果可知，各序

34、列都处于半稳状态。«2单位根检验结果变量ADFKPSS统计量临界值统计量临界值LNM-6.512-2.947*0.05290.146*lnm26374-2.947*0.0520.146*LNDM6378-2.947*0.05250.146*lndm3 5.801-2.947*0.05240.146 材LNRGDP6349-2.947*0.05140.146*CPI-3.342-2.929*0.07660.146*注：运用STATA11.0计算ADF检验统计疑值需喽确泄滞后项，上耍依据協后阶滞后项能否 通过显苦性检验.滞后项的不同从而导致检验统计杲的临界值不一.表格中KPSS检验统计彊

35、值圧 指滞后五阶所对应值，其在前四阶以及后六阶都小于临界值。临界值呂信水平为0.05.5. 3模型选择本文依据VAR模型框架來确定滞后阶数。主要是通过simi.o的程斥命令 实现各模型和应滞后阶数的LR、FPE、AIC、HQIC和SBIC ,依据判定准则 来确定滞后阶数。具体结果见表3。表3LSIRS型最优滞后阶数模型In MjlnM2In DM】In DM2LR25. 765*27. 036*27. 391*25. 545*FPE0. 197309*0. 20933*0. 23966*0. 285718*AIC1. 21349*1. 274*1. 40931*1. 58509*HQIC1.

36、24208*1. 30259*1. 4379*1. 61368*SBIC1. 28781*1.34835*1. 48366*1. 65994*图2 LNM模型格点搜索的等高线图图3 LNM模型格点搜囊的平面图注：*代表经过VAR模型选择确定的就优滞肓阶数.木文限-篇幅故只选収所确定愎有阶数一阶信 息准则值5. 4线性假设检验及其模型的确定从表4的结果中可以看出，Divisia M模型，M模型与M?模型的F值均远 远小于5%,故在5%的显苦性水平上，我们拒绝了四种模型均为线性模型的假设, 接受四种模型均为非线性模型的假设。与此同时，在F、F4、F3、F2中，F4的 值均为最小的，根据前面的介绍我

37、们可以得出四个模型的转换函数的形式均为 LIRlo表4线性假设检验和模型选择检验结果模型转移变最FF4F3F2模型选择LNMjTREND9.3034e-043.9096e058.5291e-013.6517e-01LSIR1LNM.TREND1.4933e041.4801e-031.5191e-018.9518e-03LSIRlLNDMjTREND2.8135e-042.9311 e-041.1397e-011.6159e-01LSTR1LNDM.CPI8.9717e-047.6344e031.2121e-021.4055e-01LSIR15. 5平滑参数和位置参数初始值的确定在确定了转换变量

38、与转换函数的形式之后，我们需要对模型进行估计，STR 模型的估计是遵循非线性最优化的路线，在这里我们选择其中的网格搜寻法，该 方法的基本思想为：选取了的一组值和c的一组值，对两组数据分别进行组合， 将各组合分别代入到转换函数中，找到使得转换函数估计所得的残差平方和最小的7和c,所得7和c即为转换函数的参数，下图是我们利用JMulli软件得出的各模型初始值。sSTR OW Seo (min SSP)S" 5。Scorch (mor -SSR)SIP Grid search (mo -SSR：图4 LNMr模型格点搜索的等高线图图5 LNM模型格点搜索的平面图G-id Search *n

39、 n 5歹5TR GHo Seayn (ma SSE田7 LNDM模型格点搜索的平面图图6 LNDM1模型格点捜索的等高线图QC<nmoSTR Grid Scorch (max -S$R)图8 LNDMp模型格点搜索的等高找图图9 LNDM?模型格点搜索的平面图表5中展现了四个模型的平滑参数和位置参数的初始估计值的区间范伟h而只有半滑参数和位置参数的初始估计值落在其构造的区间内，才可以作进一步 的优化。LNM模型表5平滑参数和位置豔数的初始估计值SSR区间C区间LNM模型0.00910.00000.5 ,10.0049.41381,55LNM,模型0.00460.92930.5,10.0

40、055 000【1,55LNDM模型0.013410.00000.5,10.0049.41381,55LNDM.模型0.039110.00000.5,10-1.2068-4.30.2.59从表5中得到相应的参数值都落在了相对应的区间内。56模型函数中相关参数的估计LNM.模型图3转移函数趋势图从图10的模型转换函数图形中我们可以得出转换函数值在0与1之间，与此同时，从图中还可以得出从199年到2010年转换函数的值逐渐趋向于1,这表明进年來我国货币供应暈与实际GDP和居民消费价格指数之间的非线性性特征越来越明显，这种非线性性特征也表明了我国近年來货币供应量与实际GDP和居民消费价格指数Z间非对

41、称性越來越明显。表6模型的参数估计LNM模型变量线性部分非线性部分CLNRGDPCPIcLNMlt xLNRGDP估计值-10.212.0920.0079.7541.018-2.608P 值0.04640.00020.06990.04800.00000.00017值1.49276C值-3.78619R?值0.9989A- R30.9989AIC值-7.7091SC值-7.4172LNM.模犁变量Clnm2xiLNRGDPCPIc估计值1.5531.0730.242-0.015.0960.340P值0.0620.00000.00000.010.00750.00997 ift0.95473C值57

42、.03702R2值0.9996A- R20.9997ALC值-8.9020sc值-8.610LNDM模型变量CLNRGDPLNDM.-X-lLNRGDPCPI估计值-9.942.047.088 7.855-0.1128P 值0.0000.0000.00440.00250.049，值0.51128C值90.08029R?值0.9970A- R20.9970ALC-6.5241SC-6.2686LNDM模型变量CLNDM.-x-lLNRGDPCPIcLNRGDPCPI估计值-47.40.8994.318-1.3047.15-4.1801.275P 值0.0000.0000.05460.000.00

43、000.00090.05997值10.81213C值-1.21361R?值0.99842A- R20.9985ALC-6.9277SC-6.5992接下來我们对所建立的四个模型稳建性进行检验，只有所建立的模型是稳建的，才能够开展更为深入的研究工作。首先，通过残差无序列相关检验、ARCH-LM检验、Jarqiie-Bei a检验,可以得出只有LNDM,模型满足残差之间不存在异方差，无序列相关，并且误差项服从正态分布，然后我们再对所建立的LNDM.模型的非线性特征提取星进行分析，最终得出我们所建立的模型己经很好的提取出了 DM?与RGDP和CPI之间的非线性特征。最后我们再对所建立的模型的参数稳健

44、性进行检验，检验结果如表7所示:表7參效的稳健性检验转换函数h3LNM模型F值5.74649.82956.9554P值0.00040.00000.0000LNM.模型F值3.24565.19913.6834P值0.02110.00020.0015LNDM】模型F值61.464333.041521.7084P值0.00000.00000.0000LNDM,模型F值2.02572.04941.9116P值0.06860.06010.0711通过上面的检验结果可知，只有LNDM.模型对应的P值大于5%,即在5% 的显暑:性水平下，只有LNDM?模型接受原假设，由此我们可以得出只有LNDM. 模型的参

45、数是稳健的。相应的LNDM?模型表达式的形式如下：-47.4 + 0.89941LNDM"+ 4.318LNRGDP -LNDMr=g(15)'1.297CPI J + 47.15 - 4.180LNRGDP + 1.275CPI G(Zt)其中 G(Zt) =1 - exp(-10.81213(CPI +1.21361)2为转移函数。从LNDM?模型回归的结果中可以得出其线性部分是显著的，其中实际GDP 对于利用Divisia测算的货币供应量存在着正效应，而消费价格指数对亍利用 Divisia测算的货币供应最存在着负效应。其非线性部分包含了转换函数和回归 项两部分,其中C值

46、为-1.21361,故当转换变量的值等于-1.21361是，转换函数 变为零，此时的非线性部分消失，模型仅表现为线性形式，而当CPI环比速率 在-1.21361左右波动时，模型表达式也将随着CPI环比速率的波动而不断变化， 而当CPI环比速率与-1.21361 Z间差的绝对值越來越大时，对应的转换函数的值 将趋向于1此时的模型表达式同样会变为线性形式°模型表达式所描述的经济 学意义为当CPI环比速率为-1.21361时，此时实际GDP与消费价格指数对于 Divisia测算出的货币供应量的效应最大，而当CPI环比速率与-1.21361之间差 的绝对值越来越大时实际GDP与消费价格指数对

47、于Divisia测算出的货币供应量 的效应将会逐渐变小。六、结论分析本文以不同口径的货币供应量和货币政策传导效应非对称性为基础，依据货 币经济学理论，构建了用丁考察经济政策不对称性和及其转移过程的LSIR模型, 并进行实证检验分析，得出以下结论：1. 基于简单加总货币总量所构建的货币需求函数模型不稳健，表明简单加总 货币供应量作为货币政策有效性不足，不能从经验角度來估计我国货币供应量： 基于Divisia货币总暈也不能够全部稳健的估计货币需求函数。实证结果表明， 运用简单货币加总和Divisia货币总屋所估计的模型效果都很好，其转移函数都 是位于0到1之间平滑变换，能够实现机制转移的平稳转换。

48、但是由丁和M? 的资产结构不一，故从而货币需求函数形式和影响因素也不一，M.受滞后一期影响较大，而实际国民财富收入和消费者物价指数影响较小，且呈负效应。参数稳健性检验也表明不稳定，因此运用简单加总货币供应臺來构建货币需求函数不能够作为政策制定的基准，也不能很好的实现稳健的宏观经济调控，进而实现国民经济快速稳定健康发展。而DM】模型结果表明只有实际国民财富总收入能够对货币供应量产生正影响，而消费者物价指数作为机会成本变量不能反映货币供应量度。DM?模型既能够反映实际国民财富收入对货币供应量的正效应，也能够反映消费者物价指数对货币供应量的正效应。参数稳健性检验表明DM】模型参数不稳定，不能够实机制

49、转移轨迹的稳健描述，而DM,模型的参数检验表明各参数都能通过显著性水平为5%的稳健性检验，能够实现对机制转移轨迹的精确稳健描述。对比这四个模型比较可以发现，DM】模型与M】模型和Mj模型具有同样的参数非稳健性结论，这说明各货币资产流动性不一，对货币需求函数的正确估计有着很大影响。尽管DM】是经过基J：服务流动性程度加权计算得來的货币总最，但是由于在M流通现金和活期存款都是流动性程度较大的资产，因此DM】不能很好实现货币总量描述。DM?是基于M?测算而得，因此能够较为全而的反映服务流动性程度对货币总量影响。本文认为这也是能够实现DM模型参数稳健估计的原因，因而Divisia货币总量稳健性更强，能

50、够准确描述和预测我国货币总量变动轨迹，这也从侧面验证我国货币政策转移机制的确存在着非线性转移关系。2. 货币政策传导效应存在非对称性。基于不同口径下的货币需求函数模型都 是LSIR模型，表明货币供给的增加和减少对实际产出值以及价格和名义产出上 都可能存在着非对称效应。近些年金融危机处理实践也表明，1997年以前我国 成功运用货币政策和财政政策实现经济的软着落，为我国避免东南亚金融危机奠 定较好的经济基础，而2007年世界性的金融危机实践表明，各国在振兴国内经 济在运用扩张性货币政策同时，更加侧重的是对财政政策的运用，通过直接对投 资和消费的拉动來复苏经济，从而增加实体经济的产出。基于上述实证结

51、论分析，通过DM?所构建的货币需求函数更能反映货币经济 政策现实，能够实现对经济政策变动轨迹的描述。本文认为可以将DM、作为货 币政策中介目标，实现对宏观经济调控，提高货币供应量作为货币政策中介目标 的有效性。参考文献1 鲁迪格多恩布什，斯坦利弗希尔，理査徳斯塔兹编著，王志伟译.宏观 经济学M.北京：中国人民大学出版社，2010.2 常玉春.货币供应量作为我国货币政策中介目标的有效性及其检验J.世界经 济文摘.2004.5:59-70.3 封思贤.货币供应量作为我国货币政策中介目标的有效性分析J.中国软科 学.2006.5:39-48.4 何林，吕红娟，何炼成.货币供应量作为货币政策中介目标的

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