关于我国央行独立性与通货膨胀的研究

© 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 关于我国央行独立性与 通货膨胀的研究① 魏　强　陈华帅 (北京大学中国经济研究中心) 【摘要】货币政策的最终目标与央行独立性存在密切联系 , 本文借助 SVAR 方 法 , 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 和比较了我国央行 1984～2007 年以来通货膨胀厌恶程度 , 说明了中国人 民银行从 1984 年正式成立到现在独立性逐步扩大。我国央行通货膨胀厌恶程度和 经济牺牲率的历史演化趋势 , 有助于公众形成关于央行货币政策的心理预期 , 从而 降低央行反通货膨胀的成本 , 有助于央行通过宣言的方式来影响企业和公众的决策 与行动 , 也有助于公众和企业根据央行货币政策的动向提前做出有效的决策。 关键词 　央行独立性 　通货膨胀厌恶 　牺牲率 　SVAR 中图分类号 　F123116 　　文献标识码 　A The Study on Central Bank Independence and Inflation in China 　　Abstract : There are very closely correlations between cent ral bank independ2 ence and the objective of monetary policy1 U sing a st ruct ural VAR approach , t his paper p rovides an overview of accumulated empirical evidence on t he relation be2 tween cent ral bank independence and t he objective of monetary policy in China1 The paper analyses t he extent of inflation aversion for t he peoplepis bank of China f rom 1984 to 20071 We find t hat t he peoplepis bank of China becomes more and more in2 dependent1 At t he same time , we also st udy t he develop ment t rends of inflation a2 version about t he peoplepis bank of China and the sacrifice ratio owing to disinfla2 tion1 If t he independence of t he peoplepis bank of China has gone deep into peoplepis minds , cent ral bank can influence decisions of people or enterp rises t hrough simple policy rules1 Therefore , our st udies help to influence t he peoplepis expectation a2 bout monetary policy and reduce t he cost of disinflation1 Key words : Cent ral Bank Independence ; Inflation Aversion ; Sacrifice Ratio ; SVA R ·23· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 9 期 ① 本文在写作过程中 , 北京大学的施建淮、宋国青、樊纲教授提出了宝贵的意见 , 北京大学中国经济研究中心的 许伟和傅雄广同学给予了数据支持和建议 , 在此表示感谢 , 当然文责自负。 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 引 　　言 我国中央银行的发展和货币政策目标经历了一个起步到不断成熟的过程。1983 年以前 , 我国还没有确立中央银行体制 , 国民经济中的物价、利率、汇率、信贷总量、投资规模、进 出口配额等都由国家 计划 项目进度计划表范例计划下载计划下载计划下载课程教学计划下载 控制和调整 , 人民银行对银行的贷款计划是国家计划的一个组成部 分 , 因此那时的中央银行根本没有独立性可言 , 也没有现代意义上的货币政策。1984 年 1 月 1 日 , 中国人民银行与中国工商银行分设以后 , 中国人民银行开始专门行使中央银行职 能。1984～1992 年之间 , 由于人民银行履行央行职能没有经验 , 又缺少体制上的独立性 , 这一时期的货币政策始终是两个目标 , 即经济发展和币值稳定 , 实际上是以经济发展为主要 目标 , 有些时候还用牺牲物价稳定来实现经济增长。1993 年之后 ,《人民银行法》等法律法 规的颁布和实施 , 为央行制定和执行货币政策提供了法律和制度保障。我国货币政策开始从 直接调控的行政手段向间接的经济调控手段转变 , 央行逐渐地具有了一定独立性 , 人民银行 独立行使央行货币政策职能的经验逐步趋于成熟。 货币政策的最终目标是一国的中央银行在宏观调控中 , 通过政策手段在较长时期所 完成的经济任务。它应与该国长期发展战略和当时需要解决的社会经济问题相一致 , 是一个需要长期观测的目标。目前为世界各国公认的最终目标包括充分就业、稳定物 价、经济增长和国际收支平衡四个方面。无疑这四个目标都是宏观经济所应该追求的 和谐、繁荣景象 , 而且在一定程度上 , 这些目标是互为因果的 , 如物价稳定为经济增 长提供了良好的外部环境 , 而经济增长又是物价稳定的基础 ; 经济增长快 , 对劳动力 需求大 , 失业率自然较低 ; 经济增长也往往伴随着商品和服务出口的增长 , 吸引外资 的流入 , 保障国际收支的平衡。然而 , 在更多时期 , 这些目标之间的关系是相互冲突 的 ①。所以 , 无论是制定宏观政策的货币当局还是学术界对货币政策最终目标的选择一 直都有争议。事实上 , 物价稳定越来越被当作货币政策最主要的目标 , 因为通货膨胀 引起了经济生活的不确定 , 最终会反过来危害经济增长。因此中央银行在政策调控之 前 , 就需要先对最终目标进行取舍。一般认为 , 如果央行不能和政府有效分离 , 财政 政策和货币政策不断发生冲突 , 政府总会最终选择牺牲物价稳定而促进经济增长。因 此 , 央行的独立性 ②会影响到央行的货币政策对最终目标的权衡。K1 Land 和 Prescott (1977) 开创的动态时间不一致研究 , 认为政府政策选择与个人应对行为之间存在一个 交替重复博弈序列。政府为了促进经济增长有欺骗公众的动机。但是如果央行具有一 定的独立性 , 它必然会考虑长期的收益最大化。Barro 和 Gordon ( 1983) 通过构建信誉 模型 , 将通货膨胀的偏差归因于货币当局没有遵守政策规则 , 结果很快就会招致经济 当事人的惩罚 , 产生未来更高的通货膨胀治理成本。在他们看来 , 制造意外通货膨胀 的短期好处会带来长期的更大的损失。Rogoff (1985) 模型则指出 , 通过任命一个众所 周知的极其厌恶通货膨胀的央行行长来控制货币当局 , 从而通货膨胀预期也就更低。 基于以上研究 , 认为中央银行的独立性越强 , 制定和执行货币政策时就越有可能减少 ·33·关于我国央行独立性与通货膨胀的研究 ① ② 这里所说的冲突 , 并不是指货币政策最终目标具体 内容 财务内部控制制度的内容财务内部控制制度的内容人员招聘与配置的内容项目成本控制的内容消防安全演练内容 的冲突 , 而是指为实现某一个政策目标所采取的政 策 措施 《全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观软件质量保证措施下载工地伤害及预防措施下载关于贯彻落实的具体措施 , 常与为实现另一个政策目标所采取的政策措施发生矛盾。换言之 , 相同政策对不同的政策目标带来的效果 可能是相反的 , 从而导致货币政策目标在实现过程中的互相干扰。 央行的独立性是指央行在履行制定与实施货币政策时的自主性 , 就是央行可以不接受来自政府的指令 , 当 然 , 可以与政府协商。 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 通货膨胀的偏向。Walsh (1995) 通过构建委托代理模型 , 说明中央银行越独立就越有 可能直接以通货膨胀为目标 , 如果通货膨胀率偏离最优水平 , 可以对中央银行征收通 货膨胀成本。 实证研究方面 , 从 Bade 和 Parking (1984) 开始 , 不同学者通过构建测度中央银行独 立性的各种指标 , 来检验央行独立性和通货膨胀以及实际经济活动指标之间的关系。 Alesina (1988) 将央行独立性当作一个变量 , 得出央行独立性越大 , 政府授权极其厌恶 通货膨胀的行长制定政策时的授权程度也越高。Grilli 等 (1991) 设计 领导形象设计圆作业设计ao工艺污水处理厂设计附属工程施工组织设计清扫机器人结构设计 了衡量央行独立性 的政治和经济指标 , 说明央行在政治和经济上的独立与治理通货膨胀的关系。Alesina 和 Summers (1993) 对 16 个发达国家的央行独立性与通货膨胀之间的关系进行了经验研究 , 基本得出一个负相关的曲线 , 这也从侧面说明央行独立性和货币政策的最终目标具有密 切联系。Loungani 和 Sheet s (1997) 通过构建独立性指标 , 从量化的角度研究了东欧 12 个转型国家的中央银行独立性与通货膨胀的关系 , 发现二者之间存在负的相关性。Cuki2 erman (1992) 、Eijffinger 和 Hann (1996) 对其中的大部分文献进行了综述 , 绝大多数研 究结果都支持中央银行独立性与通货膨胀率之间的反比关系。Bernake (1999) 等认为采 用通货膨胀目标制的国家 , 央行独立性和政策透明度更强 , 因此控制通货膨胀的效果也 更好。Cecchetti (2002) 、Corbo 等 (2002) 等通过构建央行通货膨胀厌恶系数 , 对不同 国家的研究表明采用通货膨胀目标制的国家相对于非目标制的国家来讲 , 央行的独立性 更强 , 对通货膨胀的控制效果也更好。 国内关于央行独立性与通货膨胀的研究主要基于描述性分析 (翁恺宁、张盛旺 , 2000 ; 徐广军、王明明 , 2001 ; 章和杰 , 2004) , 实证和理论研究比较罕见。马光 (2003) 借鉴贝 德和帕金 (BP) 指数、格利里 ( GM T) 指数、阿莱西纳 —萨默斯 (AL S) 指数、库吉尔曼 (C K) 指数 , 根据朗格尼和希茨 (L S) 指数 , 对我国央行的目标独立性、经济独立性和政 治独立性分别进行赋值 , 实证结果说明我国央行独立性与通货膨胀之间的关系具有不确定 性。张旭 (2002) 、陈晓枫 (2007) 等人也是采用朗格尼和希茨 (L S) 指数进行类似研究 , 认为我国央行的独立性越高 , 越有助于实现币值稳定和促进经济增长的目标。 以上这些文献通过指标研究央行独立性与通货膨胀的关系 , 虽然具有一定的合理性 , 但 是也存在很多缺陷与不足。首先 , 由于不同文献对各种指标和法律条款的解释差异较大 , 因 此得出的结论具有较强的主观判断性 ; 其次 , 已有的研究只是借用国外的指数构建方法 , 照 搬过来研究我国的央行独立性 , 没有考虑到我国的具体国情和金融体制改革的历史。本文试 图根据我国宏观经济和金融改革的历史 , 从动态角度来研究央行独立性与通货膨胀的关系 , 从而有助于公众形成央行反通货膨胀的预期 , 以弥补前人研究的不足。 本文从理论和实证的角度探讨了我国央行独立性和货币政策最终目标的发展趋势问 题。结构安排如下 : 第一部分通过构建模型 , 得到关于央行通货膨胀的厌恶程度主要取 决于总供给曲线的斜率以及产出和通货膨胀的波动程度。第二部分使用结构 VAR 方法对 我国货币政策传导机制进行分析 , 说明用货币供应量作为货币政策工具来估计总供给曲 线的斜率相对于利率来讲更为合理。根据估计出的总供给曲线斜率、产出和通货膨胀的 波动程度估计了我国央行 1987 年以来的通货膨胀厌恶系数 , 并与世界上其他国家进行横 向比较。同时本文还探讨了随着央行对通货膨胀的重视程度加强 , 牺牲率的变动趋势。 然后通过纵向比较说明我国央行货币政策的最终目标从促进经济增长逐步转向了控制物 价稳定上来。第三部分是结论。 ·43· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 9 期 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 一、模 　　型 11 理论模型 本文借鉴 Rogoff (1985) “权重主义”① 思想 , 在 Poole (1970) 和 Cecchet ti (1999) 基 础上构建模型 , 基本思路是当出现总供给冲击时 , 中央银行的货币政策就会面临两难境地 , 因为总供给冲击对于产出和通货膨胀的影响正好相反。这时央行的货币政策目标需要在二者 之间进行权衡。我们通过构建央行的损失函数 , 为二者赋予不同权重来表示这种困境 , 从而 可以得到央行的通货膨胀厌恶系数。央行根据总供给和总需求方程来选择反通货膨胀的力 度 , 可以说明央行货币政策的最终目标有多大权重放在物价稳定上。 中央银行制定货币政策时需要在通货膨胀和产出缺口之间进行权衡 , 其效用函数如下 : L = E [α (π- π3 ) 2 + (1 - α) ( y - y 3 ) 2 ] (1) 中央银行的目标就是使得损失函数最小化 , 其中 , α代表中央银行的通货膨胀厌恶系 数。π和π3 分别代表实际通货膨胀率与趋势通货膨胀率 (或看作是央行控制的通货膨胀目 标) 。y 和 y 3 分别代表实际产出和趋势产出 , 因此 y - y 3 代表产出缺口。 根据宏观经济的供给或者需求冲击 , 央行制定货币政策要受到总供给和总需求方程的约 束。对基本的 IS2L M 模型稍作变化 , 可以推导出下面的总供给和总需求方程 , 该模型以对 数形式表示为 ②: y t - y 3 = - γ ( rt - dt ) + st (2) πt - π3 = - ( rt - dt ) -υst (3) 其中 , dt 和 s t 分别是总需求和总供给冲击 , 参数γ给出了产出和通货膨胀对于需求冲 击的敏感系数 , 可以看作是总供给曲线斜率的倒数 , 参数υ是总需求曲线斜率的倒数。如果 央行的货币政策是面对供给和需求冲击时使得实际利率控制在最优水平上 , 那么通过待定系 数法 , 可以得到 : rt = a dt + bst (4) 其中 , a 和 b 是待估系数 , 根据 (1) 式对央行的损失函数进行优化可以求得。总供给 冲击使得产出和通货膨胀成比例波动 , 我们可以得到下面的关系式 : σ2y /σ2π = [α/γ (1 - α) ]2 (5) 可见 , 如果知道产出和通货膨胀波动的比率 , 以及总供给曲线的斜率 , 我们就可以得到 中央银行的通货膨胀厌恶系数 , 从而可以说明央行货币政策的最终目标有多大权重放在物价 稳定上。产出波动的方差可以通过各期的实际产出和潜在产出的缺口表示 , 通货膨胀波动的 方差也可以通过各期的通货膨胀率与潜在通货膨胀率目标的差距表示 , 二者我们都可以通过 H2P 滤波得到。但是要想得到总供给曲线的斜率γ就需要构建总供给函数 , 这就涉及到货 币政策的传导机制问题 , 即为了实现最终目标 , 央行如何影响实际利率。目前央行一般会参 考中间目标和政策工具 , 主要包括基础货币、货币供应量、名义利率、信贷等 , 相应的传递 方程分别表示如下 ③: ·53·关于我国央行独立性与通货膨胀的研究 ① ② ③ 关于“权重主义”的解释 , 可以参见 Walsh (2003) ,《Monetary t heory and policy》, 第 8 章。 这里我们以实际利率作为货币政策的间接目标。 此式可以从泰勒规则 i t =πt + r 3 + h (πt - π3 ) + g ( y t - y 3 ) 导出 , 其中 i t 是名义利率。 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net rt - r 3 = h (πt - π3 ) + g ( y t - y 3 ) (6) m t = y t - ¢ rt (7) Δm t = - < (πt - π3 ) +φ ( y t - y 3 ) (8) (6) 式是由泰勒规则导出的央行利率调整规则 , 可以说明央行通过名义利率控制实际利 率的情况 ; (7) 式是货币需求函数 , 与产出成正比、利率成反比 ; (8) 式是货币供应量调控 规则 , 说明央行通过货币供应量来控制实际利率的情况。其中 M 是货币供给量 , ¢ 是利率 需求弹性 , r3 是均衡实际利率 , h、g、¢ 、<、φ分别是对应的系数。 21 实证模型 货币政策的传导渠道主要分为货币传导 (分为货币供应和利率等渠道) 和信贷传导渠道 (分为银行贷款和资产负债表渠道等) 。我国在 1993 年以前 , 中央银行主要通过调控信贷规 模、现金投放来调控货币总需求 (夏斌、廖强 , 2001) 。从 1994 年开始 , 我国开始逐渐放松 贷款规模控制 , 促使货币需求体现出一定程度的反应弹性。1996 年 , 中央银行开始将货币 供应量作为货币政策的中介目标 , 开始公布 M0 (流通中的现金) 、M1 (狭义货币) 和 M2 (广义货币) 三个层次的货币供应量指标 (易纲 , 2003) 。1997 年 12 月 16 日 , 中央银行宣 布 , 自 1998 年 1 月 1 日起 , 取消对国有商业银行贷款限额的控制 , 中国人们银行正式放弃 传统指令性计划的“中介目标”, 而代之以货币供给量目标。因此 , 关于我国货币政策传导 机制的研究也主要集中在货币供应量、信贷和利率三个方面。 从国内学者的研究来看 , 由于利率的形成机制和管理体制问题 , 我国利率政策传导效果 不佳 , 对产量、物价等宏观经济变量的影响并不直接和明显。更多研究支持货币供应量和信 贷渠道的传递机制 , 但哪一个更有效存在较大意见分歧。近年来 , 在政策工具与政策目标之 间的传导机制研究中 , 主要的分析工具是由 Bernanke ( 1986) 提出的结构向量自回归 (SVAR) 模型 , 这种模型可以分解不同来源的结构扰动及其冲击反应。Blanchard 和 Wat2 son (1986) 、Sims (1986) 等进一步推广这种方法 , 主要是依赖经济理论所推断的经济变量 之间的影响关系来识别结构扰动的类型和作用顺序。本文根据前面的理论模型 , 利用 SVA R 方法 , 分别研究货币供给量、信贷和利率冲击对产出和通货膨胀的影响 , 以求找出最有效的 传导机制。 根据我国货币政策操作的具体实践过程 , 我们所构建的 SVA R 模型主要包括 : 总需求 方程、总供给方程、货币需求函数和政策反应函数。在这个模型中我们所考虑的变量是实际 GDP (利用变量 y t 表示实际 GDP 的对数) 缺口、通货膨胀率πt 、货币供给量 m t (用 M2 的 对数表示) 、贷款规模 loant (贷款规模的对数表示) 、利率 i t (用一年期银行定期存款利率 表示) 。另外 , 本文选取石油价格的变动 opt 作为供给冲击的代理变量 , 出口占 GDP 比重的 波动 n x t 作为需求冲击的代理变量 ①, u′t = ( opt , nx t ) 。 设 X t = ( y t , πt , A t ) , 其中 , A t 代表 m t 、loant 或者 i t , 分别表示不同的货币政策反 应函数 , 多变量 SVA R 设定形式如下 : B0 X t = c + ∑ p i = 1 B i X t - i + ut (9) ·63· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 9 期 ① 国际能源价格波动异常激烈是影响企业成本的重要因素 , 因此经济周期研究中许多文献选择石油价格波动作为 外生供给冲击的变量。另一方面 , 我国贸易依存度不断提高 , 净出口的波动对需求的影响非常显著 , 所以本文采用净出 口作为外生的需求冲击。 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net B0 = 1 - b12 - b13 - b21 1 - b23 - b31 - b32 1 　　i = 1 , 2 , ⋯, p 其中 , P 表示滞后项。我们也可以将 (9) 式写成滞后算子的形式 : B ( L) X t = ut 　　E ( ut u′t ) = I (10) 经济动态系统具有一般性的自回归结构 , 即滞后算子多项式 B ( L) 为 : B ( L) = B0 - B1 L - B2 L 2 - ⋯- B pL p 为了对结构式方程进行估计 , 我们需要将其转化为简化式。X t 的每个分量的当前变量 可以表示成为滞后变量 , 以及序列不相关的结构式扰动项的线性组合。例如 , 如果矩阵 B0 是可逆的 , 可以在方程 (9) 两端乘以 B0 的逆矩阵 , 得到 : Φ ( L) X t = B - 10 ut (11) 其中 : Φ ( L ) = B - 10 B ( L ) = I - Φ1 L - Φ2 L 2 - ⋯ - ΦpL p , Φi = - B - 10 B i , i = 1 , 2 , ⋯, p , 并假设简化式扰动项为εt = B - 10 ut 。通过方程转换 , (11) 式还可以进一步表示为 X t = [Φ1 L +Φ2 L 2 + ⋯+ΦpL p ] X t +εt 。虽然简化式 VAR 模型的右端都已经是前定变量 , 但是模型却发生了两个十分重要的变化。一个是简化式冲击不再具有白噪声性质 , 即出现了 序列相关性 , 为此普通最小二乘估计已经不再是一致估计了 ; 另一个是从简化式参数估计无 法唯一地恢复出结构式参数 , 这就产生了模型的不可识别问题。此时简化式扰动的协方差矩 阵为 E [εtε′t ] = B - 10 B′- 10 。为此 , 我们可以使用工具变量法或二阶段最小二乘法等 , 获得 SVAR 模型简化式参数的一致估计 , 并且获得简化式扰动序列的估计。 二、数据来源和估计结果 11 数据来源 本文使用消费者价格指数 (CPI) 度量价格水平。2001 年之后的月度环比 CPI 通胀率来 自国家统计局编辑的《中国经济景气月报》各期 , 此前同比 CPI 通胀率来自于《中国统计》 和《中国统计月报》各期。改革开放以来的同比 CPI 通胀率最早可追溯至 1983 年 , 故本文 样本自该年度开始。利率、货币和信贷供应量我们采用国际货币基金组织 ( IMF) 在《国际 金融统计》中公布的数据。为了计算本期相对于上期的通胀率 , 需要确定定基指数序列数 据 , 然而根据官方公开统计资料仅能获得 2001 年之后的月度环比通胀率 , 而此前只有同比 通胀率。利用同比通胀率及 2001 年之后的月度环比通胀率可计算 1983～2000 年间的定基价 格指数 ①。然后通过该定基指数求得季度通胀率 , 这里季度通胀率为本季度最后一个月相对 于上季度最后一个月的 CPI 变化率。 GDP 的官方统计数据仅给出了 1992 以来的季度现价 GDP 以及不变价的 GDP 增长率 , 此前仅为年度数据。Abeysinghe 等 (2003) 基于 Chow 和 Lin (1971) 的统计模型对改革开 放以来中国的年度 GDP 进行了季度分解。因此 , 本文 1983～1992 年季度 GDP 数据取自 ·73·关于我国央行独立性与通货膨胀的研究 ① 已知 2001 年环比数据和此前年份同比数据 , 可倒推 2000 年环比数据。2000 年 t 月环比指数 = 2001 年 t - 1 月同 比指数÷2001 年 t 月同比指数×2001 年 t 月环比指数。同样 , 已知 2000 年环比数据和此前年份同比数据 , 可倒推 1999 年环比数据。依此类推可求得 1994～2000 年环比数据。 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net Abeysinghe 等 (2003) , 并转换为 1997 年不变价格。此后时期的不变价格 GDP 根据《中国 人民银行统计季报》公布的季度增长率计算。分别代表需求冲击和供给冲击的出口和能源价 格数据来自于 BVD 各国宏观经济指标分析数据库。 本文样本期自 1983 年第一季度～2007 年第四季度 , 共 100 个样本观测点。考虑到季度 数据容易受季节变动的影响而产生波动 , 需要进行季节调整以减少季节波动的影响 , 因此 , 以上所述的原始数据在进入建模分析之前均采用 X12 方法进行了季节调整。 21 平稳性和协整检验 由于所选择变量可能随着时间表现趋势变动的特征 , 所以在利用 SVAR 模型分析前 , 需要先对 GDP、通货膨胀率、货币供应量、信贷供应量和利率等变量取对数后进行 ADF 单 位根检验 , 以验证它们的平稳性。这是保证估计结果不会产生虚假回归的前提。分别对各变 量水平值和一阶差分值进行检验 , 其中检验过程中滞后项的确定采用 A IC 准则检验结果。 检验结果表明 , 除了通货膨胀率之外 , 其他变量均为 I (1) 过程 , 其一阶差分构成平稳的 时间序列 , 即 I (0) 过程。 为了找出最有效的货币政策传导机制 , 参考 King 等 (1991) 使用的 SVA R 的方法 , 分 别研究货币供给量、信贷和利率冲击对产出和通货膨胀的影响。为了保证模型的可识别性 , 需要额外的约束条件 , 如 Sims (1986) 等多数研究一样 , 实行上三角约束为 0 的方法 , 这 是一个简单的对协方差矩阵的乔根斯 (Johansen) 分解 ①。我们将通过货币需求函数等结构 式模型的参数约束条件和简化式扰动的发生次序等方式 , 获得结构式模型的可识别性。 在对多变量时间序列模型进行协整检验时 , Johansen2J uselius 方法优于 Engle2Granger 两步法。因为随着时间序列数目的增加 , 可能的协整关系的数目也在增加 , 前者是对整个系 统进行最大似然估计 , 这种方法可以找到所有的协整向量。Johansen 检验分析的前提为 VA R (向量自回归) 模型的干扰项必须是白噪声 , 而这能够通过选择 VAR 模型适当的滞后 阶数 ( K) 来实现 , 本文用 A IC 准则来确定 VAR 模型中恰当的滞后长度 , 接着进行 Johan2 sen 协整检验来决定协整向量的个数 , 之后建立向量误差修正模型 (V EC) , 误差修正模型 反映了被解释变量的短期波动和长期均衡。用 Johansen 协整方法得到的结果如表 1 所示 , 可以判断出变量 L ny、π和 L nM 之间存在协整关系 , 且只存在一个协整关系。 表 1 Johansen 协整检验 协整方程个数假定 临界值 似然比 临界值 (5 %) P 0 01270962 40163492 29179707 010019 1 01080472 10129612 15149471 012586 2 01023085 21242174 31841466 012586 　　31 脉冲响应函数 我们将通过 SVA R 模型中的冲击反应函数 , 来检验货币政策工具中的结构扰动是否对 内生变量产生显著和持续影响 , 因为在不同的货币政策目标规则下 , 外生扰动形成的结构冲 击对内生变量的方差将产生不同的数量效应。图 1 分别给出了货币供应量、信贷和利率关于 产出和价格的脉冲响应分析。通过对比可以看出 , 价格和产出对货币供应量比对信贷和利率 ·83· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 9 期 ① 更详细内容可以参见汉密尔顿著《时间序列分析》, 刘明志译 , 中国社会科学出版社 , 1999。 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 冲击的反应程度更为敏感和强烈 , 当出现货币供给冲击后 , 实际产出在前 5 个季度出现增长 反应 , 然后货币供给冲击作用逐渐减弱 ; 货币供应量第 2 个季度开始对于通货膨胀的冲击效 应较大 , 而且一直持续下去。这意味着实际产出或者价格出现波动时 , 中央银行更多地选择 调整货币供应量作为中介目标 , 对经济运行进行干预。 图 1 　脉冲响应分析 注 : 产出 (实线) 和价格 (虚线) 分别受到货币供应量、信贷和利率的脉冲响应分析 , 其中 , R GDP、 PII、M2 G、CRE、IN TEREST 分别表示实际产出、价格、货币、信贷和利率变动量。 通过上面的分析 , 可以看出在样本期内 , 央行对货币政策的操作中选择控制货币供应量 更加有效 , 而贷款规模和利率的作用相对较小。因此 , 在我们估计通货膨胀厌恶系数时 , 参 考货币供应量渠道来估计总供给曲线的斜率 , 其倒数就是短期政策冲击对产出和通货膨胀的 比重。通过 H2P 滤波方法 , 我们可以分别得到产出和价格的波动方差。根据 (5) 式 , 就可 以得到 1984～2007 年间我国央行的平均通货膨胀厌恶系数。另外 , 根据 V EC 模型 , 可以估 计出牺牲率 , 即一个基点通货膨胀率的降低而带来的产出损失。 表 2 给出了我国货币政策冲击对产出和通货膨胀的最大影响程度、总供给曲线斜率的倒 数、通货膨胀厌恶系数和牺牲率的估计结果。横向比较可以看出 , 我国央行 1983～2007 年 的通货膨胀厌恶程度是 0165 , 稍微低于美国、以色列和加拿大等国以及各国的平均水平 , 但是要比墨西哥、智利和新西兰高。这说明我国央行在世界上对反通货膨胀的力度和重视程 度处于中等水平。从牺牲率来看 , 我国远远低于各国的平均水平 , 也就是通货膨胀对我国经 济增长的负面影响并不是很大 , 说明我国央行的货币政策比较重视通货膨胀在经济稳定和发 展中的负面作用。制定货币政策时 , 央行把更大的权重放在反通货膨胀上 , 这也从侧面说明 了我国央行的独立性处于各国的平均水平。 表 2 各国通货膨胀厌恶系数和牺牲率 国 　家 脉冲响应的最大影响 产出 通货膨胀 总供给曲线 斜率的倒数 通货膨胀 厌恶系数 牺牲率 墨西哥 - 0115 - 1119 0169 0112 0183 新西兰 - 0193 - 3141 0167 0153 1136 ·93·关于我国央行独立性与通货膨胀的研究 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net (续) 国 　家 脉冲响应的最大影响 产出 通货膨胀 总供给曲线 斜率的倒数 通货膨胀 厌恶系数 牺牲率 智利 - 1178 - 1103 0184 0155 1179 中国 - 0121 - 1135 1139 0165 2196 以色列 - 0111 - 0151 1142 0172 219 美国 - 0136 - 113 111 0174 1175 加拿大 - 0196 - 3196 118 0175 3111 韩国 - 0173 - 2129 1135 0179 1138 澳大利亚 - 0148 - 1178 4165 0181 719 日本 - 1176 - 8141 1109 0184 2114 英国 - 0184 - 0136 13176 0197 18117 平 均 - 0176 - 2133 2161 0168 4103 　　注 : 其他国家的数据来自 Cecchetti (2002) 。 我们采用与上面类似的方法 , 使用 16 个季度的窗口移动、逆向后推的办法研究我国中 央银行的通货膨胀厌恶程度的时变性。从而在滚动变化的子样本基础上通过 SVAR 分析 , 研究脉冲响应函数的变化情况 , 可以探讨我国央行货币政策最终目标的纵向历史趋势。值得 注意的是 , 通过协整检验和脉冲响应分析 , 我们发现 1992 年之前的货币政策传导机制以控 制信贷最为有效 , 因此我们 1992 年之前的子样本采用信贷进行回归 , 1992 年之后的子样本 仍采用货币供应量进行回归。另外 , 我们也同时估计了央行在治理通货膨胀时 , 牺牲率的变 化。估计结果如图 2 所示。 图 2 　我国央行的通货膨胀厌恶程度和牺牲率变动趋势 (1986～2007 年) 注 : 左轴表示通货膨胀厌恶系数 , 右轴表示牺牲率。 从图 2 可以看出 , 1986～2001 年间央行通货膨胀厌恶程度与牺牲率的变动趋势基本上 同步相关 , 说明随着我国央行反通货膨胀力度的加大 , 产出的下降程度也是较大的。但是从 2001 年以来 , 央行通货膨胀厌恶程度与牺牲率的变动趋势呈现反相关关系。说明随着央行 独立性的加强和反通货膨胀力度的加大 , 公众已经形成了货币政策对通货膨胀厌恶的预期 , 从而产出的下降可以提前规避 , 使得我国经济呈现出了低通胀、高增长的局面 , 实现了宏观 ·04· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 9 期 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 经济的良性循环。 从发展趋势来看 , 我国央行的通货膨胀厌恶程度逐渐上升 , 反通胀导致的牺牲率逐渐下 降 , 说明了央行的独立性逐步加大 , 货币政策的最终目标逐渐转到了以物价稳定为主 , 而对 于经济增长的考虑逐渐居于次要地位。这也从侧面说明了我国中央银行对公众心理预期的影 响程度逐渐增强 , 受到政府经济增长目标的干扰程度逐渐减小。如果央行宣布在未来将会采 取某种新的货币政策反通货膨胀 , 公众便会根据央行的宣言形成自己的通货膨胀预期 , 并据 此相应地调整自己的决策 , 采取相应行动。因此 , 正如弗里德曼的单一货币政策规则一样 , 央行的独立性和通货膨胀厌恶程度的上升 , 将会改变公众的理性预期 , 降低反通货膨胀和经 济增长的成本。 三、结 　　论 我国中央银行的发展和货币政策的目标经历了一个从起步到不断成熟的过程。本文借助 于通货膨胀厌恶系数的变化 , 分析了我国中央银行在 1984～2007 年间通货膨胀厌恶程度的 变化 , 即货币政策最终目标的发展趋势。通过与其他国家的横向比较 , 可以看出我国央行的 反通货膨胀力度处于各国的平均水平 , 而对经济增长造成的负面作用却相对较小。本文还通 过窗口滚动 SVAR 的方法 , 分析了我国央行通货膨胀厌恶程度和经济牺牲率的历史演化趋 势。通过纵向比较可以看出 , 我国央行的通货膨胀厌恶程度逐渐上升 , 央行的最终目标逐渐 以物价稳定为主 , 而对于经济增长的考虑逐渐居于次要地位。这也从侧面说明了我国中央银 行的独立性逐步加大 , 受到政府经济增长目标的干扰程度逐渐减小。 目前国内外学者比较一致的研究结论为 , 央行对物价稳定的重视程度会影响公众对通货 膨胀的心理预期。我国货币政策开始从直接的行政调控手段向间接的经济调控手段转变 , 央 行逐渐地具有了更大独立性 , 人民银行独立行使中央银行职能的经验逐步趋于成熟 , 会改变 公众关于央行货币政策的心理预期 , 有利于央行通过宣言的方式来影响企业和公众的决策与 行动 , 从而降低了央行反通货膨胀的成本。 中央银行的独立性一定程度上可以显示出治理通货膨胀的决心和能力。2007 年下半年 以来 , 由于居民消费价格指数不断上涨 , 通货膨胀上升。我国央行不得不连续上调利率和准 备金率 , 大力紧缩信贷和控制货币发行量 , 并不断对公众宣布治理通货膨胀的措施和决心 , 就是为了影响公众的心理预期。本文的分析说明随着央行独立性增强 , 对于治理通货膨胀的 决心也不断增强。这有助于企业和公众形成一致的心理预期 , 从而进一步降低央行反通胀的 难度和成本 , 因此对更加有效地治理通货膨胀具有重要的意义。 参 考文 献 [1 ] Cecchetti , Stephen G1 , Margaret M1 McConnell , 1999 , Pol icy makerspi Revealed Pre f erences and the Out p ut2I n f lation V ariabi l i t y T rade2of f : I m plications f or the European S ystem of Cent ral B anks , un2 published manuscript , Federal Reserve Bank of New York , May1 [2 ] Cecchetti , Stephen G1 and M1 Ehrmann , 2002 , Does inf lation targeting increase out p ut volati l i2 t y ? I n Monetary policy : rules and t ranssimission Mechanisms [ R] , Central Bank of Chile1 [3 ] Barro R1J1 , Gordon R1 G1 , R ules , 1983 , Discretion , and Reputation in a Model of Monetary Policy [J ] , Journal of Monetary Economics , 12 (1) , 101～1211 [4 ] Ben S1 Bernanke , Thomas Laubach , Frederic Mishkin , and Adam Posen , 1999 , In f lation Targe2 ·14·关于我国央行独立性与通货膨胀的研究 © 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net ti ng : L essons f rom t he I nternational Ex perience [ M ] , Princeton N1J1 : Princeton University Press1 [5 ] Rogoff , 1985 , The O ptimal Commitment to an Intermediate Monetary Target [ J ] , Quarterly Journal of Economics , Novmber , 1169～11891 [6 ] C1 A1 Sims , 1980 , M acroeconomics and reali t y [J ] , Econometrica , January , 1～491 [7 ] O1J1 Blanchard and M1 W1 Watson , 1986 , A re business cycles al l alike ? I n : R1 J1 Gordon , Edi2 tor , The A merican B usiness Cycle : Continuit y and Change [ M ] , NBER Studies in Business Cycles Vol1 25 , University of Chicago Press1 [8 ] B1 S1 Bernanke , 1986 , A lternati ve ex planations of the money2i ncome correlation , Carnegie2Roch2 ester Conference Series on Public Policy 251 [9 ] R1 G1 King , C1 I1 Plosser , J1 H1 Stock and M1 W1 Watson , 1991 , S tochastic t rends and economic f l uctuations [J ] , American Economic Review , September , 819～8401 [10 ] Kydland F1 E1 , Prescott E1 C1 , 1977 , R ules Rather T han Discretion : The I nconsistency of O pti2 mal Plans [J ] , Journal of Political Economy , J une , 473～4911 [11 ] Abeysinghe T1 and Rajaguru G1 , 2003 , Quarterl y Real GD P Estimates f or China and A S EA N 4 w ith a Forecast Eval uation , Department of Economics , Working Paper No1 0404 , National University of Singapore1 [ 12 ] Oscar Landerretche , Vittorio Corbo , 2002 , Does I n f lation Targeting M ake a Di f f erence ? Work2 ing Papers Central Bank of Chile1 [13 ] Poole W1 , 1970 , O ptimal Choice of Monetary Policy I nst rument in a S im ple S tochastic M acro Model [J ] , Quarterly Journal of Economics , May , 197～2161 [14 ] 夏斌、廖强 :《货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标》 [J ] ,《经济研究》2001 年 第 8 期。 [15 ] 易纲 :《关于中国经济增长与全要素生产率的理论思考》[J ] ,《经济研究》2003 年第 8 期。 [16 ] 翁恺宁、张盛旺 :《西方中央银行独立性理论和指标体系的发展》 [J ] ,《当代经济科学》2000 年 第 5 期。 [17 ] 徐广军、王明明 :《央行独立性问题研究述评》[J ] ,《金融科学》2001 年第 2 期。 [18 ] 章和杰 :《央行独立性的历史回顾及对中国的现实意义》[J ] ,《石油大学学报》2004 年第 4 期。 [19 ] 马光 :《关于我国中央银行独立性与宏观经济表现的实证分析》 [J ] , 《经济科学》2003 年第 4 期。 [20 ] 张旭 :《中央银行独立性测度的比较及对我国的启示》[J ] ,《财贸研究》2002 年第 3 期。 [21 ] 陈晓枫 :《对我国中央银行独立性的实证研究及政策建议》[J ] ,《福建论坛》2007 年第 6 期。 [22 ] 汉密尔顿 :《时间序列分析》[ M ] , 刘明志译 , 中国社会科学出版社 , 1999。 (责任编辑 : 彭 　战 ; 校对 : 曹 　宇) ·24· 《数量经济技术经济研究》2009 年第 9 期