货币政策的分布时滞性分析
沈伟康
一、引言
货币政策的时滞主要分为内部时滞和外部时滞。内部时滞与机构的工作效率相关。而本文主要研究货币政策的外部时滞即分布时滞，货币政策的分布时滞对于不同的作用途径，不同的样本区间所造成的滞后效应也不相同。大多数学者采用静态分析法对此进行分析，而本文选取最新的时间区间采取动态分析法分析滞后期长度，这将对国家宏观政策搭配提供一定的参考意义。
二、文献综述
关于货币政策的时滞性，大卫.休谟提出“中间状态”理论。他认为金银的增长必然会使得物价水平的上升，但这种上升并非即性的。罗宾逊夫人在马歇尔微观经济学和局部分析法上提出了弹性论，认为货币贬值会产生“J型曲线效应”。费雪提出了著名的方程式：，并且首创性论证了长期条件下物价是影响利率时滞原理;凯恩斯是研究货币量变动之后的各种因素的作用机制;弗里德曼等西方学者对货币政策的时滞性也提出了自己的相关阐述。
西方理论对于我国货币政策的制定提供了有效的理论基础。对此国内学者进行了实证研究。欧元明（2012）取自2003年至2011年的月度数据进行实证分析，指出我国不存在严重的内部时滞，但务必对外部时滞有清楚地认知。且外部时滞对物价的影响存在一定的时间间隔;徐琼，陈德伟，周英章（2003）取自1993年至2001年间季度数据进行实证研究，认为我国货币政策存在两种效应：产出时滞效应和价格时滞效应。取定的样本区间范围内价格时滞短于产出时滞，且在不同的货币供给层次所产生的时滞效果并不唯一;董刚（2008）利用1996年至2008年间季度数据采用VAR模型得出利率所引起的时滞时间间隔大于货币供应量所引起的时间间隔，且货币政策对国内总产出以及物价水平均存在一定的时滞效应;熊红芳（2009）从理论方面认为货币政策从扰动初始到结尾收效过程中均存在时滞性，我国应当完善市场结构和畅通传导机制，才能增强我国货币政策的有效性;巴曙松（1999）从理论研究方面阐述了货币政策传导机制存在内部时滞与外部时滞，并根据宏观的金融政策的时滞看货币政策有效性的提高;王大树（1995）从贷款的角度分析货币政策产生的工业时滞，商业时滞以及物价时滞;王聪（1995）综述了西方著名的货币时滞理论，提出我国货币政策建议的观点;肖文伟，杨小娟（2010）运用VAR模型和方差分解方法得出货币时滞的股票价格途径时滞为13至19个月，汇率途径时滞为23至25个月以及心理预期途径为9至10个月。
国内外学者普遍认为货币政策传导存在时滞性，且随着影响作用因子的不同以及取样本区间的变化，时滞期的长度也不相同，作用效果也不一样。大多数研究者采用直接的数值观测估计，这存在一定的不确定性。部分学者采用单方程模型，但这只能研究单因子作用效果，对于系统性研究无法进行实证。因此，本文将对最新数据采取交叉相关系数法和脉冲响应分析法予以研究。
三、模型理论与方法
（一）交叉相关分析法
交叉相关分析的作用对象是双变量的单模型，通常选取某变量最为基准，与另一变量滞后期进行相关分析，从而判定滞后期变量对其的相关程度。具体公式：
四、指标说明与数据处理
货币政策所影响的时滞因子虽多，但对宏观金融变量效果却不相同。本文将研究货币时滞对内部均衡和外部平衡所产生的效果，主要分析国内物价水平变动以及国际收支平衡（本文主要研究经常账户平衡）的时滞变动关系。因此本文中货币时滞作用的途径为物价时滞和贸易时滞。
本文的数据来源于国家统计局《中国统计》。数据区间为2016-1至2017-10月度数据。本文选取的物价时滞途径的具体指标为消费者价格指数（CPI），因为其与货币供应量指标的相关系数较高，更能反映出一般变动趋势;选取国际收支途径为进出口差额（NX），因为一国的货币政策直接影响该国的贸易条件，比如货币贬值会增加出口，减少进口等等。本文中选取的货币政策的传导中介指标为货币供应量M2，因为如今经济快速发展，通过影响实际货币供应量指标不仅仅是流通中的现金，因此选取口径较宽的M2更能反映实际的货币供应量。全部数据采取（上年同期=1）处理，使用软件为EVIEWS.6.0.
五、实证分析过程
（一）数据稳定性分析
图一表示各个变量的长期变化趋势，结果表明变量序列均存在较大幅度的波动。再对数据进行含有常数项进行检验，发现其系统并不稳定。在5%的临界值下，对变量进行一阶差分结果是稳定的。
（二）交叉相关分析法
在0到12的滞后期中，M2与CPI的交叉相关系数于滞后2期时系数值最大，为0.4327（結果大于临界标准0.4）这表明其双变量相关性较强。因此，在2016年1月至2017年10月区间范围内，货币政策的物价水平时滞期为2个月.在0到12的滞后期中，M2与NX的交叉相关系数于滞后1期时系数值最大，为0.4744（结果大于临界标准0.4）这表明其双变量相关性较强。因此，在2016年1月至2017年10月区间范围内，货币政策的物价水平时滞期为1个月.
（三）脉冲响应函数分析
左图指的是货币供应量对物价水平的响应程度。结果表明货币供应量对物价产生正向冲击效应。这与理论相吻合，即扩张性政策会使得一国物价水平上升。结合曲线我们可知在滞后2和5期时达到峰值，之后冲击相对减弱。所以物价水平时滞为2个月或者5个月。
右图指的是货币供应量 对国际收支的响应程度。结果表明货币供应量对国际收支产生的负向冲击效应。结合理论我们可以得知货币供应量增加汇率贬值，在短期内贸易条件恶化时期内在机理。曲线在在滞后3期时达到最小，即此时负冲击达到最大。之后冲击相对减弱。这与实际的“J型曲线效应”相吻合。因此，国际收支时滞为3个月。
六、分析结果与政策建议
（一）货币政策对物价水平和国际收支作用效果均存在时滞性。货币政策的实施效果表现在不确定的远期结果，而并非即期效应。政府当局在运用相关政策时必须认识到时滞效应所带来的未知风险。在衡量未来风险收益时应当视时滞效应为重要影响因子，并给予一定的风险权重。我国政府以及中央银行在采用政策的同时，应当结合多种方法测算估计时滞长度，在此期间实行合理的政策搭配稳定时滞期内的临时性不平衡。
（二）货币政策的时滞长度并不唯一的。理论计算得出的结果受很多因子的影响，重要的因子作用比如取样测算区间的不同会造成时滞长度发生变动。本文中的物价时滞是2个月，这与相关学者对物价时滞研究结果并不相同。另外不同的计算方法结果也不同等等。因此央行在测算长度区间时应采取最新一期的区间，并且采取最优化的算法来进行测度。
（三）物价水平时滞长于国际收支时滞。根据凯恩斯的理论观点，货币时滞作用于产出是短期的，作用于物价是长期的。本文中运用两种方法都认为物价水平时滞长于国际收支时滞，这是因为货币供应影响国际汇率，而汇率作为国际资产的价格，各国的投机者在面对汇率波动时（基于投机者是利益偏好型假设）会立马进行运作。我国作为数据开放的国家以及我国经济的快速发展，必然会成为众多投机者关注对象。国际投机者会基于数据信息搜集，数据挖掘等技术对我国的政策措施采取及时变动。相对于国内水平而言，国内的物价水平变动较慢。这与我国信息流通速度，信息覆盖范围，以及信息认知决策程度有很大关系。国内外相比较而言，国际反应相对更加迅速。因此我国政府在运用政策时，不仅要考虑国内的变动影响，更加应该考虑到国际冲击所造成的不确定因素。在面对短期的资金流动冲击的同时，实施临时性的资金流动管制等政策合理搭配，来提高我国政策实施的有效性。
（四）货币政策的时滞效应是不确定的。货币政策的作用受到国内其他政策以及其他国家政策的制约。我国政府应当完善市场机制，尽可能让货币政策的作用效果表现最大化。特别是当代金融科技助推经济环境大变革的同时，政府应当合理运用金融科技来增强金融政策的效果。（作者单位：河北地质大学经贸学院）
