摘 要：当前金融危机席卷全球，企业破产倒闭，失业率攀升。各国纷纷开足印钞机马力，向市场注入流动性。这时重温货币政策的时滞性，有利于选择货币政策出台的时机，避免信贷投放过多过快引起后期的通货膨胀；有利于实现货币政策的实施效果， 避免陷入凯恩斯的流动性陷阱，从而保持经济平稳较快发展具有重要意义。本文利用分布滞后模型测算出我国的的货币政策的时滞在1.5年至2年左右。
关键词：货币政策 滞后效应 分布滞后模型
一、引言
由美国的次贷危机引起的金融危机，导致了波及全球的经济衰退，大量企业倒闭，失业率上升。为了避免经济形势进一步恶化，各国政府纷纷采取了扩展性的财政货币政策。2008年10月美国财政部和美联储联手推出了7000亿美元的救市方案；2009年3月联邦储备委员会声称购买3000亿美元长期国债，相当于开足了印钞机的马力，与此同时，基准利率也维持到了历史最低水平0%-0.25%1。欧洲共同体，在这次金融危机中，也不能独善其身，经济衰退明显，失业率在高位徘徊，到目前为止，已经出台了超过2万亿欧元的救市计划2。日本，经济的衰退，迫使国家领导人更替。在中国，当国内还在对救与不救市问题进行纠缠的时候，金融危机已经影响到了中国的出口额，最终中央政府在两会期间宣布2年内投入4万亿元人民币刺激经济，令人欣慰的是：如今这一刺激计划效果开始慢慢显现！
金融危机的影响已经超出了之前经济学家的预期，一直在标榜市场这只看不见手作用的资本主义国家，纷纷实行政府干预的凯恩斯主义政策，以政府的强制力来克服市场经济的失灵。遗憾的是，全球经济目前仍未好转，经济晴雨表的股市指数一直在低位盘整。纵观目前各国的经济报道，若是经济仍未起色，很有可能进一步出台经济刺激方案，以更加积极的财政政策与宽松的货币政策来缓解当前局面。
毫无疑问，这样的政策干预，将是向市场增加充裕的流动性，避免企业因金融危机收入下滑而出现暂时的资金链断裂，从而导致企业关门倒闭增加失业。不难理解，这样的政府干预政策是可以增加社会福利，存在着帕累托改进。
然而，本文要分析的问题是：流动性的增加，对于经济的影响是有时滞的。清楚货币政策的时滞，避免一味地以当前的经济指标作为判断货币政策实施的效果，认为货币政策效果不够显著，从而加大基础货币的投放量，这种政策行为，容易造成后期市场流动性过剩，产生严重的通货膨胀。素不知，当期的货币政策已经在起作用，只是尚未传导到实体经济，所以未能在当期的经济指标中有所反映。所以说，认清货币政策时滞性，可以有效避免经济的大起大落，符合我国经济平稳较快发展的发展理念。
二、货币政策时滞的相关理论
货币政策的时滞性是建立在货币政策有效性的基础上。在货币政策有效性的问题上，经济学史上出现了两种截然不同的理论：货币中性理论与非中性理论。其中货币中性理论是以古典学派为代表，认为货币供给的增长将导致价格水平的相同比例增长,对于实际产出水平没有影响。而非中性理论又以凯恩斯主义与货币学派的货币理论为代表。他们都认为货币对总产出具有影响，非中性的。凯恩斯主义认为，货币首先影响利率，利率是投资的重要解释变量，而投资又是国民生产总值的重要组成部分，即M(货币供应量) ↑ →r（利率水平）↓→I（投资需求）↑ →Y（国民生产总值）↑；货币学派的代表人物弗里德曼则认为，货币供应量的增加，首先会影响商品的价格，从而增加供给，即M（货币供给量）↑→ A（商品价格）↑→ Y（社会供给）↑。每种理论都适当的解释了当时的经济状况，有它们生存的土壤。在古典主义时代，物质匮乏，萨伊的“物质供给创造需求”理论恰到好处地解释当时经济情况。总产出供给的增加是由生产要素来决定的，而与货币的供给（M）没有直接关系。然而，到了30年代的经济大萧条，由于机器化大生产，产能相对过剩，经济矛盾转向了有效需求不足。政府需要降低利率，增加投资需求、消费需求、政府购买，从而弥补市场需求的不足，以至于增加产出，凯恩斯主义的经济理论恰到好处地解释了这个时候的经济状况。
从目前的经济结构来看，世界的经济产能是相对过剩的，货币非中性理论更适合解释每次利率的变动都将会影响到产出。认识到了货币是影响总产出的，那么，进一步认清货币影响总产出的机理就显得十分重要，其中包括很重要的货币时滞性问题。因为货币政策时机的出台不合时宜，经济运行就容易出现激烈的波动，不利于经济发展。
货币政策时滞，是指从政策开始制定到政策目标最终实现所经过的时间。可分为内部时滞和外部时滞两部分。内部时滞，是指从政策开始制定到实施政策工具为止这段时间。外部时滞，是指从中央银行操作货币政策工具开始到对政策目标产生影响所经过的时间。货币政策的时滞对货币政策的效果有很大的影响。如果中央银行对货币政策时滞能准确预测，货币政策效果就容易确定，货币政策工具在实施和传导的选择中就容易把握方向和力度，就可以达到理想的政策目标。
为此，定量分析货币政策的时滞就显得尤为重要，它可以避免当前过量地投放货币，有利于控制未来经济出现恶性的通货膨胀；可以避免当前社会大众持币待购现象，出现凯恩斯的流动性陷阱，有利于实现货币政策效果。
三、模型设定与分析方法
为了能准确地度量货币的时滞，本文使用了分布滞后回归模型。货币政策的时滞性就转化为对货币滞后阶数的判断，也就是判断货币滞后多少阶仍对总产出有显著性的影响。分布滞后模型的固有问题很多，它容易造成自由度的减少、解释变量之间的多重共线性以及误差项的自相关问题，给参数的估计和相关统计量的检验带来了偏误，直接影响到我们对于模型的客观评价。本文使用Newey-West HAC方法估计参数，在一定程度上减轻异方差和自相关的影响，给t统计量、F统计量的判定提供前提条件。
3.1 变量的选择
经济运行是一个错综复杂的有机体，要想把整个经济的运行复制到计量模型中，那是不现实的。其一，有些变量是无法度量的，比如制度变量，如今虽然很多学者都在寻找制度的工具变量3；其二，相关变量搜寻的成本问题、时效性问题；其三，最关键的也是最重要的是，由我们研究的目的决定的，研究的目的是想要抓住事物的主要影响因素，而非面面俱到。基于这些原因，
我们可以建立一个简化的计量模型来对现实社会的推断。本文主要选择了以下一些变量：
（1）国内生产总值（GDP） 本文使用季度的GDP来度量每个季度内国内新增产出；
（2）新增固定资产投资（I） 新增固定资产投资，必定拉动投资需求，从而对当期的GDP产生影响；
（3）社会消费品零售总额（C） 虽然消费占我国的GDP比重较低，但是它也是拉动 GDP增长的三驾马车之一，若是遗漏了该变量，容易造成模型内生性问题，参数的估计是有偏的；
（4）基础货币(M1) 之所以选择M1,因为M1是可以由中央银行通过公开市场业务控制的，具有很强的操作性；此外，还可以使用M1作为净出口的代理变量，由于我国特殊的结售汇制度，净出口的增加导致了外汇占款在增加，表现为基础货币投放的增加。
3.2 数据的来源及说明
本文的样本从1999年第一季度到2009年第一季度的41个季度数据。其中2008年9月份新增固定资产投资是缺失值，为了数据的完整性，本文对数据进行了处理，使用2008年8月份和10月份的数据简单算数平均来估计。由于社会消费品零售额（C）与基础货币(M1)是每月公布一次，本文把它们转化为每个季度相应的增加额。本文数据来源于中经网统计数据库。
3.3 模型的设定
本文采用分布滞后模型，主要模型的设定为：
GDPt=β0+β1×It+β2×It-1+β3×Ct+β4×M1t+β5×M1t-1+…+β4+j×M1t-j+εt
其中 j≥0 3-1
货币政策时滞测度，主要落在找出j。在模型中就表现为M1t-j对GDPt具有显著性的影响。经济学的解释是货币政策滞后了j期，还在影响着当期的总产出GDP，显然货币的滞后期为j。
3.4 模型的估计结果
为了更好的估计出货币效应的时滞，本文采用逐步回归的方法，对货币供应量逐渐滞后，然后判断参数的显著性和模型的拟合优度。
注：**表示在5%显著性水平下显著异于0；*表示在10%显著性水平下显著异于0
由上图容易发现，F统计量并不是随着滞后项的增加而增加，相反，在滞后6期的时候，F统计量值达到最大502.155。因为我们模型中的因变量是相同的，所以可以说滞后6期模型的拟合优度相对来说比较好。AIC指标也表明，在滞后6期的AIC值比滞后7期的AIC值偏小，从这两个指标看出，滞后6期模型是本文重点关注的对象。结合滞后8期的模型，剔除滞后6期模型中不显著的解释变量，由此，我们采用了以下模型：
GDPt = 10905.3 + 0.58 It + 1.37 It-1 + 0.08 Ct + 0.48 M1t-1 + 1.32 M1t-2 + 0.86 M1t-6+ 0.55 M1t-7 + 0.77 M1t-8+εt （3-2）
在这个模型中（相关统计量见上表），各个参数在显著性水平为5%的时候都显著异于0，F统计量的值为655.1086，是试算过模型中最大值，表明此模型拟合优度相对较好；同时AIC指标值为17.5499，是各个模型中AIC值最小的，也从另一个侧面反映了这个模型较好；因为本文采用很多滞后项，变量间难免会产生多重共线性，本文只以M1对各个模型中滞后的M1计算方差膨胀因子（VIF）来度量模型的是否存在多重共线性，从本文计算的结果来看，方差膨胀因子是随着M1的滞后项增加而增加，也就是说，滞后项的增加，更容易产生多重共线性。值得庆幸的是，回归中的方差膨胀因子都在1-4之间，不算很大，在可以接受的范围内。而且，本文使用的模型的方差膨胀因子处于中间位置，多重共线性问题对本文的影响不是很大。
3.5 模型稳定性及相关检验
根据上节估计的结果，本文采用了如下模型对于货币政策滞后效应的分析。3-3
基于上面的模型的模型是否能估计货币政策的滞后期，最为关键的是，这个模型的可信度如何，它是否还遗漏了滞后更长的M1，比如M1t-9，M1t-10…；更有可能，本文设定的模型是错误，也就是说解释变量与因变量之间存在非线性关系，然而在本文的模型中并未考虑变量之间的非线性关系。为了让本文的模型更具说服力，本文考虑RESET模型检验，该检验方法思路为，对受约束模型进行回归（本文模型3-3），则这个模型要是存在遗漏变量或者模型设定问题都进入了残差项，又由于残差项与因变量的估计值相关，因此可以使用因变量的估计值作为残差项的代理变量。那么无约束模型应该包括受约束模型因变量的估计值。在受约束与无约束模型之间可以构造F统计量来进行假设检验。检验结果如下：
reset 模型检验 | ||
受约束因变 | F统计量值 | F概率值 |
2次方 | 1.108979 | 0.303242 |
3次方 | 0.556626 | 0.581002 |
4次方 | 0.381237 | 0.767539 |
球形扰动性检验 | ||||
| F统计量值 | F概率值 | n*R2 | 卡方概率值 |
White | 1.124092 | 0.408944 | 17.46395 | 0.356206 |
Breusch-Godfrey | 1.421755 | 0.245272 | 1.921153 | 0.16573 |
球形扰动检验的原假设为随机扰动项没有自相关与异方差，也就是说随机扰动项满足球形扰动。从上表F概率值和卡方概率值看出，在5%的显著性水平下，我们是不拒接原假设，认为随机扰动项是球形扰动。那么，从一个侧面反映出本文模型的参数估计及显著性检验是有意义的，估计的结果是可信。
四、结论与实践意义
在上部分中，对模型进行了参数估计，模型稳定性检验以及球形扰动，在5%的显著性水平下，本文不拒接模型（3-3），认为模型能够挖掘出货币政策的时滞效应。
由估计结果（3-2）式可以看出来，新增固定资产投资It 的系数为0.58，新增固定资产投资滞后一期It-1系数为1.37，远远大于
消费需求Ct 的系数0.08。估计的结果捕捉到了我国目前的现实状况。在我国，总产出很大一部分都是由政府的固定资产投资需求带动；消费需求一直萎靡不振，多少年来一直徘徊在40%左右 。反映在我们模型中就是固定资产投资的边际倾向比消费的边际倾向要大。
由估计的结果可以发现新增货币滞后1期M1t-1、滞后2期M1t-2、滞后6期M1t-6、滞后7期M1t-7和滞后8期M1t-8对总产出有显著性影响。这个结果可以从货币政策的短期效应和长期效应来分析。中央银行当期实行扩张的货币政策，在短时期，表明货币当局实行宽松的货币政策，从预期的角度考虑，国家要刺激经济的增长，无疑会增加投资需求和消费需求，从而拉动总产出的增加。但是，这笔信贷的增加，并不能立即传导到实体经济。而是先影响到融资成本利率i，然后影响到投资需求和信用消费需求，最后对总产出产生影响。但是每个国家的货币滞后期是不一样的，因为货币政策在传导的过程中，很大程度上受该国的货币制度安排影响，利率是否自由化，各国民众的财经知识水平，因为它影响到民众对当前经济形势的判断。本文计算的这个传导时间为6期至8期，由于使用的是季度数据，6期到8期折算回来货币政策大约有1.5年到2年的时滞。在我国目前银行利率水平还未完全自由化的时候，货币政策的实施并不能立刻反映到利率上，同时，我国民众的经济常识尚未普及，对中央的政策变化不能做出立即反映，来调整自己的消费行为，提高效用水平。也就是民众的信用消费需求观念薄弱，这些都在一定程度上阻碍了货币政策的传导，综合各方面因素，我国的货币政策滞后在1.5年到2年之间。
在目前各国都在开足印钞机马力的时候，重温货币政策的滞后效应，具有重要意义。就中国来说，在第一季度的信贷额度为4.58万亿元，占全年信贷指标的90%以上。扩张的货币政策十分明显，决策机构同时也表示若是经济不起色，不排除继续增加信贷额度。本文觉得这是一个危险的信号，当期的信贷投入而经济在短时期不起色，并不代表着货币政策不起作用，而是在传导的过程中，它要等1.5年到2年后才产生明显的作用。若是我们以当前的经济起色作为货币政策的导向，继续增加信贷的投放，那么，在不远的未来，过多的货币追求过少的产品，将会产生严重的通货膨胀，不利于经济的平稳较快发展。在短期，过多的信贷投放，容易出现凯恩斯的流动性陷阱，民众持有新增的信贷，并未购买投资品，利率未能下降，也就不能拉动总产出的增加。
认清货币政策的时滞性，选择最优时机出台相应的货币政策，避免经济出现激烈的波动，保持经济平稳较快发展，符合我国的和谐社会建设的要求。
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