经济理论与经济管理2014年第6期美国货币政策对中国宏观经济的影晌贺俊1胡家连l张玉娟2(1.中国科学技术大学管理学院，合肥230026; 2.安徽建筑大学管理学院，合肥230601) [提要]本文研究美国货币政策对我国宏观经济的影响，从存在性检验和强度测算两个方面予以分析，运用虚拟变量刻画量化宽松货币政策的实施情况，并引入GumbelCopula上尾相依系数来检测其波动效应的存在。实证结果不仅验证了理论分析的合理性，也证明了美国货币政策的负波动效应，以及量化宽松货币政策与传统货币政策间的协同效应O[关键词]货币政策;波动效应GumbelCopula;上尾相依系数[中图分类号]F821. 0 [文献标识码]A [文章编号]1000--596X (2014) 06~0084~08 国家市场之间相互依赖和影响的研究已经成为学术界一大热点。这其中就涉及货币政策的波动效应问一、引言题研究。所谓的货币政策波动效应就是指一国货币政策的实施会对另一国宏观经济产生的冲击作用，2008年，全球金融危机使世界经济陷入衰退，尤其是指经济危机时期采取的较为激进的货币政各国政府在不断加大财政支出剌激经济的同时，扩策，像量化宽松货币政策。fl]国内外学者已对这个张性货币政策也随之而出，大有愈演愈烈之势。量问题做了大量研究，研究的角度和侧重点都有所差化宽松货币政策已成为美国、日本等多国央行的选别，结论也是各不相同。其中代表性研究有:弗哇择。在此大环境下，我们不得不思考这-问题:如克尔(Frankel)认为美国扩张性货币政策会对欧此激进的货币政策会不会对他国经济产生冲击作洲市场产生负面影响L2劳伦斯(Lawrence)分用?冲击强度又有多大?本文着重于解决美国货币析美国货币政策对加拿大经济的影响，结果表明美政策对我国宏观经济的影响问题。国货币政策的实施会对加拿大的实际产出产生较为在世界经济一体化日趋紧密的今天，关于不同明显的影响阳，麦克戚克(Mackowiak)研究美国2014~02~01 [收稿时间][基金项目]安徽省自然科学基金资助项目(11040606M22)[作者简介]贺俊(l965~)，男，安徽淮南人，中国科学技术大学管理学院副教授，管理学博士;胡家连(1987一九男，江苏徐州人，中国科学技术大学管理学院硕士研究生;张玉娟Cl966~)，女，安徽毫州人，安徽建筑大学管理学院副教授，管理学博士。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者己做了相应修改，本文文责自负o84
经济理论与经济管理2014年第6期货币政策对新兴市场的冲击作用，发现外部冲击对尾相依系数来检测其波动效应的存在性问题;其新兴市场的影响较大。[4J对国内学者而言，吴宏研次，运用中美两国经济数据进行实证检验，实证结究发现美国货币政策能够改善其自身经济状况，但果不仅证明了理论分析的合理性，也证明了美国货对他国的经济增长产生负面影响[5J李增来认为美币政策的负波动效应，以及二者之间的协同效应;国扩张性货币政策在短期内会促进贸易的进行，长最后，结合理论分析和实证检验过程中发现的问题期内会对我国实际产出产生负面影响。[6J给出一些政策性建议。量化宽松货币政策最早诞生于日本，由于日本经济持续低迷，日本央行首次实施了量化宽松货币二、理论模型政策以谋求金融市场的稳定。2008年金融危机以来，多国央行相继加入到量化宽松大潮中，其中又为了更好地分析美国货币政策的波动效应，本以美国最具代表性，詹姆斯(James)对量化宽松文将其分解成两方面分别予以分析，一方面是经济货币政策进行了系统性阐述，并指出政策实施效果正常运行情况下实施的货币政策，我们称之为传统取决于流动性的注入方式[7J托马斯(Thomas)货币政策(或一般性货币政策)，记对应的货币供认为美国量化宽松货币政策的实施可以使美国经济给增长水平为rm2勺另一方面是特殊时期采取的缓步走向复苏，但长期存在风险。回国内学者对此非常规货币政策，像经济危机时期采取的较为激进也做了大量研究，视角和方法的不同也使得研究结的剌激政策，我们称之为特殊性货币政策。由于本果多元化。其中代表性研究有:潘成夫研究指出全文主要考查美国量化宽松货币政策的波动效应问球范围内大规模实施量化宽松货币政策将给中国经题，为此将此方面直接简称为量化宽松货币政策，济产生难以估量的影响，目前直接表现为被迫跟随记超额货币供给增长水平为rm2+。若rm2+=0, 实施扩张性货币政策;[91杨金梅分析指出美国量化rm2*可以大于零、等于零，甚至小于零，表明当宽松货币政策的短期效果比较明显，但长期剌激作期经济处于良性运行轨道，适度宽松(或紧缩)货用有限，且给其他各国央行的政策操作带来不利影币政策的实施都是正常的经济行为，此时实施的货响;[叫黄胆英从货币政策传导机制角度研究美国量币政策仅用以维持经济系统的正常运行;若化宽松货币政策的实施效果，研究结果表明量化宽rm2+>0，一般会有rm2*>0，表明当期经济出现松货币政策的实施对提振美国经济达不到立竿见影恶化，社会计划者向经济系统中注入大量货币以扭的效果，反而会对经济复苏带来一系列负面连锁反转恶化的经济形势。应，同时对全球经济形势，尤其是发展中国家将产(-)传统货币政策的波动效应存在性检验生不良影响;[11]齐晓楠认为美国量化宽松货币政策对序列{y，}和{rm2，}而言，将y，在{rm2，} 在长期将增加人民币升值压力，进而通过人民币汇上进行线'性投影可得:y,= ~α，rm2t-i十E，。这是率影响我国经济，社会计划者需要保持高度的政策;=1 双变量格兰杰因果检验的简化形式。[口]此外，王智灵活性以应对可能出现的意外政策冲击。[12J强等学者在他们的研究中考察了货币政策高次项问至此不难发现:就量化宽松货币政策而言，绝题。4J笔者则融合这两种观点以做进一步分析:大多数的研究仅停留在定性分析阶段，并没有进行高次项主要用来分析货币政策的长期效应，滞后项必要的量化研究。笔者希望在现有的研究基础之上则用来分析短期效应。尽管关于货币政策效应问题进行一些简单的定量分析，以便给社会计划者提供存在一定争议，但大多仅涉及货币政策的长期效一个直观的数字概念。基于这样的出发点，本文不应，对其短期效应已达成共识。值得我们注意的仅研究了波动效应的存在性检验问题，也研究了波是，政策效应的表现形式随着经济环境的变化而愈动强度的测算问题。本文的写作框架如下:首先，加复杂化。为了能够充分发掘货币政策效应的表现将美国货币政策细化为传统货币政策和量化宽松货币政策，分别运用F统计量和GumbelCopula上形式，本文在计量模型中同时引进高次项和滞后
经济理论与经济管理2014年第6期[16J项，以此为基础再对美国传统货币政策进行波动效检验了美国金融危机的传染存在问题。本文以此应的存在性检验。基于上述考虑，本文构造如下计为思想源头引入GumbelCopula上尾相依系数拟量模型来检验美国传统货币政策对我国宏观经济的解决量化宽松货币政策的波动效应存在性检验问影响问题，如式(1)、式(2)所示:题。施魏策尔和斯克拉(Schweizerand Sklar)提7J出Copula概念。该理论近期在金融领域已经得y, =ωnst十二~a;rm2t-i十三:bJm2i+Et (1) 到很好应用。Copula是构造多元联合分布及其随i=l j=l 机变量间相关结构的常用工具。我们知道联合分布y, =ωnst十三JazmLz+三Jbm21可以确定边缘分布，反之则不然。Copula函数实际上就是一类通过边缘分布确定联合分布的连接函(2) 十三JQm2二是十εt数，常用的Copula族是阿基米德Copula，该Copula族覆盖面广，能够包含大多常见的Copula结其中，é，为随机扰动项lm=和km=为最大滞后阶构，其中又以GumbelCopula性质为最好，为此数，为最大高次阶数m=，y，表征t期我国宏观经J 本文选用GumbelCopula作为分析工具。济增长水平，rm2，表示t期我国货币供给增长水设随机变量X和Y分别有连续分布函数F和平，rm2，*表示t期美国传统货币政策所维持的货G，两个随机变量的上尾相依系数定义为:(2)币供给增长水平。实际上，式(1)就是式在~1 limP{Y>σ1 (u) (u)} X u = I > 原假设条件成立情况下的简化形式，原假设如下:u1 Ho Ck Ok 0= ,= ,1,2, 假设极限Àuε(0，1)存在，乔(Joe)对上式[18J进行推导后给出了连续性随机变量的等价定义分别对式(1)、式(2)进行回归，所得残差平方和记为RSS1，RSSz，由此可以构造F统1--2u十C(u，u)λlim~ [15J1一-u计量u--l 十1)其中，C(uu), 为X和Y的Copula结构，若Àu=(~SSI --J6Sz)/(k~-F = ~~~ --RSSz/[T Ci=r十十k十2)JJm=m=0，称X和Y(0是渐进独立的，若ÀuE 1)，称X, ~ F[k十1mu，T一(i十j即十k2) m=m=J + 和Y是渐进相依的，Àu越大，相依程度越高。笔者以量化宽松货币政策的实施时间为断点分段进行拟其中，T为样本时期，给定显著性水平α，对应的合，若分段前后Àu发生明显变大，说明量化宽松货拒绝域为αIF> Fa} ，由此可以判断出美国传币政策的实施对我国宏观经济产生冲击作用，即量统货币政策是否会对我国宏观经济产生影响。若拒化宽松货币政策的波动效应是存在的。绝原假设，意味着变量rm2;，rm2句，…对有较YtGumbel Copula的联合分布函数为:强的解释作用，说明美国传统货币政策的波动效应是存在的，反之则不然。对于量化宽松货币政策而y) FCx) G(y) FCx,=C[,J 言，到目前为止美国仅实施了四轮量化宽松政策，I/Y} =exp{一[(→lnF(x))Y十(一lrC(y))YJ而且退出之意日趋明显，若同样构造F统计量予其中，γ为唯一待估参数，其上尾相依系数与参数以判断的话，很可能因为样本量的过小导致分析结之间有如下关系:果失真，基于这一层面的考虑，本文引人 2u十C(u上尾相依系数以更好地分析量化宽松货币，u，(.)/ I ....11 ~'U"/r --lim u 2 2--1 U u-1 政策对我国宏观经济的冲击作用。(二)量化宽松货币政策的波动效应存在性实际上，本文将要做的只是对仅实施传统货币检验政策条件下表征美国货币供给增长状况的代理数据叶五一应用阿基米德Copula的变点检测方法与表征我国宏观经济增长水平的代理数据分段分别86
经济理论与经济管理2014年第6期进行GumbelCopula拟合，通过参数估计值的变高，不同国家市场之间相互影响作用越来越大，本化来判断上尾相依系数的变动情况，并由此给出量文主要考察美国货币政策对我国宏观经济的波动效化宽松货币政策的波动效应存在性判断结果。应，采用美国广义货币供给增长水平和我国规模以(三)波动效应强度测算上工业增加值增长水平为检验样本，并首次引人下文笔者将构造相关计量模型来具体测算美国Gumbel Copula上尾相依系数对美国量化宽松货币货币政策对我国宏观经济冲击作用的大小。我们知政策的波动效应问题进行分析。道每轮量化宽松货币政策的祭出并非只是增加货币(一}数据描述供给量，同时还会采取一些与之相适应的政策措自2001年加人世贸组织以后，外部经济对我施，像降低利率水平等。为了简化分析过程，本文国宏观经济的影响才愈加显著，为此本文就近选取2000年以后的数据进行实证检验，从2000年1月先将rm2i定义成虚拟变量形式，如下所示:到2013年6月共162组数据，所有数据均来自于(0，表示t期没有实施量化宽松货币政策Wind金融数据终端，缺失数据均采用二次样条插m马=\1，表示t期实施量化宽松货币政策值予以补全。用y，(t期我国规模以上工业增加值以此为基础，将rm2十引人式(2)以对美国同比增长率)表征我国t期宏观经济增长水平，用货币政策(传统货币政策，量化宽松货币政策)的rm2, (t期我国广义货币供给同比增长率)表征我波动效用进行综合比较分析，如下:国t期货币供给增长水平，用rm2，*(t期美国经济正常运行情况下广义货币供给同比增长率)表示ty, =ωnst十三:amLz十三JbJm21期美国传统货币政策所维持的货币供给增长水平，用虚拟变量rm2t刻画t期美国量化宽松货币政策十三=d，(rm2* rm2+)t-/十ε(3)的实施情况。(二)滞后阶数和高次阶数的确定其中，lmax表示最大滞后阶数，(nn2* nnz+)，可以对于滞后阶数的确定，笔者采用萧(Hsiao) 理解为t期美国传统货币政策与量化宽松货币政策构造的最终预测误差(FinalPrediction Error, 产生的联合效应，其他相关参数定义同上。事实FPE)准则予以确定[叫，先构造一个简化的计量上，在实施量化宽松货币政策后社会计划者更多的模型，如下所示:是关注二者产生的联合效应可能会对我国宏观经济y, =α。十三二αirm2t-i十U，造成的影响并由此制定应对措施，而不会单独分别予以考虑，为此本文直接引进表征二者联合效应的其中，均为随机扰动项，对上述简化模型进行回参变量以便实现与实际情况的更好吻合。对于最大归可得残差平方和RSS(i)，则有:滞后阶数和高次阶数的确定问题，实证部分将结合T十i+ 1 RSS(i) 相关数据给出具体操作方法。FPE(i) =一一一一一一·T-i-1 T 到目前为止，笔者已从波动效应的存在性检验和强度测算两个方面对美国货币政策(传统货币政其中，T=162表示样本时期，选取使得FPE(i)最策、量化宽松货币政策)进行了较为细致的理论分小的lmax作为最大可能滞后阶数，实际上只需满足析。下文笔者将运用实际经济数据来验证理论分析如下条件:的合理性。i= argminFP E (i ) max 最终确定的最优滞后阶数irnax= 2，同理得:三、实证分析k= 4, lrnax = 2。rnax 我们知道，随着世界经济一体化程度的不断提对于高次阶数的确定，令Zj'= rm2i ，先将高
经济理论与经济管理2014年第6期次项转化为线性齐次项，再构造一个相应的计量模信水平下拒绝原假设，也就是说，笔者有95%的把握认为美国传统货币政策的实施会对我国宏观经型:ι=</>。十三J￠oZJt十屿，U，为随机扰动项，从济产生影响。由于这只是一个较为粗糙的估算，笔)=1开始，逐次进行普通最小二乘回归，直至出现者将在后面给出最终因归结果之后进行修正回验以回归系数无法通过显著性检验为止，最终确定的高更精确的检测传统货币政策的波动效应存在问题。阶次数)max=2，下文将以此为基础进行波动效应对于量化宽松货币政策而言，本文以量化宽松的存在性检验。货币政策的实施时间为断点分段分别进行Gumbel(三)波动效应的存在性检验Copula拟合时，也就是将美国经济正常运行情况对于传统货币政策而言，根据前面初步确定的下表征货币供给增长水平的代理数据进行分段，并滞后阶数可以得到不同置信水平下的临界值与相应的表征我国宏观经济增长水平的代理数据分Fα(5， 152)，具体见表1所示。别进行拟合。由于第三、第四轮量化宽松货币政策分别在2012年9月、12月实施，这就导致实证检表1不同置信水平下的临界值验缺乏后继数据支撑的问题。鉴于此，本文暂不考置信水平I 1% I 5% I 10 虑、第三、第四轮量化宽松政策的检验问题，仅以第临界值I 3. 03 I 2. 22 I 1. 85 一、第二轮实施时间为断点依次将实证数据分为两资料来源Wind资讯。段分别进行GumbelCopula拟合，具体拟合结果在暂不考虑系数显著性前提下，可以求得统计见表2所示。量F=，即有F>F.(5，152)，在5%置o05表2分段GwnbelCopula拟合结果第一轮第二轮项目前后目。后参数估计值1. 042 1. 078 1. 047 1. 089 上尾相依系数 资料来源Wind资讯o在实际拟合过程中，笔者先依据罗伯托3所示，在显著性水平为5%的情况下均能通过系(Roberto)提出的兰种拟合优度检验方法(分布函数显著性检验，此时F统计量对应的P值均为0，数法、克卢格曼帕萨法和非参数法)在阿基米德说明回归模型也是显著的，最终回归结果如下:Copula族中进行Copula选择阳，检验结果再次证y, = 十, -4. 467nn2; 实G旧nbelCopula的优良性质。从表2可以看出，十 2t-l一二4Gumbel Copula 上尾相依系数均出现明显变大的情y, =一十, -6. 403nn2; 形。这就是说量化宽松货币政策的波动效应是存在+ O. 870nn2t-l一(nn2* nn2十)卜l的。到此为止，本文已经完全解决波动效应的存在性检验问题，检验结果与实际情况高度吻合。下文基于最终回归结果，笔者先对前面涉及的传统将以此为基础来解决波动强度的测算问题。货币政策的波动效应存在性检验问题进行回验修(四)回归分析正，最优滞后阶数和高次阶数分别修正为l口m温aA旧分别对式(2)、式(3)逐次进行普通最小二1, )m叩aa咀x二2乙，走m叩x二4ιo这样就可以得到修正后的临乘回归，依次剔除最大P值对应的白变量，直到界值Fα(σ5，153)。事实上，修正后的临界值与表I所有参数均能通过系数显著性检验。回归结果见表相比并没有发生明显变化，此时对应的检验统计量
经济理论与经济管理2014年第6期F=，有F>F.(5，153)，即在10%置信o1O力度等经济措施都是可行的。水平下拒绝原假设，也就是说，笔者有90%的把握认为美国传统货币政策的实施会对我国宏观经济四、结论及政策建议产生冲击作用，修正后的结果只是稍微降低了可信度而已，10%的置信水平是可以接受的。这就回证本文在现有的研究基础之上，从存在性检验和了己分析结果的正确性。强度测算两个方面分析美国货币政策对我国宏观经对于我国货币政策而言，回归系数出现了一次济的波动效应，所做工作以及所得结论如下:项系数为正，二次项系数为负的情形。这说明我国第一，将美国货币政策细化为传统货币政策和实施的货币政策对中国宏观经济的影响呈现倒U量化宽松货币政策，从这两个方面分别考察美国货关系，即货币政策在一定范围内可以促进宏观经济币政策对我国宏观经济的冲击作用，研究结果不仅形势的好转。一旦超过某一界限，随着货币政策的解决了波动效用的存在性检验问题，也解决了披动进一步实施反而会削弱货币政策的实施效果。此强度的测算问题。对于量化宽松货币政策而言，将外，我国货币政策滞后一期项系数为正，其值大概其定义成虚拟变量形式以简化分析过程，并首次引为当期值的%，滞后期不仅有利于经济增人GumbelCopula上尾相依系数以更好地检测其长，而且产生较大的正效应，社会计划者应当予以波动效应的存在，以量化宽松货币政策的实施时间充分关注。在式(3)引人量化宽松货币政策变量为断点分段分别进行GumbelCopula拟合，拟合后，其回归结果比起式(2)并没有发生太大变化，结果证实了波动效应的存在。这在一定程度上表明倒U关系的稳定存在。这种第二，运用实际经济数据验证了理论模型的合稳定存在性对社会计划者进行宏观经济调控具有一理性，实证结果表明我国实施的货币政策对中国宏定的指导意义。观经济的影响呈现倒U关系，而且这种倒U关系对于美国货币政策而言，就式(2)回归结果具有一定的稳定性。对于美国货币政策而言，无论来看，美国传统货币政策当期以及滞后三期以内项是传统货币政策还是量化宽松货币政策都将对我国均无法通过显著性检验，而浦后4期却能够通过系宏观经济产生负的波动效应，而且量化宽松货币政数显著性检验，且回归系数为负。这表明美国传统策的实施可以与传统货币政策产生协同效应，同时货币政策的实施会对我国宏观经济产生一个负的波还将加快传统货币政策负效应的波动速度。量化宽动效应，而且这个负效应具有为时4个月的潜伏松货币政策的实施对我国最为直接的影响就是央行期。在实施量化宽松货币政策后，潜伏的负效应提被迫跟随实施扩张性货币政策，进而使得我国经济前显现出来。这说明量化宽松货币政策的实施加快系统中货币供给量呈现快速上升之势，同时大量了传统货币政策负效应的波动速度。此外，量化宽"热钱"的流入将加剧这一态势的发展程度，并最松货币政策和传统货币政策能够产生协同效应，二终使得我国有效货币供给增长水平远超过最优货币者带来的协同冲击强度远大于传统货币政策冲击强供给增长水平，到达倒U型关系的右半部分，这度。这不仅表明量化宽松货币政策与传统货币政策时就要求社会计划者实施适度从紧的货币政策以将一样会给我国宏观经济带来负的波动效应，还间接有效货币供给增长水平控制在倒U型顶点附近，暴露了我国经济系统的不稳定问题，承受不住激进并辅以其他一篮子积极措施以缓解由此导致的人民货币政策的冲击。这就要求社会计划者不仅要关注币升值压力。美国货币政策产生的负效应，更要重视国内经济系第三，进行分段拟合GumbelCopula连接函统的维稳问题，稳定的经济系统能够缓解激进货币数时只是人为地确定分段点。这具有很强的主观政策的冲击，为社会计划者赢得时间制定应对措性，而且实证结果表明量化宽松货币政策的波动效施，当前社会计划者只需做好国内经济系统的维稳应具有时滞性，这就是说以量化宽松货币政策的实下作即可，继续推动内需经济、加大经济结构调整施时间为断点进行分段拟合是有待商榷的，若先进
经济理论与经济管理2014年第6期表3货币政策效应的实证检验结果变量名(1)式(2)式(1)式(2)式(3)式 o. 131 一. 133 一一 常数项()狲(一) ()赞() ** ()铸1. 706 1. 199 1. 744 1. 194 1. 928 rm2 ()瓣() ** ()铃() ** ()铃一 一 rm2~2 ()铃() ()椅()侵( 5. 525)份o. 5945 rm2(-1) (1. 740)叩() **椅()狲()餐(3. 740)骨 rm2(一2)(1. 443) () nπ2铸(-1)( ) nη2份(-2)(0. 503) rm2* (-3) () o. 102 rm2赞(-4)(0. 225) ( )** (rm2铃rm2+) 一()狲(-1) 样本数160 158 162 158 161 RSS o. 138 o. 126 O. 124 F统计量 7. 593 14. 554 P值 注:\著性检验问题，第四列、第五列、第六列为最终回归结果。资料来源Wìnd资讯。行分段点选择，即引人变结构选择问题，分析结果题，美国货币政策是通过什么途径得以影响我国宏可能与实际情况吻合得更好一些。此外，本文只是观经济，本文并没有对这个问题进行相应的定量分解决了波动效应的存在性检验和波动强度测算问析。上述两个问题都是我们今后的研究重点。参考文献[lJ玉春峰，康莉，王世彤.货币危机的传染:理论与模型[JJ.国际金融研究.1999. (1). [2J ]. Frankel. lntemational Macroeconomic Policy Coordination When Policy Makers Don’t Agree on the True Model [JJ. American Economic Review. 1988. (78). [3J ]. Lawrence. E. Martin. L. Charles. Monetary Policy Shocks: What Have We Leamed and to What End? [2]. NBER Working Paper Series No. 6400. 1998. [4J B. Mackowiak. Extemal Shocks. U. S. Monetary Policy and Macroeconomic Fluctuations in Emerging Markets [JJ. 90
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